文章信息
上海财经大学 2017年19卷第6期 |
- 郝旭光, 张嘉祺
- Hao Xuguang, Zhang Jiaqi
- 证券监管者的决策信念比市场投资者更强么?
- Does Chinese Securities Regulators Have Stronger Self-beliefs in Decision-making than Stock Market Investors?
- 上海财经大学学报, 2017, 19(6): 72-82.
- Journal of Shanghai University of Finance and Economics, 2017, 19(6): 72-82.
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文章历史
- 收稿日期:2017-03-16
2017第19卷第6期
中国证券市场历经20多年的发展,虽然取得了巨大的进步,但仍带有典型的新兴加转轨的特征,不可避免地受到市场失灵的困扰,并且影响证券市场安全的许多突出问题依旧存在。例如,2014年下半年以来的 “改革牛”与“杠杆牛”使股市快速上涨,并逐渐演变为疯牛行情,而期间,虚假信息、价格操纵、内幕消息等违法违规现象屡有发生却未得到有效处理。2015年6月以来,证券监管部门开始对市场违规配资进行清查,但所采取的“去杠杆化”手段又过于简单,导致了资金外逃和市场恐慌,国家的行政和救市措施的干预亦不能阻止市场的暴跌,千股跌停、千股涨停、千股停牌一时间成为中国股市的一个奇观。进入2016年,证券监管部门所推行实施的熔断机制亦使中国股市在四个交易日内出现两次暴跌而提前休市,而熔断机制也不得不被暂停实施。在这一系列影响中国资本市场安全的事件中,证券监管扮演着重要的角色,而作为监管决策的制定者和执行者,证券监管者的决策行为特征直接影响证券监管的有效性,因此这也是值得进一步研究的重要问题。
以往的证券监管研究认为证券监管者在决策中是理性的,目的在于追求预期效用最大化。近年来,研究者开始从行为金融学的视角研究证券监管者的决策行为,认为证券监管者在监管决策中并不总是理性的,会受到诸如情绪、信念、本能等非理性因素的影响而出现很多非理性行为,这也导致了监管有效性的不足。目前,关于信念因素对监管行为的影响,研究者也从不同的角度进行了讨论,其中一种观点认为证券监管者有着较强的决策信念,对于自己的决策判断通常非常自信,过度估计与其信念一致的信息,并倾向于搜集那些支持其信念的信息,而忽略那些不支持其信念的信息。基于此,研究者认为在较强决策信念的影响下,证券监管者会对证券市场进行频繁、过度的干预,从而导致监管有效性的不足。Plous(2004)指出监管者过于频繁地干预市场,在潜意识中他们认为自己的每一次决策都是正确的;Hill(2004)也指出监管者是过度自信的,总是以居高临下的自负形象出现在市场上;赵静梅和吴风云(2008)的研究认为,证券监管者要比市场投资者更加容易过度自信,在判断市场的时候,监管者往往显得武断和专横;郝旭光(2013)指出监管者相信自己的实际权威是毋庸置疑的,不相信证券市场只能监管不能调控,因而总是试图调控市场。除了上述观点,也有研究认为证券监管者的决策信念并不强,对于自己的独立判断通常没有把握,缺乏安全感和自信心,并且倾向于推卸责任,不敢对问题下判断。例如,Kane(1997)指出监管者在监管中存在推卸责任的情况,并总结了监管者推卸责任的四种方法,并将其称为监管反射:其一,“障眼反射”(blindfold reflex),监管者会声称对已经发生的事情毫不知情;其二,“掩盖反射”(cover-up reflex),监管者不愿意公布事实的真相,而且试图竭力掩盖真相;其三,“分散注意力反射”(distraction reflex),监管者会将公众注意的焦点加以转移,以逃避指责;其四,“替罪羊反射”(scapegoat reflex),监管者会找替罪羊,以推卸责任,从而使自己的责任大事化小。Choi和Pritchard(2003)的研究认为监管者普遍存在从众心理,当面对市场问题时,尽管一些监管者可能意识到这些问题可能造成的后果,但由于从众心理的影响,监管者失去了独立判断,而倾向提出符合社会大众和主流媒体的监管意见,使得监管的有效性得不到保证。Berglund(2014)的研究发现证券监管者在面对复杂的监管问题时会出现非理性行为,通过增加监管的复杂性来降低自身的责任以应对外部的压力。
