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台灣股票市場個別投資人存活率研究(I)

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Academic year: 2021

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行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告

台灣股票市場個別投資人存活率研究(第 2 年)

研究成果報告(完整版)

計 畫 類 別 : 個別型 計 畫 編 號 : NSC 96-2416-H-004-023-MY2 執 行 期 間 : 97 年 08 月 01 日至 98 年 07 月 31 日 執 行 單 位 : 國立政治大學財務管理學系 計 畫 主 持 人 : 周行一 計畫參與人員: 博士班研究生-兼任助理人員:張健偉 處 理 方 式 : 本計畫涉及專利或其他智慧財產權,2 年後可公開查詢

中 華 民 國 98 年 12 月 31 日

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行政院國家科學委員會專題研究計畫 成果報告

台灣股票市場個別投資人存活率研究(2/2)

研究成果報告(完整版)

計畫類別:個別型 計畫編號:NSC96-2416-H-004-023-MY2 執行期間:民國96年08月01日至民國98年07月31日 執行單位:國立政治大學財務管理學系 計畫主持人:周行一 教授 計畫參與人員:陳明憲、張健偉 處理方式: 本計畫涉及專利或其他智慧財產權,2 年後可公開查詢

中 華 民 國 98 年 12 月 30 日

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台灣股票市場個別投資人存活率研究

周行一

國立政治大學財務管理學系教授

摘要 具自然人身分的個別投資人在市場扮演重要的流動性供給者角色,而個別投 資人的投資績效則會直接影響其在市場的存活率,為檢測影響操作績效之原因是 否係出自於投資人的過度自信進而影響個別投資人在市場之存活情形,本研究以 臺灣證券市場信用交易之每位投資人的逐筆成交資料,驗證有損融券投資人財富 的過度自信交易行為是反應在擇股能力,而非 Barber and Odean(2000)提出的 擇時能力。本研究發現融券交易人的交易檔數與報酬之間存在門檻效果,即交易 檔數低於門檻值時,交易檔數與報酬呈正相關,當交易檔數高於一定門檻值後, 則與報酬呈現負相關,但無論交易檔數多寡,交易次數與報酬皆呈正相關。本研 究實證結果指出,有損融券投資人財富的主因是操作過多的檔數,而非交易次數; 此外,本研究亦發現信用交易的當沖交易人具有顯著的處分效果,而信用交易比 現股交易更容易傾向過度自信。 關鍵字:信用交易、過度自信、擇時、擇股。

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存活議題的研究主要先落實於生物醫學或工程領域中,生物醫學是以設限資 料(censored data)為樣本,研究存活率、死亡率、生命量表等。工程學則是用 於可靠度分析(reliability analysis),近期則有學者將存活議題運用於社會學的生 育率研究(Tsey and Chou, 2005)與失業率研究(Arulampalam and Stewart, 1995)。 財務金融領域中的文獻中,則是將存活議題應用於創投基金(ventral capital)、 共同基金與企業的財務危機(financial distress)預警上。其中,Bandopadhyaya and Jaggia(2001)觀察了 1979 至 1990 年之間登記破產的企業,共計 107 個樣本數, 探討破產後的企業取得破產法保護後,經企業重整後,再次破產所花費的時間以 及該期間受哪些因素的影響。Glennon and Nigro(2005)以存活率分析法研究中 小企業貸款的違約風險。Cameron and Hall(2003)研究澳洲股票型共同基金的 存活率。緣此,本研究以實證分析驗證個別信用投資人在證券市場的存活狀況。 財物領域對投資人如何能存活於市場中的相關研究算是才剛開始,早期的理 論模型強調非理性投資人無法長期存活於證券市場中。1後來 Kogan et al.(2006) 假設市場交易人具有相同的風險趨避、相同偏好和無中間消費2(intermediate consumption),證明投資人的非理性交易行為雖然有損財富,但仍能存活於市場, 而且交易人縱然不能存活亦能對股價產生價格衝擊,原因是非理性交易人具有較 高成長率的投資組合,且投資組合成長率高於理性交易人,3這可能是因為非理 性交易人的投資組合規模較小,故享有較高的成長率。 所以理論上投資人得以存活於證券市場的可能性有二,一是投資人的投資組 合成長率較高時,縱然投資人有時蒙受投資損失,仍可繼續存活於市場中;4         1   Friedman(1953)認為在非理性的信念(irrational beliefs)和無中間消費的競爭市場中,非理 性投資人將無法長期存活於市場中,而且非理性的交易行為將導致非理性交易人損失財富,所 以最後在長期下,理性交易將控制大部分的社會財富,並決定資產的市場價格。後來,Sandroni (2000)和 Blume and Easley(2001)證明具有中間消費的一般均衡中,非理性交易人無法長期 存活。  2 即投資人只重視最終消費(terminal consumption)。  3 De Long et al.(1991)亦證明非理性交易人的財富增加速度可以高於理性交易人,故非理性交 易人在長期之下,可以彌補其交易損失並使其存活,但非理性交易人佔社會總財富的比例過小 時,非理性交易人的行為將無法影響資產價格。  4

