机构投资者与个人投资者过度自信行为比较研究_陈日清

2011年第12期总第334期第30卷

机构投资者与个人投资者

*

过度自信行为比较研究

陈日清

摘要：本文首先基于我国A 股市场机构股票持有数据，构建了不同的投资组合来区分机构投资者与个人投资者的投资行为。然后运用Granger 因果检验与SUR 估计，探讨了我国证券市场机构投资者与个人投资者是否具有过度自信行为，结果表明无论是机构投资者还是个人投资者在不同市场状态下都存在交易过多的过度自信认知偏差。并且我国证券市场上个人投资者与机构投资者的过度自信程度在不同的市场状态下并无明显差异。最后提出了相关政策建议。

关键词：过度自信；机构投资者；个人投资者JEL 分类号:D03,G11,G20

一、引言

人的过度自信认知偏差是20世纪七八十年代以来心理学领域受到广泛关注的研究主题之一。心理学

研究表明，人们具有过度自信认知偏差，人们常常高估自己的能力和知识。目前行为金融学理论中关于投资者过度自信行为的理论研究，大多将投资者过度自信认知偏差定义为投资者高估自己所拥有信息的质量（精度），并且基本上是在一些经典信息模型（如噪声交易模型）的框架下（如Grossman ，1976；Kyle ，1985等）来讨论投资者过度自信行为对金融市场的影响。由于投资者过度自信行为假说能够解释传统经典金融学理论无法解释的一些金融市场异象，如短期动量和长期反转现象、交易量之谜与波动性之谜等等

作者简介陈日清：东北财经大学金融学院讲师、经济学博士。

*本文感谢国家自然科学基金（70871019；71072140；71171036）、教育部人文社科青年基金项目（09YJC630022）、教育部人文社会科学重点研究基地重大项目（2009JJD790004）、国家留学基金项目（教外留[2010]1174号）、辽宁省百千万人才项目（[2008]179090号）、辽宁省教育厅人文基地项目（2009JD22）、东北财经大学社会与行为跨学科研究中心招标项目的联合资助。另感谢匿名审稿人富有建设性的意见。当然文责自负。

（Odean ，1998；Gervais 和Odean ，2001；Ko 和Huang ，2007；Daniel 等，1998，2001），投资者过度自信行为假说逐渐成为行为金融学研究中的标准假定之一。对许多成熟证券市场的经验研究也证实存在投资者过度自信行为（Odean ，1999；Statman 等2006）。谭松涛和王亚平（2006）、李心丹等（2002）、陈日清（2007）、王郧和欧阳红兵（2009）与王春峰等（2010）的实证分析也表明我国A 股市场确实存在投资者过度自信行为，即投资者的过度自信认知偏差会导致其交易过多。但是上述分析仅针对整个市场上所有类型的投资者，并没有区分不同类型的投资者。一个很自然的问题就是，在我国证券市场上机构投资者是否比个人投资者（即散户）更具理性？李志文等（2010）基于沪市Topview 数据库的日度数据，探讨了机构投资者与个人投资者的羊群行为差异，结果发现机构投资者的羊群行为比个人投资者的羊群行为更明显。那么机构投资者与个人投资者是否还存在其他的非理性行为差异呢？在投资者过度自信假说下，我国证券市场个人投资者的过度自信认知偏差是否比机构投资者要更为严重一些？因为相对于个人投资者而言，机构投资者是富有经验的、更为专业的投资者，而许多研究发现过度自信程度会随着经验的增长而下降（Locke 和Mann, 2001）。Chuang 和Susmel(2011)利用机构持有数据分析了台湾省证券市场机构投资者与个人投资者过度自信程度的差异，并证实了在台湾省证券市场，个人投资者比机构投资者的过度自信程度更高。本文接下来就基于Chuang 和Susmel(2011)的框架对我国证券市场上机构投资者和个人投资者所表现出来的过度自信认知偏差进行实证比较，看他们之间是否也存在与台湾省证券市场类似的差异，并由此提出相应的政策建议。

本文余下部分安排如下：第一部分简要描述本文采用的数据样本及其初步处理方式；第二部分分析机构投资者与个人投资者是否都具有过度自信认知偏差；第三部分对机构投资者与个人投资者过度自信程度高低进行比较；第四部分分析在熊市与牛市情况下机构投资者与个人投资者过度自信行为是否存在差异；第五部分是稳健性分析；最后是本文结论与政策建议。

