中国融资融券业务处置效应的实证分析

肖 琳,赵大萍,房 勇

(1.中国科学院数学与系统科学研究院，北京 100190；2.中国科学院大学经济与管理学院，北京 100190；3.首都经济贸易大学金融学院，北京 100070)

1 引言

处置效应是资本市场中普遍存在的一种投资者非理性行为，它阐述了一种有悖于“理性人”假说和期望效用理论的金融异象：投资者倾向于卖出处于盈利状态的投资；而当投资处于亏损状态时，投资者则不愿意出售此项投资。对于投资者产生处置效应的原因，学者们从传统金融学和行为金融学的角度均做出了解释。传统金融学的观点认为，投资者往往抱有均值回复信念[1]，即期望其目前所持有的亏损股票的价格在未来会发生逆转，因此不会选择及时止损。基于行为金融学的解释主要是前景理论以及损失厌恶与后悔理论。在前景理论的框架下，当人们面临多个选择时，他们往往是最大化“S”形价值函数，而不是传统的效用函数。由于价值函数在盈利部分是凹函数，在亏损部分是凸函数。因此，当处于盈利状态时，投资者是风险回避者，倾向于卖出风险资产； 当处于亏损时， 投资者是风险偏好者，表现出愿意持有风险资产的投资行为[2]。而损失厌恶与后悔理论则认为，当不确定条件中包含后悔因素时，投资者会选择投资决策，使得后悔因素最小，因此为避免实现损失所带来的痛苦与后悔，投资者倾向于长时间持有亏损股票[3]。

自从Shefrin等首次提出并命名处置效应后，国内外大量实证研究验证了处置效应的存在性。对处置效应存在性的检验最初是通过研究股票往期价格与异常交易量之间的关系进行的。Lakonishok等[4]发现盈利股票比亏损股票有着更高的异常交易量，由此美国股票市场上的处置效应得以证明。接着，Odean[5]构建了经典的盈利实现比率-损失实现比率(PGR-PLR)指标，以此来对市场的整体处置效应进行刻画。该方法计算得到的盈利实现比率(PGR)为14.8%，损失实现比率(PLR)为9.8%，两者之间的显著差异再次证明了美国股票市场整体上存在处置效应。随后，回归分析也被用于处置效应存在性的检验。Grinblatt和Keloharju[6]研究了芬兰市场上个人及机构投资者买卖股票的日度数据，利用Logit 回归研究了促使投资者进行交易的因素。研究发现当出现较大损失时，股票被卖掉的概率会降低32%。

随着对处置效应研究的进一步深入，学者们更细致地探讨了不同交易主体的处置效应。Jordan和Diltz[7]通过研究日交易者的交易数据，发现样本中约65%的日交易者持有损失股票的时间比持有盈利股票的时间长。Locke等[8]发现，芝加哥商品交易所的全职高频交易者持有损失股票的时间显著高于持有收益股票的时间。Li Jin等[9]研究发现，当共同基金经历管理变更后，新的基金经理倾向于大量卖掉之前的损失股票；而连任的基金经理出于试图保护自己事业的心理，不愿意承认之前所犯的错误，因而在很长一段时间内依然持有损失股票。Szyszka等[10]在波兰新兴的IPO市场上进行了研究，发现无论是采用名义还是经过市场调节后的收益率进行计算，首日收益为正的股票的交易量均显著高于首日亏损的股票的交易量。

国内学者采取了类似的方法研究了中国投资者的处置效应。赵学军和王永宏[11]应用PGR-PLR指标，首次发现国内股票市场同样存在处置效应；任德平等[12]在线性量价回归模型的基础上，选取6种不同方式对投资者心理参考价格进行设定，发现，无论采取哪种参考价格，结果均表明，中国股票投资者整体存在处置效应；池丽旭等[13]从IPO交易量入手，验证了交易新股的投资者同样具有卖盈持亏的行为倾向；伍燕然等[14]以5万只开放式股票型基金的43.7万个人账户为样本，发现中国基金投资者表现出显著的处置效应，并且个体处置效应强度与性别、年龄、地域、开户渠道相关；除了以上传统金融市场，2005年股改后的权证市场的处置效应也得到了验证：张伟强等[15]对某证券公司2005～2009年权证T+0交易记录进行了研究，发现盈利状态时权证被卖出的可能性是亏损状态时被卖出可能性的1.129倍。