上述研究从信念角度对不同的监管现象进行了解释,但所基于的假设却明显不同,并且也鲜有研究对此进行区分和阐释。事实上,关于证券监管者决策信念的强弱问题,其本质是一个相对而非绝对的问题,但以往监管者非理性行为研究由于套用了行为金融的研究成果而将其视为一个绝对的问题,并以此为出发点来探讨监管的有效性。因此,本文在探讨信念因素对证券监管者决策行为的影响之前,试图解决的关键问题是,相对于证券市场投资者,中国证券市场监管者在决策中是否具有更强的主观信念?基于此,本文以行为金融学为出发点,充分考虑以往研究中对不同非理性行为含义的界定以及内在原因,选择过度自信、证实性偏差和后见之明偏差这三个与决策信念高度相关的非理性行为作为研究变量,通过有情境因素的问卷调查法观察中国证券监管者和市场投资者在这三种非理性行为上的表现。针对所收集的问卷数据,本研究设计量化计算方法对中国证券监管者的决策信念水平进行评分,并将评分结果与市场投资者的评分结果加以对比,从而得出最终的研究结论。
本文的主要工作在于:第一,从行为金融学的视角探讨证券监管问题是目前监管研究的前沿问题,虽已取得了丰富的研究成果,但在应用行为金融研究理论时,鲜有研究对非理性行为的假设前提进行验证。因此,本文的主要贡献就是在讨论信念因素对证券监管决策的影响之前,首先对证券监管者的决策信念特征进行验证,以界定理论研究的基点。第二,本文运用较大规模的心理调查问卷对中国证券监管者的决策信念水平进行了实证检验。目前对于证券监管者非理性行为的研究主要以定性分析为主,缺少经验数据的支持,本文的研究对此进行了弥补。第三,以往研究认为中国证券监管者由于在专业知识和市场信息方面具备明显的优势,而理应有着更高的决策信念,频繁监管、过度监管等监管现象就是明证。我们认为,专业知识和市场信息的优势并不一定为证券监管者带来更强的决策信念,相反,由于受到外部因素的影响,证券监管者在决策中的自我信念表达更可能被压制。
(二) 信念与行为偏差:相关概念界定信念就是“以目的、动机的形式贯穿于人类活动中,并与情感、意志相结合,形成一种稳固的支配人类行动的心理倾向”(姜树广和韦倩,2013)。在心理学研究中,个体认知被认为是自我意识的形成和发展的重要组成部分,它帮助个体将自己从客观世界中区分出来,对周围事物及各种关系产生意识,并进而对个体的活动和行为产生影响。现实中,个体所处的环境总是不断变化的,这种变化给个体带来了极大的不安和不适感,个体会以认知的方式进行总结并形成自我意识。一旦自我意识形成后,个体便不会轻易地放弃和破坏已形成的意识而将自己重新置于不安和不适中,而这种维护自我意识一致性和连贯性的强烈愿望就是信念的心理基础。在经济决策中,信念对于行为主体的决策有重要的影响,例如,Akerlof和Dickens(1982)认为个体通常会在决策中选择信念化选项,使坏结果所带来的恐惧最小化;Brunnermeier和Parker(2005)也指出投资者会在信念的支持下过高估计投资的回报而做出非理性的决策;Graham等(2005)的研究指出过度交易与自我能力评估高度相关,当投资者对自我能力的评估值越高,交易频率也就越高。在证券监管研究中,信念的影响主要体现为证券监管者对证券市场的过度监管(Plous,2004),也体现在对新问题、新信息的监管反应不足(郝旭光,2013)。简言之,较强的自我信念在帮助个体提高了应对复杂和不确定性问题的能力的同时,也可能导致一系列非理性行为的产生,其中就包括过度自信、证实性偏差和后见之明偏差,而通过综合考察个体在这三个非理性行为上的表现,就可以反推其决策信念水平。
1. 过度自信