二、数据样本描述及初步处理

我国机构投资者最近十年才开始逐步发展壮大，据中国证券登记结算公司统计①，我国A 股市场机构开户数由2000年底的121000户增加到2010年11月底的575056户，增长了近5倍。另外，我们根据锐思数据库所有A 股年报所披露的机构持有数据计算发现，机构持有A 股市值占A 股市场总市值的比例由2001年的1.37%上升到了2009年的20.03%。本文的机构投资者包括共同基金、券商、保险公司、QFII 、社保基金、企业年金、财务公司、信托公司、银行等所有机构投资者。与其他较为完善的证券市场相比，我国基金信息披露制度规定共同基金在季报中只披露前十大重仓股，而在半年报和年报中详细披露全部持仓组合，这样机构在季报中披露过程中容易出现“饰窗”效应。但是我们通过计算发现，2001年一季度至2010年四季度，对于所有个股，基金持有股票占所有机构持有股票的比例的平均水平最高为46.8%，最低为4.29%，平均为21.27%。鉴于此，我们认为通过投资组合构建之后（详见下文中的投资组合构建方法），由于每个组合中包含的股票数超过一百只（表2），通过加总之后的“饰窗”效应将相对比较小。另外，为了消去“饰窗”效应的影响，我们还可以采用提供了机构投资者日度仓位变化的Topview 数据库，但是Topview 数据库仅提供了在上交所上市股票的相关数据，并具有时间序列过短（仅有2007年6月1日至2008年12月31日一年半的数据）且处于我国股票市场波动幅度最大的时期（该时期上证指数最高为6124点，最低为1665点），因此基于该数据库的研究结论可能也不具有普遍性。基于此，本文采用包括创业板在内的所有A 股市场正常上市的股票（已剔除退市股票）与机构持有数据来进行分析，分析的时间区间为2002年1月1日至

①数据源于锐思数据库（Resset ）。

2010年12月31日，一共2106只股票。由于周度数据在一定程度上能够避免噪声交易的影响而不至于损失太多信息，本文采用周度数据进行分析，共计454个样本。另外，由于我国IPO 的制度安排，机构投资者能够通过网上申购、网下配售参与到新股的“溢价”分配当中，因此，机构投资者具有非常强的激励参与IPO ，形成IPO 效应，就本文的研究来看，剔除上述IPO 效应方案有二：一是由于机构投资者参与IPO 网下配售股票有3到6个月的禁售期，因此可以在本文研究的样本期间（2002年1月1日至2010年12月31日），剔除所有分析股票上市日始的前6个月的时间序列；二是采用机构持有无限售流通A 股比例构建投资组合。但是由于前者可能会由于剔除一些数据而损失相关信息，所以我们采用第二种方式来剔除IPO 效应。本文研究数据及其来源如表1所示：

表1数据及其来源

数据

机构持有比例数据

个股日交易数据

频率

选取指标

机构投资者持有非限售A 股比例

日个股交易股数、日个股流通

日

市值、考虑现金红利再投资的日个股与市场回报率

周个股交易股数、周个股流通

周

市值、考虑现金红利再投资的周个股与市场回报率

2002.1.1-2010.12.312001.1.2-2010.12.31时间区间

2001第4季度-2010第3季度

来源

锐思数据库（RES-SET ）国泰安（CSMAR ）

作用

用于构建机构持有比例不同的投资组合

用于按不同规模及日平均换手率分组及计算个股贝塔值

分析数据，样本量为454（周）个观测值

季度

个股周交易数据

国泰安（CSMAR ）

(一) 投资组合构建方法及描述性统计

为了分析机构投资者与个人投资者过度自信认知偏差的差异，本文参照Chuang 和Susmel （2011）的方法通过按机构投资者持股比例大小不同进行分组来分别刻画机构投资者与个人投资者的投资行为，其背后的逻辑是，机构持有比例高的投资组合的市场特征更多地反映出机构投资者的投资行为，而机构持有比例低的投资组合的市场特征更多地反映出个人投资者的投资行为。具体地，本文对不同季度t 所有样本股票构建不同的投资组合。投资组合在t 季度的构成由t －1季度末的相应变量确定，并在t 季度中保持不变。为了保证分析的稳健性，我们在分析中去除公司规模大小与股票换手率高低的影响，其方法是先根据股票流通市值规模或日平均换手率高低分成5组，然后在上述分组的基础上，进一步将每个组别按机构持有比例高低分成2个投资组合，以代表机构投资者与个人投资者。所以每一种分组方法都可以得到10个投资组合。具体分组方式如下：其一，根据流通市值规模与机构持有比例分组，首先按上一个季度末流通市值高低将所有股票分成规模大小不同的5组，然后再按上一个季度末机构持有比例大小将上述5个组合分别等分成两个投资组合，如果某季度机构持有比例数据未报告，则用其上一个季度的数据替代，并且将机构持有比例为0的股票归入机构持有比例低的投资组合①；其二，根据股票日平均换手率与机构持有比例分组，首先按上一个季度的股票日平均换手率大小将所有股票分成5组，然后在前面所述方法进一步地按机构持有比例大小将每个组合等分成2组。