随着我国经济的不断发展以及证券市场的逐渐成熟，许多新兴的证券交易制度也在不断涌现，其中备受关注的是融资融券业务。自2010年3月10日融资融券业务正式启动以来，短短几年时间，两融业务发展迅猛：两融余额由最初的几百亿规模增加到如今突破9600亿，两融标的从最初仅有的90只扩容至950只，所涵盖的个股也从之前单一的蓝筹股向中小市值的股票延伸。两融业务的开展对我国证券市场有着深远的影响：一方面，融资融券增加了交易量和交易额，提高了市场交易效率；另一方面，融资融券业务扩大了信贷规模，并且通过资金杠杆放大了收益或亏损，因此在市场出现剧烈动荡时可能诱发金融危险。目前国内对两融市场的研究主要集中于融资融券业务的开展模式[16]，两融业务与股市波动率之间的相关性[17]，两融交易机制对股票定价的影响[18]，融资融券制度环境下中性配对交易策略的构建[19]，以及风险控制和监管[20]。然而，还没有国内学者从行为金融的角度出发，对两融市场上所存在的非理性因素进行系统研究。因此，针对融资融券投资者具体行为模式的研究具有重要的现实意义。本文试图检验两融市场上处置效应的存在性，并进一步分析影响个体处置效应的相关因素。与已有文献相比，本文具有以下特色与贡献：在国内首次利用个人账户数据研究中国市场融资融券业务处置效应；研究的时间区间是2014年11月至2016年10月，为一个完整的市场周期，并且样本中投资者来自全国二十多个城市，覆盖面广；此外，本文同时采取了离散指标以及生存分析两种方法对处置效应存在性进行了研究。

2 理论分析与研究假设

国内外大量实证研究表明，处置效应普遍存在于世界各地各类市场中。欧美与中东地区的股票、基金、债券、期货、房地产等市场中的处置效应相继被检出[21-25]。近年来，国内的股票、基金、权证市场上同样也被发现存在着显著的处置效应[11-13]，并且，赵学军等研究得出结论，国内股票投资者卖盈持亏的倾向比国外更严重[11]。本文所研究的融资融券市场，与股票市场有着紧密的联系，并且考虑到中国投资者相对发达国家投资者更为不理性的现状，本文对处置效应的存在性做出以下假设：

假设1 中国两融市场整体上存在处置效应。

其次，本文推测性别、年龄与投资水平均是影响个体处置效应的因素。接下来，本文将逐个分析这些因素与处置效应强度之间的关系，并做出相应假设。

2.1 性别

已有不少研究表明，男性与女性在风险厌恶水平以及金融决策能力和心理方面存在显著差异。而这些差异也会使得男性与女性表现出不同强度的处置效应。

2.1.1 风险厌恶

Byrnes等[26]通过对150项相关研究进行文献计量分析发现，在所研究的总共15项冒险行为中，女性在14项行为上表现出了更为强烈的风险厌恶。特别地，男性与女性在与智力和体力相关的冒险行为上的表现差异尤为明显。即使在承担风险看起来是个正确选择的情形下，女性也往往选择不去冒险。而上文已经提到，处置效应的成因之一是，投资者厌恶由实现损失所带来的遗憾和后悔。因此风险厌恶水平更高的女性理应更倾向于长期持有损失资产。