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是投資人享有合理報酬時,會更願意將資金投入證券市場,因為證券市場的規模 除了與經濟基本面的發展有關外,投資人的投資意願也是一個重要的關鍵要素。 直覺上,實際的投資績效對投資意願的影響最為直接。

本研究剖析個別交易人的投資績效,藉以瞭解造成投資人損失的原因,以判 定何種投資行為較易讓投資人長久存活於股票市場中。過去文獻評估投資人能力 時,通常是以擇股(security selection)及擇時(market timing)的操作績效來判 斷,擇股代表投資人能夠發掘股票價值低真實價格的能力,擇時則代表投資人能 夠掌握市場趨勢的能力。

行為財務學中的過度自信現象與投資人是否相信自己是否具有這兩種能力 有關。Kahneman and Tverskey(1979)的展望理論認為人的決策行為並非完全理 性,且存在著認知的偏誤,而當認知偏誤體現在投資行為時,將產生過度樂觀、 過度反應或反應不足的現象。本研究主要在探討認知偏誤在投資人行為上,產生 的過度自信偏誤,過度自信偏誤是肇因於投資人對自己的主觀判斷優於客觀衡量, 以致過度相信自己的投資決策。Kahneman and Riepe(1998)也認為人的過度自 信,會導致風險的低估或忽略,進而高估自己獨力解決問題的能力。

近期的微觀行為財務學者致力於研究影響交易量的投資人行為特質,其中 Shefrin and Statman(1985)、Ferris, Haugen, and Makhija(1988)、Weber and Camerer (1998)、Odean(1999)、Grinblatt and keloharju(2001)和 Grinblatt and Han(2005) 認為處分效果(disposition effect)引發交易行為,Graham , Harvey, and Huang(2005) 則認為是投資人的能力(competence)引發交易。

Odean(1998)和 Gervais and Odean(2001)認為可以利用交易量的變化來 驗證過度自信,Gervais and Odean(2001)並證明過度自信是一個經驗函數,且 對交易訊號產生的交易反應大於較不自信的投資人。因此,Statman, Thorley and Vorkink(2006)以市場及個股交易量的時間序列資料進行驗證後,發現市場週 轉率與落後期的市場報酬具正向關係;即高市場報酬將導致高交易量,並以此推 論投資人先獲取報酬後,過度自信將顯著增加,導致投資人更積極地進行交易,