过度自信是个体倾向于低估自身知识的缺乏,并且认为自己所知道的要远高于实际情况的特征,所带来的结果就是无意中为自己所拥有的知识和信息的准确性赋予过高的权重,进而导致较低的决策质量(Baron和Markman,2000)。过度自信广泛存在于个体的日常决策中,Svenson(1981)的研究发现,当让个体评估自己的开车水平时,绝大多数被试都认为自己的开车水平要高于平均水平,而这显然是过度自信的结果。Alpert(1982)就直接指出人们认为一定会发生的事情实际上只有80%的概率会发生,而认为一定不会发生的事情则有约20%的概率会发生。在进一步的研究中,Moore和Healy(2008)区分了三种不同类型的过度自信,即过高评估(over estimation)、过高定位(over placement)和过度精准(over precision),认为过度自信并不能带来决策质量的明显改进。Klayman(1995)的研究认为,过度自信的产生是由于行为主体在决策时经常先主观地决定一个估计点,然后依照这个估计点来寻求支持结果的证据,并且总是以所谓的“事实”来说明当初的估计点是一个很好的猜测,而最初的回答所获得的支持就往往高于客观上应该获得的支持。因此,过度自信实际上是源于行为主体对于事物的信念判断,强调了对自己所持观点和意见的保护,这也是为什么有着更丰富经验和专业知识的人在面对相同的决策问题时,要比缺乏经验和专业知识的人表现出更显著的过度自信倾向(Heath和Tversky,1991;Ben-David等,2007)。
2. 证实性偏差(confirmation bias)
Wason(1972)在选择任务实验中第一次发现个体在决策中存在证实性偏差这一倾向。证实性偏差即人们有意或无意地寻找支持自己看法的信息和解释,忽略不支持自己观点的信息和解释,甚至不惜花费更多的时间和资源贬低与他们自我信念不一致的观点。证实性偏差也源于行为主体的信念。一方面,行为主体在对事物进行判断时倾向从主观出发,表现为较强的信念坚持,因为和其他观点相比,由自我信念所支撑的观点更容易被个体察觉和发现(Matlin,1978;Jeremyko和Hansch,2008);另一方面,处理反面证据要比处理正面证据花费个体更多的时间和精力,并且这一过程会为个体带来较强的负面感受(Nickerson,1998)。
3. 后见之明偏差(hindsight bias)
后见之明偏差首先由Fischhoff(1975)提出,即每当一件事情发生后,人们总能找到若干理由以证明事件结果发生的必然性,即使这些理由与事前的判断不一致。为证明这一非理性行为的存在,Fischhoff(1975)让被试对尼克松总统出访北京和莫斯科前后两个情境下对可能的结果进行判断,发现后见条件下的被试较之先见条件下的被试,对实际出现结果的评定更有把握。后见之明与行为主体的信念有着明显的联系。一方面,个体在结果实现前,对问题的答案在很大程度是不确定的,通常是一种基于信念的猜测或者推测,与他人观点不同,这些猜测或推测的信息更容易在结果实现后被再次唤起和获得;另一方面,结果实现后,既成事实便具有更高的合理性,因此个体在对之前判断进行回忆时,不能很好地推理与回忆与当前结果事实不同的观点,加之自我意识的加工,促使个体更加相信过去判断的正确性。
二、研究设计与实证结果 (一) 研究设计思路本文的研究目的在于探讨中国证券监管者在决策判断中是否会受到信念的影响而出现行为偏差,并且在这方面的理性水平又是否显著区别于证券市场投资者。在实际研究中,由于信念是一种深层次心理特征,较难得到直接和准确的测量,因此,本文的研究将采取带有情境因素的问卷调查法来观察研究对象在不同决策情境问题中的表现来计算和反推信念因素的影响。在研究对象的选择和问卷的发放上,本研究一方面聚焦于中国证券监管者人群,将问卷在中国证券监督管理委员会(简称“证监会”)及其位于北京的派出机构中进行随机发放;另一方面则充分考虑证券市场投资者的不同类型并将其区分为个人投资者、机构投资者和上市公司管理者三类,其中对于个人投资者的选择以超过2年股票投资的自然人为主,机构投资者的选择以基金公司和券商从业人员为主,上市公司管理者以从业于上市公司的管理者为主。之所以选择证券市场投资者作为参照人群,主要原因在于证券市场投资者的投资决策直接受监管者监管决策的影响,因此决策信念的相互比较更具有理论意义和实践意义。