2.1.2 金融素养与决策心理

不少研究表明，男性投资者普遍比女性投资者有着更加良好的金融素养，并且在进行金融决策时更加自信。Lusardi等[27]对部分美国女性进行试验，考查其对经济金融学常识以及基本数量概念的掌握情况。然而即使是很简单的有关利率的问题，也只有61.9%的女性回答正确。此外，在进行投资决策时，男性比女性具有更加强烈的过度自信的倾向，这导致他们即使在出现损失的情况下，交易次数也会比女性更多[28]。

基于以上两点分析，本文做出以下假设：

假设2 两融市场上男性投资者的处置效应要弱于女性投资者。

2.2 年龄

伍燕然等[14]在研究基金投资者处置效应的个体差异时，将投资者分为青年人、中年人与老年人三组，发现处置效应随着年龄增长而逐渐增强。伍燕然等[14]解释到，中年投资者是家庭收入的主要来源，责任重大，故对投资异常谨慎，不会轻易让账面损失变为现实，因此处置效应较高。而35岁以下的青年投资者们大多出生成长于改革开放之后，正值中国从高度集中的计划经济体制向充满生机与活力的社会主义市场经济体制转变。因此这个年龄阶段的投资者们眼界更加开阔，思想更加开放，对待风险和损失更加理性，处置效应也就更低[29]。此外，Lusardi等[27]的研究表明50岁后的老年投资者掌握的金融知识不及年轻的投资者，并且由于开始出现认知缺损，因此更容易在金融决策中犯错，这导致了老年人处置效应最高。基于以上研究结论并且结合融资融券市场的相关特点，本文认为，两融市场上青年投资者的处置效应与中年投资者的处置效应之间的相对关系不会发生显著性改变；然而，老年投资者的处置效应会比其它两个年龄阶段投资者的处置效应来的更低，原因有以下两点：

第一，两融市场准入条件从经验、专业知识、可操作资金量三个方面对投资者入市做了限制。因此，能够投资两融业务的老年人投资能力超出同龄人平均水平。于是，由于样本选择偏差的存在，我们不能简单地将他们视为普通老年投资者，套用Lusardi等[27]的结论。

第二，两融业务风险较高，并且投资者还背负着日计利息的压力。老年人没有稳定的工资来源，且由于精力和体力的缘故，无法像青年人或中年人一样在投资失败后重回工作岗位。因此，考虑到高风险以及自身能力有限，老年人很有可能选择及时止损。

基于以上分析，本文对融资融券市场上各年龄阶段投资者处置效应之间的关系做出以下假设：

假设3 两融市场上老年投资者处置效应<青年投资者处置效应<中年投资者处置效应。

2.3 投资水平

投资水平较高的个体通常对投资基本原理和金融产品及市场了解更为广泛和透彻，且往往具有更加丰富的投资经验，所以这类投资者有更多机会了解到投资者非理性行为的存在，也就有更大可能性去下意识地修正这种行为模式[30]。但是个体投资水平不能直接被观察到，因此需要引入合适的代理变量。本文首先选取了观察期内所购买过的标的物不同的合约总数作为投资者投资水平的代理变量。这是因为，合约种类数目多可以反映投资者具有以下两个特质：

第一，具有风险分散的意识。Rooij等[31]及Lusardi等[27]均指出，能够通过多样化的投资来分散风险是具备高级金融知识的体现之一。基于两融市场的“高风险，高杠杆，高负债”的特点，有理由认为，有经验的投资者在两融市场上进行投资时，也会尽量将资金投放于具有不同类别标的物的合约上。

第二，具有动态调整投资组合的意识。在本文的样本中，大部分观察期内合约种类数目多的投资者并非总是在一开始就购买了多种不同标的物的合约，而往往是随着时间的推移，不断往投资组合内添加新种类的合约。结合2015～2016年动荡的中国股市以及复杂的宏观环境，本文推测，一方面，这类投资者具有审时度势，根据市场动态不断调整投资组合的能力。另一方面，这类投资者的信息来源可能较为丰富。