我们用P ij 表示上述不同的分组方式所构建的投资组合，P ij 中的i 表示按流通市值规模大小或日平均换手率高低分组，1至5表示最小至最大流通市值规模投资组合或最低至最高日平均换手率组合，j 表示按机构持有比例分组，1表示机构持有比例低的投资组合，2表示机构持有比例高的投资组合。每个组合的周收益率、周换手率我们都按组内股票的流通市值加权计算。另外，为了比较机构投资者与个人投资者偏好

①这样可能导致各组股票数量不一致。

机构投资者与个人投资者过度自信行为比较研究

投资股票的某些特征差异，我们还用均值比较检验（t 检验）来比较上述机构持有比例高的组合与机构持有比例低的组合在流通市值、周换手率、周收益率上的差异。结果表明（表2），无论是根据规模与机构持有比例分组还是根据换手率与机构持有比例分组，投资组合大都呈现如下特征：一是机构持有比例高的投资组合股票平均市值显著高于机构持有比例低的投资组合；二是机构持有比例高的投资组合周换手率要显著低于机构持有比例低的投资组合。由此可以大致看出，在我国，机构投资者的交易频率要明显低于个体交易者，并且他们倾向于投资流通市值规模较大的上市公司的股票。因此直观上判断，个体投资者可能要比机构投资者更易于表现出过度自信偏差倾向。另外，同一规模分组中，机构持有比例高的投资组合其收益率相对来说要比机构持有比例低的投资组合高（i =2,4,5），这表明在我国机构投资者收益在整体上可能要高于个人投资者，这也和史永东等（2009）

的结果一致。

(二) 数据的初步处理

由于换手率的时间序列通常具有线性和非线性趋势（Gallant 等，1992；Chuang 和Susmel ，2011），另陈日清（2007）的研究也表明我国换手率的时间序列具有GARCH 类的异方差，因此我们借鉴Chuang 和Su-smel(2011)、Lo 和Wang(2000)以及Chuang 和Lee(2006)的做法，首先对换手率取自然对数①，然后再考虑日历效应和自相关性，用下式对换手率时间序列进行去趋势化处理：

①对变量取对数能够在一定程度避免变量的异方差性。

Comparative Study on the Overconfident Behaviors of Institutional and Individual Investors

TN ij , t =αij ,0+αij ,1t +αij ,2t 2+αij ,3Feb t +αij ,4Mar t +αij ,5Apr t +α6Ma y t

+... +αij ,13Dec t +∑l L =1βij , l TN ij , t -l +v ij , t

（1）

TN ij , t 是各投资组合对数化后的换手率，其中，ij （i =1,2,3,4,5；j =1,2）表示各分组的下标，含义如前所

述。Feb t 至Dec t 分别表示二月至十二月的哑变量，即如果某一交易周属于该月则为1，否则为0。我们估计（1）式时采用AIC 准则选取变量的滞后项，并将估计的残差v ij , t 作为去掉趋势后各投资组合的换手率。

对市场换手率我们也按上述方法去趋势化。回归结果显示①，各个投资组合与市场组合的周换手率都具有时间趋势，并且具有明显的一阶自相关。此外，我们对市场组合与其他各组合的换手率和收益率进行了单位根检验，结果显示均无单位根，去趋势化的回归结果表明回归之后的残差无自相关性，但是具有明显的异方差。这也与Chuang 和Susmel(2011)、Chuang 和Lee(2006)的结果一致。

三、机构投资者与个人投资者都具有过度自信认知偏差吗？

(一) 实证研究方法

前文的描述性统计表明，机构投资者的交易频率要明显低于个体交易者，并且他们倾向于投资规模较大的上市公司的股票。因此从直观上判断，个体投资者可能要比机构投资者更易于表现出过度自信偏差倾向。那么如何检验投资者是否具有过度自信行为呢？Odean （1998）、Gervais 和Odean （2001）及Daniel 等（1998，2001）的理论研究表明，过度自信投资者容易将他们在证券市场先前所获得的收益归因于其选择股票和理解信息的能力，并且在获得收益之后将变得更加过度自信，从而在随后的交易当中更加积极。因此，如果投资者是过度自信的，那么过去的市场收益与当前的市场交易量（或个股交易量）之间就存在正的因果关系。基于该思想，Statman 等（2006）、Chuang 和Lee （2006）、Lin （2005）、Chuang 和Susmel(2011)提出用市场收益率与市场交易量（或个股交易量）的二元Granger 因果检验来验证市场或单只个股的交易是否存在投资者过度自信行为。他们认为，如果过去的市场收益是当前市场交易量或个股交易量正的Granger 原因，则表明市场或个股的交易中存在投资者过度自信行为。本文也采用上述方法检验投资者是否具有过度自信行为。