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最後使得市場交易量上升。5

早初的學者在檢測過度自信假說時,多以頻率較低的時間序列資料進行分析, 直到 Barber and Odean(1999)以美國家庭投資帳戶進行後,才掀動高頻時間序 列資料對過度自信假說的檢測;兩位學者依據 Odean(1998)的理論研究主張, 認為過度自信是造成過度交易的主因。Barber and Odean(2000a)發現家庭帳戶 投資人除了過度交易股票(週轉率達 75%)外,亦傾向投資於小型、高貝他值的 股票,而且週轉率愈高的家庭證券帳戶,其報酬率愈低,因而認為這些現象也是 過度自信的表徵。Barber and Odean(2000b)認為投資人性別差異也可以導致不 同程度的過度自信,他們發現男性股票週轉率(報酬)高於(低於)女性外,亦 發現無論男女其報酬皆低於市場報酬,故無論男女都存在著過度交易的現象。最 近 Grinblatt and Keloharju(2009)則發現投資人對感官的刺激尋求(sensation seeking)亦是導致過度自信及過度交易的因素。 而在擇股研究中,Odean (1998)發現散戶會在賣出股票之後很快地又會買進 另一種股票,但是平均而言,若扣除交易成本,其賣出股票的後續表現會優於其 所買進股票,而這種現象可能是來自於投資人的過度自信。但 Odean (1998)雖然 指出投資人頻繁的操作會有損績效,但卻沒有進一步研究投資人的擇股能力是否 有損績效,可能是因為缺乏完整的交易資料,例如同一投資人可能經由多家經紀 商進行交易,而他並無所有經紀商的資料。 本研究採用臺灣證券交易所的日內高頻逐筆成交資料,可以辨別出每位投資 人的個股投資標的,進而分析投資人的擇股行為和能力,證明投資人對擇股能力 的過度自信亦是導致過度交易的因素。我們特別以信用交易人的實際交易資料為 研究樣本,由於信用交易人具高風險偏好,投資組合亦具相當規模,6所以他們         5   Benos(1998)研究發現,過度自信的投資人交易的次數會比理性的投資人多,而期望效用卻 比理性的投資人低。Glaser and Weber(2007)以有回應線上調查的 215 位投資人為研究樣本, 其發現過度自信的優於平均效果(better-than-average effect)與交易頻率有關。 

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承辦信用交易業務的證金公司或證券商,會依照客戶的交易紀錄和提供的財力證明,分別授予 客戶不同的信用交易額度,一般信用交易額度介於 50 萬元至 1,500 萬元之間,且 500 萬元以下 的信用交易額度係採融資、融券交易額度分別計算,例如 100 萬元的信用交易額度可以個別進

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的風險偏好程度接近,可以避免擇時及擇股的研究結果肇因於風險趨避差異。 投資人並非單單只因一個因素或特質而參與股市,投資人參與股市的動機可 能是建立或調整資產配置、員工認股、繼承等。因此,本研究認為現股交易的過 度交易現象,並不是推論過度自信的最好代理變數,因此援用臺灣證券交易所的 日內高頻逐筆信用交易資料來做為推論過度自信的代理變數。信用交易具有高交 易成本、槓桿效果、融券強制回補7和融資強制賣出等規定8,使得投資人在投資 操作上產生諸多限制,而在這些限制之下,投資人仍願意使用信用交易,較有可 能是因為投資人在心理層面的過度自信或真實交易能力高於現股投資人。 為了避免股利發放影響研究結果,我們排除融資交易,只納入當沖交易及融 券交易,因為當沖交易人必須於交易當日結清部位,而台灣證券市場設有漲跌幅 限制,故當日的漲跌幅將壓縮獲利空間,如果獲利不如預期,甚或有損失,當沖 交易人可以選擇將部位過夜,所以當沖交易因持有部位時間短,更可以觀察到是 否有處分效果,我們的確發現明顯的處分效果。 我們對融券交易的研究結果顯示,融券交易的獲利與交易頻率成正比,與投 資檔數成反比,所以融券投資人的確具擇時能力,但不具擇股能力,顯示交易檔 數多的融券投資人較不易存活於市場。 本文以下的段落章節分為研究動機與資料敘述、投資績效評量、實證分析結 果、結論。         行融資、融券交易 100 萬元。  7融券強制回補的發生事由為召開股東常會、除權除息、減資、合併之消滅公司。融券賣出的股 票,來自於融資買進存放在授信機構當抵押品的股票。融資買進股票的投資人享有股東權利,但 融券賣出股票(投資人將這張股票借出去賣掉)時,在交易市場買進該融券放空股票的投資人, 也應享有股東權利,因此一張股票會產生兩個股東權利。故融券賣出的投資人必須強制回補,將 借出去的股票買回來,還給原先融資買進股票的投資人,以便辦理過戶手續(實際擁有該股票), 否則會產生權利糾紛的問題。買進股票的投資人(無論是融資買入或現股買入)則不需擔心強制 回補,因為買進持有即享有股東權利。融券者須於規定的最後回補日買進股票還券結清,以利融 資買進的投資人辦理過戶。  8投資人融資持有股票達 1 年時,證券商會要求結帳,並收回本金與利息。因此,投資人若要繼 續保有融資部位,就必須先融資賣出,然後再融資買回,故融資投資人必須再承擔一次交易成本。 