此外，Shapira等[21]中将样本分为独立账户和托管账户两种类型。其中独立账户为不接受任何外界咨询，完全独立打理个人账户的投资者所开；而托管账户则是由拥有较丰富经验与信息来源的职业投资者所管理。他们发现，托管账户的平均总成交量要显著大于独立账户的平均总成交量。因此，本文也采用观察期内合约总成交量作为投资者投资水平的代理变量。基于以上所定义的两个代理变量，本文对投资水平与处置效应之间的关系做出以下两点假说：

假设4.A 观察期内购买的合约种类数越多的投资者处置效应越低。

假设4.B 观察期内合约总成交量越大的投资者处置效应越低。

3 研究方法与模型构建

本文将分别采用PGR-PLR指标以及生存分析方法来检验两融市场上处置效应的存在性，接着应用生存分析进行建模来探讨性别、年龄、投资水平与处置效应之间的关系。

3.1 PGR-PLR指标

目前检验处置效应最普遍的做法之一是采取Odean定义的PGR-PLR指标[30]。PGR为盈利实现比例，PLR为亏损实现比例。盈利实现比例(PGR)与亏损实现比例(PLR)的计算公式如下：

PGR=实现盈利/(实现盈利+票面盈利)

PLR=实现亏损/(实现亏损+票面亏损)

其中实现盈利/亏损与票面盈利/亏损的定义如下：每当某个账户了结一份合约时，可以按照如下步骤计算该投资者此次所对应的实现盈利/亏损与票面盈利/亏损：如果该合约的标的股票价格高于平均买入价格，则这份合约是实现盈利，否则，则被称为实现亏损。此外，该日该账户中其它没有被卖出的合约可以被分为三类：若合约的标的股票该日最高价与最低价均低于合约的平均买入价格，则称为票面亏损；若合约的标的股票该日最高价与最低价均高于合约的平均买入价格，则称为票面盈利；否则，这份合约既不是票面亏损也不是票面盈利。应用这种方法将所有投资者每次的实现盈利/亏损与票面盈利/亏损分别累加起来，便得到了整个市场上的实现盈利/亏损与票面盈利/亏损。

PGR与PLR分别刻画了投资者实现盈利和实现亏损倾向的大小。若PGR>PLR，即投资者更倾向于实现盈利，则处置效应存在[8]。该方法能较好地衡量市场整体的平均处置效应，但并不适用于考查处置效应的个体水平。这是因为，许多投资者只卖掉盈利的资产(PGR-PLR=1)或者只卖掉亏损的资产(PGR-PLR=-1)，导致PGR-PLR的取值不光滑，不连续，因此不适合用于截面回归分析。此外，此方法只考虑了股票卖出当日的价格信息。然而，持有股票期间每一天的盈亏情况对于研究投资者的处置效应都是有价值的。

3.2 生存分析

3.2.1 模型介绍与变量定义

为了充分利用合约持有期间每一天的股价信息，本文采用生存分析中的Cox比例风险模型。Cox比例风险模型原本是用来计算生物在生存时间达到t天时的死亡概率，本文应用该模型来刻画投资者i的一份合约j在持有期达到t天时被了结的条件概率：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(Xiβ+Zijtγ+αXi*Zijt)

风险函数由两项构成。其中，h0(t)为基本风险函数。该函数代表样本中一份合约的平均了结概率，与投资者及合约类型无关，只与持有期有关。在实际操作中，我们所感兴趣的参数(β，γ)的估计并不依赖于h0(t)的具体形式。第二项为相对风险函数，该部分由模型中的协变量决定。我们可以通过往模型中加入不同的协变量来研究不同因素对合约了结概率的影响。本文我们考虑三种类型的协变量。第一类为不随时间变化的固定协变量，包括投资者的性别，年龄，教育水平以及投资水平；第二类为时变协变量Zijt，例如亏损状态变量loss。为了研究影响个体处置效应的因素，我们会进一步往模型中加入固定协变量Xi与时变协变量Zijt的交叉项。本文中各变量定义如表1所示：