在进行分析之前，我们还需考虑到市场上存在Bessembinder 等(1996)描述的同期相关性以及潜在与投资组合调整相关交易活动所产生的影响，我们分别用市场组合收益率（mr t ）的绝对值与截面收益离差来控制上述影响，投资组合ij 的截面收益离差(disp ij , t ) 的计算方法为disp ij , t =∑n =1w nij |r nij , t -βnij mr t |，其中

N ij

r nij , t 、βnij 、w nij 分别表示投资组合ij 中股票n 的收益率、N ij 表示投资组合ij 中贝塔值②、在组合中的权重，

股票的个数。由于|mr t |与disp ij , t 存在自相关性，类似于Chuang 和Susmel(2011)与Pagan 和Schwert(1990)

的处理方式，我们用以下回归方程去除其自相关性，并用回归方程的残差来表示去掉自相关性的相关变量。

|mr t |=αm +∑A βma |mr t -a |+davr mt ；disp ij , t =αij +∑B βij , b disp ij , t -b +mad ij , t

a =1

b =1

mad ij , t 为回归残差，davr mt 、其中，也是我们（2）式中控制同期相关性与投资组合调整影响的控制变量。上

述回归方程中的滞后项A 、B 由AIC 准则确定。进一步地，参照Chuang 和Susmel(2011)与Statman 等（2006）

的研究，我们采用二元Granger 因果检验方法来判断每一投资组合是否存在投资者过度自信行为（见（2）式、（3）式）。

①由于篇幅关系，此处及下文中有些估计结果并未给出，读者如有兴趣则可向作者索取。②此处贝塔值我们通过日度数据按市场模型计算得出。

机构投资者与个人投资者过度自信行为比较研究

D

v ij , t =αij ,1+∑C davr +mad ij , t -d ij ,11c m , t -c ∑βc =0d =0βij ,12d

E F F

+∑e r +v +mr t -f +εij ,1t ij ,13e ij , t -e ij ,11f ij , t -f ∑∑βγ=0f =0f =0γij ,12f

（2）

F mr t =αij ,2+∑F v +mr t -f +εij ,2t ij ,21f ij , t -f ∑γf =0f =0γij ,22f

（3）

（2）式、（3）式中所有数学符号前面已有定义，在此不再赘述。由于（2）式、（3）式中二元Granger 因果检验中

市场收益率与投资组合交易量具有内生性，为了估计的有效性，我们采用似无关回归（SUR ）估计。另外，上述模型中的滞后阶数由AIC 准则确定。由本文分析目的，我们仅关注其中隐含的各投资组合交易量（换

v ij , t 与市场收益mr t 之间的格兰杰因果关系，手率）即对所有投资组合ij ，我们采用Wald 检验来检验零假设（4）式，由于Wald 统计量一般服从卡方分布，因此我们很容易对估计结果进行统计推断。

H 01:γij ,12f =0,∀f ；H 02:γij ,21f =0,∀f

（4）

如果拒绝（4）式中的零假设H 01，则市场收益率是投资组合ij 交易量的格兰原因，由Odean(1998)、Ger-vais 和Odean(2001)和Statman 等（2006）的研究结果，我们认为投资者具有过度自信认知偏差，并且如果则该投资组合是机构持有比例高的投资组合（j =2），我们则认为机构投资者具有过度自信认知偏差，如果该组合是机构持有比例低的投资组合（j =1），则认为个人投资者具有过度自信认知偏差。而拒绝（4）式中的零假设H 02，则表明投资组合ij 交易量是市场收益率的格兰杰原因，投资组合ij 的交易中存在De Long 等（1990）所描述的正反馈（positive feedback ）现象，并且也与Copeland （1976）以及Jennings 等（1981）的序贯信息到达模型一致。另外，如果投资组合ij 中投资者过度自信认知偏差存在，我们则进一步检验以下零假设：