(二) 问卷设计与样本选择本研究在问卷的设计中借鉴了行为金融学家和心理学家在研究过度自信、证实性偏差和后见之明偏差中常用的实验情境,并将实验情境以心理问卷的方式呈现给研究对象。此外,本文还结合中国证券市场的实践特点对问卷进行了调整以达到与真实决策环境相近的情境。本次研究所使用问卷的题目语言通俗易懂,被试者被要求匿名、独立完成问卷,没有金钱激励。为确保问卷调查的结果真实,同时为防止被试者对本研究所涉及的目的有所察觉,在问卷设计中将测量题目放置于其他无关测量题目中并打乱顺序。问卷共涉及8道题目,其中“后见之明”相关问题两道,“证实性偏差”和“过度自信”各一道,无关问题共四道。同时,为确保被试者回答的准确性和真实性,被调查者被告知所有问题均无标准答案,只需根据个人的想法作答。问卷中的情境题目如表1所示。
偏差类型 | 主要内容 | 选项分析 |
过度自信 | 假设你在参加过的各种考试中都取得了很好的成绩,而别人参加了类似考试却并未获得好成绩。你对此会得出什么结论? | 1. 这些考试可能都比较简单; 2. 其他人的能力可能比较弱; 3. 我要么是善于考试,要么是对考试材料掌握得非常之好。 在过度自信的影响下,被试会更相信自己的能力和知识,故而选择选项3。 |
证实性
偏差 |
假如您投了某个候选人一票,这是否会改变您对他胜出本次竞选的概率的判断? | 1. 会;2. 不会。在证实性偏差的影响下,被试会寻求证实性证据以支撑已经做出的判断,进而选择选项1。 |
后见之明
偏差 |
距超级大国甲不远的某国丙在经历了制度变革后,其政府选择与超级大国乙扩大贸易。为阻止此类情况,甲国向丙国实施干预,以军事手段帮助原政府复辟。该超级大国是美国还是苏联呢?你多大程度相信你的选择呢?1为一点也不确定,7为非常确定。 | 因无明确时间界限,题干的描述并无标准答案,但会使被试更为相信所描述国家为美国。并且在后见之明的影响下,被试会更为确信的相信自己的判断,并给予更高的确信值。 |
20世纪60年代,超级大国A突然侵略周边某小国,企图推翻当时的政府。但失败了,且侵略者中大部分被处死或监禁。该大国是美国还是苏联呢?你多大程度相信你的选择呢?1为一点也不确定,7为非常确定。 | 因提出了明确的时间,被调查者的思维被拉到20世纪60年代,当时大家心中的超级大国应该是苏联。并且在后见之明的影响下,被试会更为确信自己的判断,并给予更高的确信值。 |
本研究共向中国证券监管者、个人投资者、散户投资者和上市企业管理者发放问卷700余份,其中共回收中国证券监管者问卷122份,且有效问卷数量为118份,为了进行配对差异计算和检验,在剔除了无效样本后,从个人投资者、机构投资者和上市公司管理者这三类人群中各随机抽样出118个样本与证券监管者进行配对分析,所选取调查样本的群体组成情况如表2所示。对于样本中数据缺失的处理,本文假定年龄、学历的缺失值都均匀分布在各类人群中,所以用存在回答的子样本的各类特征来代替总样本的特征可以被认为是无偏的。由表2的数据结果可以看出,调查样本覆盖范围较广,包含各年龄段、各学历层次、男女都有的人群。因此采用此数据进行研究,符合研究要求,可以得到准确的研究结果,具有代表意义。
整体 | 个人投资者 | 机构投资者 | 上市企业管理者 | 证券监管者 | ||
性别 | 男 | 56.62 | 54.23 | 61.29 | 53.37 | 57.58 |
女 | 43.38 | 45.76 | 38.71 | 46.63 | 42.42 | |
学历 | 本科以下 | 10.64 | 6.77 | 12.95 | 17.26 | 5.56 |
本科 | 50.73 | 50.84 | 51.78 | 62.50 | 37.78 | |
硕士 | 36.77 | 42.68 | 34.32 | 17.86 | 52.22 | |
博士 | 2.59 | 0.00 | 0.95 | 2.38 | 4.44 | |
年龄 | 30岁以下 | 30.50 | 37.28 | 27.88 | 21.37 | 35.71 |
30–40岁 | 48.73 | 38.98 | 42.28 | 53.44 | 60.20 | |
40–50岁 | 17.37 | 19.49 | 22.24 | 23.66 | 4.08 | |