3.2.2 模型建立

为验证假设1，建立如下模型：

h(t,Zt)=h0(t)exp(lossijt*γ+εijt)

(1)

若系数γ<0,则证明两融市场上处置效应存在。

为验证假设2，建立如下模型：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(β1genderi+γlossijt+α1genderi*lossijt)

(2)

表1 符号与定义

若系数β1<0,则证明女性投资者的处置效应要高于男性投资者。

为验证假设3，建立如下模型：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(β2agei+γlossijt+α2agei*lossijt)

(3)

其中age=(age1,age2)，所以交叉项系数α2为一个二维向量(α21,α22)，若系数α21<0,α22>0，则证明中年投资者处置效应要高于青年投资者，而老年投资者处置效应要低于青年资者。

为验证假设4.A，并且考虑到投资水平的代理变量div为连续变量，建立模型如下：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(γlossijt+α3divi*lossijt)

(4)

同理，为验证假设4.B，建立如下模型：

h(t,Xi,Zt)=h0(t)exp(γlossijt+α4voli*lossijt)

(5)

若系数α3>0,α4>0,则假设4.A与4.B成立，这说明，投资水平越高的投资者处置效应越低。

为了消除队列效应以及检验模型的稳定性，本文在以上各模型的基础上，加入性别(gender)、年龄(age)、学历(edu)作为控制变量(原模型中已有的变量则不再加入)，得到新的模型再次进行计算。

4 数据

4.1 数据来源

本文所用数据来自于某著名券商的营业部，包括最近两年该营业部内投资者的全部融资业务交易记录，时间从2014年11月12日至2016年10月27日。活动的投资者账目为30512个，交易记录总数为3239305条，每条记录包括的信息有：开仓日期、合约结束日、了结日期、证券代码、证券名称、股东代码、交易行为、合同序号、合约数量、合约费用、合约预计利息、合同编号、客户代码、客户名称、客户性质、性别、学历、住宅地区、出生日期、客户信用评级等。股票价格的数据来源于Wind数据库。由于所有合约观察期内均已了结，所以不存在删失数据或截尾数据。只考虑融资业务的原因是：由于券源少，融券费用相对较高，目前融资和融券业务的分化十分严重。截止2017年4月27日，融资余额为9100.11亿元，占比99.47%，融券余额为48.53亿元，占比0.53%。因此，由于开展融券业务的投资者极少，融券交易记录也就很难反应投资者的一般行为模式。故本文将注意力集中在融资业务上。

4.2 数据清理

4.2.1 建立投资者个人交易信息记录

首先按照客户代码、股票代码、开仓日期、了结日期依次进行排序，构造出每一位投资者在这段时间内的交易记录。整理出来的数据包含30512位投资者的交易信息，但本文最终只利用了其中10946位投资者的信息来进行研究，原因如下：

首先，删去样本中的机构投资者。本文研究的对象是两融市场上的个体投资者，所以将机构投资者(占比0.04%)删去，剩余30499位个人投资者。

其次，删去个人信息缺失的投资者。由于本文旨在研究投资者处置效应的个体差异，所以需要投资者个人特征信息，如性别、年龄、学历、客户类型。在原始样本中有部分投资者存在信息缺失，其中性别信息缺失(2.28%)、年龄信息缺失(2.76%)、学历信息缺失(2.09%)、客户类型信息缺失(2.08%)。我们将这些存在一类或多类信息缺失的投资者从样本中删去，剩余25022个账户。

第三，删去交易频率过低的投资者。在我们的样本中，部分账户交易相对不活跃(观察期内交易记录少于20条)，从这类账户中我们所能获取的信息有限，因此也将它们从样本中删去。