F F F 32

H 01:∑F =0H :=0H :-=0ij ,12f 0ij ,21f 0ij ,12f ∑∑∑；；γγγf =1f =1f =1f =1γij ,21f

（5）

（5）式中，零假设H 01检验投资者过度自信认知偏差的累积影响，零假设H 02检验正反馈的累积影响，如果零假设H 01与零假设H 02都在通常的显著性水平下被拒绝，则零假设H 03检验过度自信认知偏差与正反馈影响的大小，如果零假设H 03左边显著大于（小于）0,

或者∑f =1γij ,12f 显著大于0，而零假设H 02并未被拒

F

绝，则表明过度自信认知偏差的影响要大于（小于）正反馈的影响。

(二) 实证结果由于篇幅所限，我们略去（2）式、（3）式的SUR 估计结果，仅给出（4）式及（5）式的检验结果（表3）。结果表明，无论是按流通市值规模分组还是按日平均换手率分组，对于机构持有比例高的投资组合与机构持有比例低的投资组合而言，市场收益率都是各投资组合交易量的格兰杰原因，并且市场收益率对交易量的作用时间通常持续2到3周，因此在我国A 股市场，无论是个人投资者还是机构投资者都具有明显的过度自信投资行为。这与Chuang 和Susmel(2011)关于台湾省证券市场的研究结论一致。另外，与Chuang 和Susmel(2011)不同的是，对大部分投资组合而言，投资组合交易量是市场收益率的格兰杰原因，因此投资组合的交易中还存在De Long 等（1990）所描述的正反馈现象，并且也与序贯信息到达模型一致（Copeland ，1976；Jennings 等，1981）。因此，我国A 股市场不仅存在投资者过度自信行为，而且也存在正反馈现象，并且投资者过度自信行为所带来的累积影响要显著大于正反馈所带来的累积影响。

Comparative Study on the Overconfident Behaviors of Institutional and Individual Investors

四、机构投资者与个人投资者过度自信投资行为比较

前文的研究表明，在我国A 股市场无论是个人投资者还是机构投资者都具有过度自信投资行为。接

下来，我们进一步分析机构投资者与个人投资者的过度自信程度差异。

(一) 实证研究方法

为了比较机构投资者与个人投资者的过度自信程度差异，对按流通市值规模分组与日平均换手率分

机构投资者与个人投资者过度自信行为比较研究

组，我们采用以下模型来进行分析：

Q

v i 1, t =αi 1+βi 1,1davr m , t +βi 1,2mad i 1, t +∑P r +mr t -q i 1,3p i 1, t -p ∑βp =0q =0βi 1,4q

+∑q =0βi 1,5q v i 1, t -q +εi 1, t

Q

（6）

v i 2, t =αi 2+βi 2,1davr m , t +βi 2,2mad i 2, t +∑P r +∑q =1βi 2,4q mr t -q

p =1βi 2,3p i 2, t -p

Q

+∑q =1βi 2,5q v i 2, t -q +εi 2, t

Q

（7）

其中i ＝1,2,3,4,5，含义如前所述。而（6）式、（7）分别为不同分组方式同一组别中机构持有比例低与机构持

εi 2, t 分别为残差项，有比例高的投资组合。εi 1, t 、其余符号含义如前所述。另外与Chuang 和Susmel(2011)

不同的是，我们还考虑了Statman 等（2006）中各组收益率的影响以及各组换手率的自相关性①。在估计（6）式、（7）式时，滞后项P 、Q 的选取遵循AIC 准则。为了比较个人投资者与机构投资者过度自信程度的差异，我们也同样采取Wald 检验来进行比较。

H 01:βi 1,4q =0,∀q ；H 02:βi 2,4q =0,∀q

（8）

（8）式的假设检验类似于（4）式，也是检验市场收益率是否是投资组合ij 交易量的格兰原因，如果拒绝零假设H 01，则表明个人投资者具有过度自信认识偏差，如果拒绝零假设H 02，则表明机构投资者具有过度自信认识偏差。另外，为了分析过度自信认识偏差的累积影响以及个人投资者与机构投资者过度自信程度的

差异，我们检验以下零假设：

H 01:∑q =1βi 1,4q =0；H 02:∑q =1βi 2,4q =0；H 03:∑q =1βi 1,4q -∑q =1βi 2,4q =0

Q

Q

Q

Q

（9）

（9）式中的零假设H 01与H 02分别表示在同一规模组合及相同换手率组合中，个人投资者过度自信认知偏差的累积影响与机构投资者过度自信认知偏差的累积影响。零假设H 03则检验个人投资者过度自信认知偏差是否比机构投资者要更为强烈。如果零假设H 03式左边显著大于零，我们则认为个人投资者过度自信认知偏差比机构投资者要更为明显，即表明个人投资者的过度自信程度要更高一些。