50–60岁 | 3.34 | 4.24 | 7.60 | 1.53 | 0.00 |
问卷中对于后见之明的测量是以量表形式呈现的,量表共包含7个等级(1–7),其中1代表后见之明的程度很低,7代表后见之明的程度很高,而“证实性偏差”和“过度自信”的测量结果则分别符合0–1二项分布和0–0.5–1三点分布。由于后见之明的测量包含两道题目,且每组中的均值和标准差都接近,故先分别对两道题的量表进行标准化,将1–7这7个等级均匀地分布到[0, 1]这个区间上,再使用两道题的标准化之后的平均值作为后见之明偏差的度量值。最后,对于决策自我信念的测量和评价,通过把所有测项得分加总取平均值,乘以100,转化成百分制,进而得出决策信念的分数,若得分越高则表明决策信念越强。具体的测量过程如下:
根据中心极限定理,设随机变量序列
${Y_n} = {X_1} + \cdots + {X_n}$ |
${Z_n} = \frac{{{Y_n} - E{Y_n}}}{{\sqrt {D\left( {{Y_n}} \right)} }} = \frac{{{Y_n} - n\mu }}{{\sqrt n \sigma }} \sim N\left( {0,1} \right)$ |
由于无法得知总体的μ和σ2,需要用样本均值和样本方差来代替它们,故变为:
$T = \frac{{{Y_n} - E{Y_n}}}{{\sqrt {D\left( {{Y_n}} \right)} }} = \frac{{{Y_n}/n - EX}}{{{S^2}/\sqrt n }} \sim T\left( {0,1} \right)$ |
其中S2是随机变量X的样本方差。当T分布的自由度大于120时,可以用正态分布来代替T分布。为了检验各群体的决策自我信念程度,本文设计了以下检验,其中D1、D2、D3、Dsum分别代表不同子样本的后见之明、过度自信、证实性偏差、决策信念之差,用公式表示为:
$\begin{array}{l}{D_1} = {P_1}(subsample1) - {P_1}(subsample2)\\{D_2} = {P_2}(subsample1) - {P_2}(subsample2)\\{D_3} = {P_3}(subsample1) - {P_3}(subsample2)\\{P_{sum}} = \frac{{({P_1} + {P_2} + {P_3})}}{3} \times 100\\{D_{sum}} = {P_{sum}}(subsample1) - {P_{sum}}(subsample2)\end{array}$ |
其中P代表各偏差出现的概率。根据中心极限定理,它们都应该服从正态分布。为了验证随机抽样的正态性,本文对样本做了JB检验。
从表3中可以看出,所有随机抽样序列都为正态分布序列,因此满足之前的各项假设,可以进行配对T检验。
证券监管者 | 上市企业管理者 | 个人投资者 | 机构投资者 | |
后见之明偏差 | 0.172 1(0.933 0) | 0.633 5(0.706 0) | 1.309 9(0.439 1) | 0.820 6(0.536 0) |
过度自信 | 0.168 5(0.912 0) | 0.834 4(0.652 0) | 1.748 3(0.330 6) | 1.310 0(0.308 4) |
证实性偏差 | 0.563 2(0.602 0) | 1.050 0(0.551 0) | 2.156 8(0.249 8) | 0.409 8(0.770 0) |
决策自我信念 | 1.217 6(0.166 8) | 0.949 2(0.575 0) | 0.261 6(0.865 0) | 1.626 6(0.212 1) |
注:表格内数据为抽样后数据的JB检验值,括号内数据为对应的P值。该检验的原假设为该分布是正态分布。 |
1. 初步分析
本文的研究目的在于考察中国证券监管者与证券市场投资者在决策信念方面是否具有显著的不同。为了检验被试类型的不同是否会对信念偏差水平产生显著影响,并且排除性别、学历和年龄因素的影响,设计了以下模型:
$Belief - Bias = {\alpha _0} + {\alpha _1}Types + {\alpha _2}Gender + {\alpha _3}Education + {\alpha _4}Age + {\mu _1}$ |
其中,因变量(Belief-Bias)为信念偏差水平,通过后见之明偏差、过度自信和证实性偏差这三个行为偏差量化得分的加总平均值得出,自变量为证券市场参与人群类型(Types),具体包括证券监管者、上市公司管理者、个人投资者和机构投资者四类人群。此外,控制了性别(Gender)、学历(Education)和年龄(Age)的影响,如果α1的回归系数不为0且结果显著,就表明被试类型的不同会显著影响决策信念的不同。基于模型所得出的回归结果如表4所示。
变量 | 因变量 | |||
hindsight bias | overconfidence | confirmation bias | Belief-Bias | |
Types | 0.159***(3.414) | 0.170***(3.654) | 0.065(1.392) | 0.160***(3.436) |
Gender | 0.047(1.028) | –0.008(–0.178) | –0.003(–0.057) | 0.007(0.161) |
Education | 0.035(0.760) | –0.003(–0.070) | 0.047(1.012) | 0.038(0.832) |
Age | –0.016(–0.355) | 0.006(0.122) | –0.015(–0.324) | –0.001(–0.026) |
Constant | 49.21***(10.833) | 57.72***(8.030) | 35.1***(4.247) | 47.344***(9.161) |
观测值 | 472 | 472 | 472 | 472 |
Adj-R2 | 0.020 | 0.021 | –0.002 | 0.017 |
F | 3.374 | 3.510 | 0.740 | 3.083 |
注:***代表p<0.01,**代表p<0.05,*代表p<0.1,下同;括号中数字为T值。 |
由表4的结果可以发现,性别、学历和年龄的估计系数都很低,并且也都未通过显著性检验(Ps>0.1),说明在本次研究中,性别、学历和年龄因素并未对个体的信念偏差水平产生显著的影响。与此同时,证券市场参与人群类型(Types)对信念偏差水平影响的估计系数为0.160(T=3.436),并且在1%水平上高度显著,说明在本次研究中,证券市场参与人群类型的不同会对个体的决策信念偏差水平产生显著的影响。
2. 中国证券监管者的决策信念水平与证券市场投资者的对比
回归结果表明本文选取的四类证券市场参与人群在决策信念方面可能存在很大的不同,为进一步验证这一不同所包含的具体内容,有必要对这四类人群在后见之明偏差、过度自信和证实性偏差上的表现以及分别的决策信念水平做进一步比较和分析。数据分析结果见表5。
证券监管者 | 上市公司管理者 | 个人投资者 | 机构投资者 | |
后见之明偏差 | 0.560 0(0.291 9) | 0.626 5(0.270 5) | 0.590 8(0.264 1) | 0.694 8(0.290 9) |
过度自信 | 0.550 8(0.499 5) | 0.805 1(0.397 8) | 0.839 0(0.369 1) | 0.762 7(0.427 2) |
证实性偏差 | 0.351 7(0.404 6) | 0.533 9(0.427 3) | 0.610 2(0.424 3) | 0.415 3(0.393 8) |
决策信念 | 48.75(22.66) | 65.52(23.01) | 67.97(21.78) | 62.43(23.15) |
注:括号中为标准差,表示各指标的离散程度,下同。 |