进行了以上三个数据清理步骤后，最终样本中剩余账户数为10946个。

4.2.2 整理投资者交易记录

我们观察投资者的交易数据，发现他们的买卖行为可以被归结为以下两种情形:

简单交易：同一标的的合约只涉及到一次买进，一次了结。

序列交易：同一标的的合约多次买进，一次了结或是多次买进，多次了结。

本文数据中，简单交易为152100，占比42.27%，序列交易207694，占比57.73%。本文采取Shapirza等[21]中First-in-first-out的方法处理序列交易：即只考虑首次购买与首次了结。首次了结时间一到，在此之前购买的此类合约全部视为已了结。并且，以这期间购买过的此类合约的平均价格作为该合约的最终价格，持有期为这些合约持有期的平均值。

4.3 数据描述

表2为原始样本以及经过数据清理后的样本中投资者性别、年龄、学历的分布情况统计：

表3为对样本中投资者交易记录进行整理后，所有已了结合约的基本情况统计。

表2 账户基本情况

表3 了结合约基本情况

由表3可以看出来，在所有已经了结的合约中，盈利了结合约数>亏损了结合约数，并且，盈利了结合约持有天数均值<亏损了结合约持有天数均值。这些数据直观地反映了处置效应的存在。

5 实证结果

5.1 处置效应存在性

5.1.1 PGR-PLR指标

按照定义计算观察期内两融市场盈利实现比例与亏损实现比例，得到相关统计量如表4：

表4 PGR-PLR指标检验处置效应存在性

表中数据显示PGR-PLR=0.0636847>0，这说明两融市场整体上存在处置效应。

5.1.2 生存分析

为利用生存分析方法验证处置效应存在性，本文首先采取模型(1)对全样本进行回归，接着往模型中加入年龄、教育、性别作为控制变量再次进行计算。得到的回归结果如表5所示：

表5 生存分析方法检验处置效应存在性

注：括号中数值为标准差，***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平上显著。

列(1)结果显示，亏损状态变量前系数小于0，这表明当合约处于亏损状态时，了结合约的概率降低1-exp(-0.3981)=32.84%，假设1成立。

列(2)结果表明，在加入性别、年龄、学历作为控制变量后，亏损合约的了结概率依然显著低于盈利合约的了结概率，处置效应存在，结果稳健。

5.2 个体处置效应的影响因素

5.2.1 性别

为探讨性别对处置效应的影响，本文首先根据性别将所有投资者分为两组，分别利用这两组样本中估计模型(1)，得到的结果如表6中列(1)和列(2)所示。列(3)利用全样本估计模型(2)。列(4)则为加入控制变量去除队列效应后的结果。

比较列(1)与列(2)可知，两融市场中的男性投资者与女性投资者均存在处置效应。但以合约盈利条件下了结合约的概率为基准，男性投资者在合约亏损时了结合约的概率减少1-exp(-0.3904)=32.32%，而女性投资者相应的概率减少1-exp(-0.4143)=33.92%。这说明女性更不愿意实现损失，因此处置效应更加强烈。由列(3)的结果我们可以看到，性别指示变量与亏损指示变量的交叉项系数显著小于0，这说明女性投资者更不愿意了结亏损合约。具体来说，在合约亏损状态下，以男性了结合约概率作为基准，女性结束合约的概率为exp(-0.0166)=0.9835，这再次说明女性投资者的处置效应更强。列(4)表示结果稳健。

5.2.2 年龄

类似于性别部分的研究过程，我们首先利用模型(1)分样本研究了不同年龄阶段投资者的处置效应，接着应用全样本估计模型(3)，最后加入控制变量检验结果的稳健性。

列(1)、(2)、(3)以及列(4)说明，以青年人的处置效应作为参考水平，中年人的处置效应要更高，但是老年人的处置效应低于青年人。加入性别与学历控制变量后，虽然中年人与青年人两个群体的处置效应的差异被吸收掉一部分，变得不再显著，但是系数的符号依旧符合预期。