(二) 实证结果

由于篇幅关系，我们仅给出（8）式与（9）式零假设H 03的检验结果（表4）。检验结果表明，个人投资者与机构投资者都具有一定程度的过度自信认知偏差，但是并没有证据表明个人投资者与机构投资者过度自信程度存在差异。这与Chuang 和Susmel(2011)关于台湾省证券市场的研究结论不一致，其中可能的原因之一在于我国证券市场发展时间较短，还不够成熟与完善，机构投资者处于成长期。因此，机构投资者在进行交易时也体现出较强的非理性特征。另一种可能的原因在于，我国证券市场当前还处于“政策市”阶段，而机构投资者通常比个人投资者更快获得决策层和公司层面的相关信息，而新的信息出现时，机构投资者可能会高估自身对信息的理解能力，从而根据新的信息迅速调整自己的投资组合，因此导致了较多的交易行为。这事实上也是机构投资者具有过度自信认知偏差的表现。

①虽然我们在前面已经对换手率的自相关性进行了处理，但是为了确保稳健性，我们还将其放入SUR 模型中。

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表4个人投资者与机构投资者过度自信程度差异比较检验

假设检验

按流通市值规模分组

P11

P12

P21

P22

P31

P32

P41

P42

P51

P52

βij ,4q =0,∀q -∑Q q =1βi 1,4q

=0∑Q q =1βi 2,4q

20.0746***25.4205***8.8655**(0.0000)-0.00461.3575(0.2440)0.162129.3033**

0.156116.2114(0.0000)

（0.0119）0.00040.0075(0.9309)0.160123.7384

10.2394***22.0674***28.4577***12.0037***18.0397***14.4258**16.4179**

（0.0060）（0.0001）（0.0000）（0.0025）（0.0001）（0.0252）（0.0117）

-0.00561.3567(0.2441)

0.172518.1448

0.165017.9753

0.187621.6829

-0.00440.5582(0.4550)0.153623.0326

0.168025.3584*

-0.00530.3254(0.5684)0.158924.8101*

0.130115.9629

R 2Q(17)

（0.0318）（0.5089）（0.1267）（0.3798）（0.3904）（0.1972）（0.1482）（0.0870）（0.0990）（0.5265）

按日平均换手率分组

βij ,4q =0,∀q -∑Q q =1βi 1,4q

=0∑Q q =1βi 2,4q

12.1664***6.6297***

7.2842***

3.8565**

8.8386***

0.9310

12.9212***14.6418***10.4598*

12.0570**

（0.0005）（0.0100）（0.0070）（0.0496）（0.0029）（0.3346）（0.0016）（0.0007）（0.0632）（0.0340）0.00390.3103(0.5775)0.129128.5447**

0.114123.3806

0.00130.0258(0.8723)0.189220.4765

0.158820.8371

0.01162.5768(0.1084)0.159321.0251

0.140922.7487

0.02270.0991(0.7529)0.155020.5932

0.160121.7300

0.00890.0320(0.8579)0.146821.4763

0.143221.3767

R 2Q(17)

（0.0390）（0.1373）（0.2506）（0.2337）（0.2252）（0.1576）（0.2450）（0.1953）（0.2057）（0.2099）

Q

Q

注：（1）Q(17)检验为Portmanteau (Q)检验，滞后项的选择我们根据Schwet(1989)的建议选择滞后项，即滞后项为[12*(T/100)0.25],其中[]为取整运算；（2）检验

第二行（）中为相应的P 值，第∑q =1βi 1,4q -∑q =1βi 2,4q =0检验第一行为差值，βij ,4q =0,∀q 与Q(17)检验第一行为相应统计量，

二行为相应统计量，第三行（）中为对应的P 值；（3）R2为各个方程的R 方；（4）由于篇幅关系，估计时选取的滞后阶数与样本数未给出。

五、市场状态与投资者过度自信行为差异

现有研究表明，相对于熊市而言，牛市中投资者过度自信行为可能会更为明显（Chuang 和Lee ，

2006）。那么在不同的市场状态中，机构投资者与个人投资者的过度自信认知偏差是否会呈现出差异呢？下面我们在（6）式、（7）式中引入市场状态哑变量D t ，当市场处于牛市状态时其取值1，否则为0。并按照严武等（2006）对我国A 股市场熊牛市的划分方法，将我国A 股市场2002年至2010年期间的熊市与牛市进行划分（表5）。