表5的描述性统计结果表明四类被调查人群在决策中都表现出一定程度的后见之明偏差、过度自信和证实性偏差,其中,证券监管者的表现要好于个人投资者、机构投资者和上市公司管理者。例如,在被调查的样本中,只有55%的证券监管者在实验情境中认为自己的能力要高于其他人,而这一比例在散户投资者、机构投资者和上市公司管理者中分别高达84%、76%和81%。相同的情况也出现在后见之明偏差和证实性偏差中,受影响的证券监管者人群比例都要低于其他三类人群。在将这三类非理性行为进行量化合并后发现,证券监管者的决策信念水平(M=48.75,SD=22.66)要明显低于散户投资者(M=67.97,SD=21.78)、机构投资者(M=62.43,SD=23.15)和上市公司管理者(M=65.52,SD=23.01)的决策信念。为了验证差异的显著性,继续引入差异检验的方法予以分析,结果如表6、表7和表8所示。
均值之差μ | 样本标准差s | T值 | 自由度DF | 显著性P | |
D1 | –0.066 45 | 0.427 50 | 1.689 | 117 | 0.094* |
D2 | –0.254 24 | 0.629 56 | 4.387 | 117 | 0.000*** |
D3 | –0.182 20 | 0.662 37 | 2.988 | 117 | 0.003** |
Dsum | –16.763 18 | 33.082 74 | 5.504 | 117 | 0.000*** |
均值μ | 样本标准差s | T值 | 自由度DF | 显著性P | |
D1 | –0.029 97 | 0.408 14 | –0.798 | 117 | 0.427 |
D2 | –0.288 14 | 0.641 87 | –4.876 | 117 | 0.000 |
D3 | –0.258 47 | 0.568 90 | –4.935 | 117 | 0.000 |
Dsum | –19.219 40 | 33.954 31 | –6.149 | 117 | 0.000 |
均值μ | 样本标准差s | T值 | 自由度DF | 显著性P | |
D1 | –0.134 76 | 0.352 87 | –4.148 | 117 | 0.000 |
D2 | –0.211 86 | 0.677 50 | –3.397 | 117 | 0.001 |
D3 | –0.063 56 | 0.556 80 | –1.240 | 117 | 0.217 |
Dsum | –13.672 79 | 31.844 16 | –4.664 | 117 | 0.000 |
3. 证券监管者和上市公司管理者的决策信念水平对比
从表6可以看出,除了在后见之明情境中,证券监管者的表现只是边缘显著的好于上市公司管理者以外(P=0.094<0.1),两类人群在过度自信和证实性偏差上的表现有着非常显著的差异,显著性系数P都小于0.01,说明证券监管者在情境决策中表现出显著更低的过度自信和证实性偏差倾向。综合证券监管者和上市公司管理者在这三类非理性行为上的表现可以发现,证券监管者的决策信念水平显著低于上市公司管理者,说明证券监管者的决策信念显著弱于上市公司管理者。
4. 证券监管者和个人投资者的对比
从表7中可以看出,证券监管者除了在后见之明情境中的表现与个人投资者并无显著差异外,两类人群在过度自信和证实性偏差上的表现都有显著差异(P<0.01),说明中国证券监管者在情境决策中表现出很低的过度自信和证实性偏差。综合证券监管者和上市公司管理者在这三类非理性行为上的表现可以发现,证券监管者的决策信念水平显著地低于个人投资者,说明中国证券监管者的决策信念显著弱于个人投资者。
5. 证券监管者和机构投资者的对比
从表8中可以看出,证券监管者除了在证实性偏差这一指标值上并未显著低于机构投资者外,在后见之明偏差和过度自信上的表现都显著低于机构投资者的(p<0.01)。综合证券监管者和上市公司管理者在这三类非理性行为上的表现可以发现,证券监管者的决策信念水平显著低于机构投资者,说明证券监管者的决策信念显著弱于机构投资者。