5.2.3 投资水平

本文分别以观察期内不同标的合约种类数以及观察期内合约总成交量作为投资者投资水平的代理变量，对全样本数据对模型(3)与模型(4)进行估计，得到表8与表9中的结果。表8中列(1)结果表明投资者的投资水平值每增加一个单位，在合约亏损条件下卖掉合约的概率增加exp(0.2502)-1=28.08%, 这意味着投资水平越高的投资者能够更加成功地摆脱处置效应的束缚，理性止损。由于在前面的分析中我们提到，研究者发现性别、年龄以及学历对投资决策水平有一定的相关性，于是列(2)的模型中加入了性别、年龄以及学历作为控制变量，回归结果显示，以合约种类数目作为投资水平的代理变量前的系数虽然减小，但依旧显著为正，这说明我们选择的代理变量所代表的投资水平部分是不能被性别、年龄以及学历所解释的。

表6 性别与处置效应

注：括号中数值为标准差，***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平上显著。

表7 年龄与处置效应

注：括号中数值为标准差，***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平上显著。

表8 不同标的合约种类数与处置效应

注：括号中数值为标准差，***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平上显著。

表9中结果说明，若以合约总成交量来衡量投资者的投资水平，我们依然可以得到较高的投资水平能减弱处置效应的结论，并且结果稳健。

表9 合约总成交量与处置效应

注：括号中数值为标准差，***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平上显著。

6 稳健性检验

在本部分，我们将设定以下Weibull风险函数为投资者了结合约的条件概率：

h(t,X,Zt,b,k)=bk(Xβ+Ztγ+εt)k-1

其中，b为尺度参数，k为形状参数。以此为基础，类似于前文，探讨投资者性别、年龄以及投资水平与其个人处置效应之间的关系。表10中列(1)，列(2)，列(3)，列(4)分别为应用Weibull风险函数研究性别、年龄、合约种类总数、合约总成交量与处置效应关系所得到的结果：

表10 weibull模型稳健性检验

续表10 weibull模型稳健性检验

注：括号中数值为标准差，***，**，*分别表示在1%，5%，10%水平上显著。

可以看到，表中每一个模型在系数的符号与显著性上，和前文中应用cox比例风险模型得到的结果几乎一致，并且，数值上也非常接近，故结果稳健。

7 结语

本文利用某券商2014年11月至2016年10月的融资融券业务数据，首次研究了中国融资融券市场上处置效应的存在性问题，并且分析了影响个体处置效应的相关因素。实证研究发现：

第一，无论使用PGR-PLR指标，还是利用生存分析中的cox比例风险回归模型进行检验，均表明融资融券市场上的投资者存在显著的处置效应。并且，在加入相关的控制变量后，处置效应依旧显著。

第二，两融市场上的男性投资者的处置效应显著低于女性投资者。此结论与以往的文献基本一致。

第三，投资者的处置效应受年龄因素影响。在我们的样本中，35岁以下年轻投资者的处置效应低于35岁至50岁的投资者，而50岁以上投资者的处置效应显著低于另外两个年龄阶段的投资者。这个结果的出现是由融资融券业务的风险特性以及不同年龄阶段投资者心理差异所共同导致的。

最后，无论是以投资者观察期内购买的合约种类总数还是合约总成交量作为投资水平的代理变量，均有结论：随着投资水平的增加，投资者的处置效应显著减弱。

本文的研究有助于投资者进一步了解中国两融市场的规律，引导他们深入认识自身心理和行为模式上的固有缺陷，从而指导他们进行更为科学理性的投资。但是，本文并未考虑两融市场上的一些特有信息，例如融资融券余额的大小是否也能对投资者处置效应产生影响。其次，本文并没有变换价格参考点来检验结果的稳健性。此外，融券业务的逐步发展，为学者们探讨卖空机制下中国投资者行为与心理创造了理想的条件。