表52002年至2010年我国A 股市场的牛市和熊市划分

熊市2002年1月

2002年7月—2003年10月2004年4月—2005年6月2007年11月—2008年10月2009年8月—2010年12月共计259周

资料来源：根据严武等（2006）修改整理。

共计195周牛市

2002年2月—2002年6月2003年11月—2004年3月2005年7月—2007年10月2008年11月—2009年7月

机构投资者与个人投资者过度自信行为比较研究

(一) 实证研究方法

为了探讨在不同的市场状态中，机构投资者与个人投资者的过度自信认知偏差是否不同，我们在（6）式、（7）式中加入市场状态的哑变量D t 。并同样采用SUR 方法对其进行估计。

v i 1, t =αi 1+βi 1,1davr m , t ×D t +βi 1,2davr m , t ×(1-D t ) +βi 1,3mad i 1, t ×D t +βi 1,4mad i 1, t ×(1-D t )

P

+∑P r ×D +r ×(1-D t ) +∑q =0βi 1,7q mr t -q ×D t i 1,5p i 1, t -p t ∑βp =0p =0βi 1,6p i 1, t -p

Q

Q

Q

Q

（10）

+∑q =0βi 1,8q mr t -q ×(1-D t ) +∑q =0βi 1,9q v i 1, t -q ×D t +∑q =0βi 1,10q v i 1, t -q ×(1-D t ) +εi 1, t v i 2, t =αi 2+βi 2,1davr m , t ×D t +βi 2,2davr m , t ×(1-D t ) +βi 2,3mad i 2, t ×D t +βi 2,4mad i 2, t ×(1-D t )

P +∑P r ×D +r ×(1-D t ) +∑q =0βi 2,7q mr t -q ×D t i 2,5p i 2, t -p t ∑βp =0p =0βi 2,6p i 2, t -p

Q

Q

Q

Q

（11）

+∑q =0βi 2,8q mr t -q ×(1-D t ) +∑q =0βi 2,9q v i 2, t -q ×D t +∑q =0βi 2,10q v i 2, t -q ×(1-D t ) +εi 2, t

（10）式、（11）式中，各解释变量与被解释变量符号含义与（6）式、（7）式一致，滞后项P 、Q 由AIC 准则决定。

为了比较个人投资者与机构投资者过度自信程度在不同市场状态下的差异，我们也同样采取Wald 检验来进行比较。首先，在（10）式、（11）式的框架下，检验个人投资者与机构投资者在不同市场状态下是否都具有过度自信认知偏差。为此，我们检验如下零假设：

H 01:βi 1,7q =0,∀q ；H 02:βi 2,7q =0,∀q ；H 04:βi 2,8q =0,∀q H 03:βi 1,8q =0,∀q ；

（12）

（12）式的假设检验类似于（9）式，也是检验市场收益率是否是投资组合ij 交易量的格兰原因，如果拒绝零假设H 01（H 03），则表明个人投资者在牛市状态下（熊市状态下）具有过度自信认识偏差，如果拒绝零假设H 02（H 04），则表明机构投资者在牛市状态下（熊市状态下）具有过度自信认识偏差。并且，我们可以比较个人投资者和机构投资者在不同市场状态下过度自信认知偏差所带来的累积影响差异。因此，我们构建如下零假设：

H 01:∑q =1βi 2,7q =0；H 02:∑q =1βi 2,8q =0；H 03:∑q =1βi 2,7q -∑q =1βi 2,8q =0

Q

Q

Q

Q

H 01:∑q =1βi 1,7q =0；H 02:∑q =1βi 1,8q =0；H 03:∑q =1βi 1,7q -∑q =1βi 1,8q =0

Q

Q

Q

Q

（13）（14）

其中，（13）式中的零假设H 01、H 02分别检验个人投资者过度自信认知偏差在牛市与熊市状态下的累积影响，（14）式中的零假设H 01、H 02分别检验机构投资者过度自信认知偏差H 03检验上述影响之间的差异。而在牛市与熊市状态下的累积影响，H 03检验上机构投资者过度自信认知偏差在牛市与熊市状态下的差异。

另外，为了分析个人投资者与机构投资者过度自信程度在不同市场状态下的差异，我们检验以下零假设：

H 01:∑q =1βi 1,7q -∑q =1βi 2,7q =0；H 02:∑q =1βi 1,8q -∑q =1βi 2,8q =0

Q

Q

Q

Q

（15）

其中，（15）式中的零假设H 01检验在牛市状态下个人投资者与机构投资者过度自信程度的差异，如果零假设H 01式左边显著大于零，我们则认为牛市中个人投资者过度自信认知偏差比机构投资者要更为明显，即表明牛市中个人投资者的过度自信程度要更高一些。而零假设H 02检验在熊市状态下个人投资者与机构投资者过度自信程度的差异，如果零假设H 02式左边显著大于零，我们则认为熊市中个人投资者过度自信认知偏差比机构投资者要更为明显，即表明熊市中个人投资者的过度自信程度要更高一些。