三、研究结论与讨论长期以来,监管有效性不足是制约中国证券市场发展的突出问题。近年来,学者通过系统性地借鉴和引入行为金融学的研究理论和范式来对证券监管者非理性行为的内容、表现和原因进行探讨,并以此试图解释监管有效性不足的问题,但现有研究的不足之处在于缺乏对不同行为假设适用性的验证,这就可能导致现有研究结论之间的冲突和不一致。例如,在有关信念因素对证券监管者的决策行为影响研究中,既有学者认为证券监管者在决策中有着很强的信念,表现为频繁和过度的对证券市场进行监管,也有学者认为证券监管者的决策信念并不强,表现为从众和跟随外部主流意见。为此,本文采用包含情境元素的问卷调查法收集了中国证券监管者和证券市场投资者(包括上市公司管理者、个人投资者和机构投资者)在过度自信、证实性偏差和后见之明偏差这三个与决策信念直接相关的行为偏差上的表现,对中国证券监管者是否具备较高决策信念的问题进行了分析和探讨。本文的研究结果显示,在信念因素的影响下,证券监管者虽难以避免过度自信、后见之明偏差和证实性偏差的出现,但相比上市公司管理者、机构投资者和散户投资者,中国证券监管者的决策信念水平要显得更低,说明在实际决策中,相对于强信念所导致的非理性行为,证券监管者更可能由于决策信念的不足而出现类似从众和推卸责任等非理性行为。
信念是行为主体在进行决策判断时的一种常见心理状态,虽然过强的信念有可能导致主体深陷于自我而难以认清决策问题的实质,但不容否认的是,信念对于帮助提高行为主体应对复杂和不确定性问题的能力有着重要的作用,过低的信念会导致主体在决策时缺乏独立性,同样无助于决策问题的解决。在中国,由于施行的是以证监会为核心的集中型监管制度,证券监管者在证券市场中有着很高的权威,而从公众和专家的认识来看,证券监管者也理应在专业知识和市场信息方面具备明显的优势,所以这一优势也就理应为其带来更高的决策信念。本文的研究启示在于,专业知识和市场信息的优势并不一定为证券监管者带来更高的决策信念,相反,由于受到外部因素影响,证券监管者在决策中的自我信念表达更可能被压制。例如,从法律角度出发,中国证监会并不享有固定立法权,并且也并非所有证券活动的监管机构,这就导致监管者在行使监管权力时需要不断考虑所要处理问题的类型和属性,不断对所掌握信息进行重新理解和判断,不断对自我认知进行修正以适应监管环境。从体制角度出发,作为体制内的工作人员,中国证券监管者自身所追求的利益通常是权力、声望等,而这些个人利益的实现往往建立在由政府指导和影响下所从事的公共活动中,因此,中国证券监管者在制定监管决策时只要服从于政府的政策法规就可以帮助其实现个人利益并且承担更少的职责风险。从利益相关者角度出发,由于上市资源的稀缺性和巨大利益的驱使,证券市场长期伴随着寻租活动,而对于中国证券监管者来说,监管力量又是有限的,任何监管信息的公开和披露都可能对市场产生极大的影响,因此,监管者在对市场问题进行认知和处理时需要不断考虑各利益方的诉求,而这就可能限制了其真实信念的表达。从权责角度出发,证券监管者在制定和实施监管决策时所担负的责任和获得的收益是不匹配的,市场所赋予的过高的监管期望也促使监管者更加谨慎地对待监管问题,这就间接限制了证券监管者自我信念的坚持和表达,因为过强的信念反而会带来更高的决策风险和责任,进而影响其职位和声誉。
决策信念的不足意味着中国证券监管者在监管措施的制定和实施中可能是被动和消极的,容易受到外部环境的干扰或误导而放弃自身所应该坚持的正确信念和立场。具体而言,由于缺乏内在信念的支持,证券监管者不倾向对市场问题下快速的判断而承担更多的责任,而是寄希望获取更多的信息来进行判断,这就可能导致监管的及时性不足。同时,在应对一些突发和不确定性的市场状况时,决策信念的不足会使中国证券监管者容易屈服于外界的压力,导致很多监管政策的出台并没有实质性地解决市场问题,反而加剧了市场风险的累积。为此,本文认为今后有必要做好以下三方面的工作:(1)进一步减少监管部门的行政审批权以聚焦监管的核心职能,并且充分授权以保证监管权的独立性不受干预,使证监会成为一个独立专业的监管机构;(2)实施灵活、有吸引力的监管激励制度,以激励监管者在监管原则下寻求和制定最佳的监管措施,以提高监管有效性;(3)通过有吸引力的绩效薪酬有意识地引导监管者以独立、积极的方式对待市场问题并制定相应对策。
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