(二) 实证结果限于篇幅关系，我们仅给出（15）式的检验结果。结果表明（表6），无论是按流通市场规模分组还是按日平均换手率分组，个人投资者与机构投资者在牛市与熊市中都体现出过度自信认知偏差，这与Chuang 和Lee （2006）、Chuang 和Susmel （2011）的结论一致，即投资者具有过度自信认知偏差。并且个人投资者与机构投资者的过度自信程度在不同的市场状态下尤其是在牛市中并没有表现出明显的差异。不过在熊市中，某些组合在有些情况下表明机构投资者可能要比个人投资者具有交易更多的倾向，可能的原因在于对于个人投资者而言，由于熊市获利机会较小，因此其可能会平仓离场或持仓不动，而对于机构投资者而言，

Comparative Study on the Overconfident Behaviors of Institutional and Individual Investors

由于其拥有较多的信息，并且可能会比个人投资者更易观察到熊牛转换的时机或者出于做市动机等原因，

因此在熊市中其交易要比个人投资者多。

六、稳健性分析

为了保证上述分析的稳健性，我们还从以下两个方面进行了稳健性分析：一是为了避免变量的选择偏

差，对于机构持有数据，我们还分别选取机构持有A 股比例、机构持股比例进行分组以进一步地分析。对收益率数据，我们还选取了不考虑现金红利再投资的股票收益率以及我们根据周股票收盘价计算的简单收益率进行了分析；二是我们为了避免按机构持有比例分组时，可能造成机构持有比例高的组合与机构持有比例低的组别之间的机构持有比例差别不大问题，我们按机构持有比例高低分成5组，并选取机构持有比例最高（j =2）和最低（j =1）的组合进行了分析。上述分析结果除了较小的估计系数上的变化外，并不改变本文的基本结论。因此，本文的实证分析是比较稳健的。

七、结论与政策建议

本文基于机构股票持有数据，构建了不同的投资组合来区分机构投资者与个人投资者的投资行为，并在此基础上运用Granger 因果分析法与SUR 估计，探讨了我国证券市场机构投资者与个人投资者是否具有

机构投资者与个人投资者过度自信行为比较研究

过度自信行为，结果表明无论是机构投资者还是个人投资者在不同市场状态下都交易过多，即存在过度自信认知偏差。并且对机构投资者与个人投资者过度自信行为的进一步比较研究表明我国证券市场上个人投资者与机构投资者的过度自信程度在不同的市场状态下并无明显差异。因此，为了减少投资者过度自信行为的负外部性，如投资者过度自信行为会导致交易过多与超常波动性，我们认为应规范和加强机构投资者的发展。Chuang 和Susmel(2011)的研究表明，个人投资者相比机构投资者而言，其过度自信程度更高，并且交易更频繁。而本文研究表明在我国机构投资者相比个人投资者并不更具理性，这可能是由于我国机构投资者当前还处于成长期所造成的，机构投资者相对个人投资者而言，其整体上并不具备非常大的专业优势，其交易也具有短期化特点。因此，为了培育专业、理性的机构投资者，可从以下三方面入手：一是扩大机构的准入范围、推动机构间的竞争，促进机构投资者的专业化；二是加强证券投资人才的培养，提升机构从业人员的专业素质；三是建立客观、科学的机构绩效评价机制，促使机构投资者交易由短期过渡到长期。

我们的研究还可以进一步拓展，我们可以通过分析机构投资者与个人投资者承担风险的差异以及考察机构投资者与个人投资者的交易行为对市场波动性与个股波动性的影响来探讨不同投资者过度自信行为对市场的影响，或者利用账户数据进行更为深入的分析。这也是我们今后进一步需要做的工作。

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Abstract:Using the quarterly fraction of shares held by institutional investors in Chinese A Share Market,this paper, forms dif-ferent portfolios to distinguish the differences in trading behavior between individual and institutional investors. And we investi-gate whether individual and institutional investors trade overconfidently by Granger causality test and SUR. The conclusion is that both individual and institutional investors are overconfident in bull or bear markets. In addition, there is no difference be-tween individual and institutional investors ’overconfidence. At the end of the paper, some relevant suggestions are presented. Key Words:Overconfidence; Institutional investors; Individual investors