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一、

研究動機與資料敘述

1.個別投資人信用交易資料 本研究資料為臺灣證券交易所的日內高頻逐筆成交資料,該資料的投資人身 分別包含自營商、投信基金、外資、自然人和其他一般法人。本研究樣本著重於 具自然人身分的信用交易投資人,資料期間從 1992 年 1 月 1 日至 2006 年 12 月 31 日止,樣本期間內的臺灣證券市場的總交易人數為 6,159,178 人,排除法人投 資人 91,530 人後,具自然人身分的個別投資人為 6,067,648 人。個別投資人使用 信用交易的人數為 1,266,155 人,約占個別投資人數的 21%。2006 年底臺灣總人 口為 22,958,360 人(男性 11,608,767 人,女性 11,349,593 人),年滿 20 歲的成 年人口為 17,307,389 人(男性 8,663,031 人,女性 8,644,358 人)。9再者,個別投 資人的投資標的在臺灣證交所的上市證券種類中,除了普通股之外,債券、受益 憑證、TDR、受益憑證、受益證券和權證交易等都不適用信用交易。因此,本研 究樣本包含臺灣證券市場的全部普通股之信用交易資料。表 1 顯示臺灣人口及證 券市場投資人分類之人數比例。 表 1 2006 年臺灣人口及 1992 年至 2006 年證券市場投資人分類人數 臺灣人口 人口 男性 女性 男女比例 人數 22,958,360 11,608,767 11,349,593 102.3:100 成年人口 17,307,389 8,663,031 8,664,358 100.2:100 投資人類別 投資人口 法人投資人 現股投資人 信用交易人 人數 6,159,178 91,530 4,801,493 1,266,155 百分比% 100.0% 1.5% 78.0% 20.5% 表 2 是男女個別投資人之信用交易筆數,顯示一個有趣的現象,信用交易投 資人在研究期間內,總共融資買進 539,329,142 筆、融資賣出 395,551,128 筆,融         9  資料來源:臺灣內政部戶政司。 

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資買賣比例為 136:100;而融券賣出 173,441,515 筆、融券買進 30,359,506 筆,融 券賣買比例為 571:100。故可知融資買進的投資人傾向分筆買進和單筆賣出,而 融券賣出的投資人則更傾向分筆賣出和單筆買進。由此可知,信用交易投資人傾 向分散建立部位和集中結清部位,這種現象尤其好發於融券投資人。再者,本研 究的融資買賣比例高於 Barber and Odean(2000)的現股買賣比例(122:100), 故做空的融券投資人相較於做多的投資人在部位的建立上更趨謹慎,而且融資交 易筆數大於融券交易筆數的原因可能是因為臺灣對於融券的限制較多,10使得投 資人放空不易。臺灣證券市場放空不易的原因有二,其一是證券商辦理融券交易 時,必須「以資養券」,11其二是臺灣股市的機構投資人參與比例相對較低,使 得個別投資人不易借券放空。12 本研究發現信用交易的男女人數分別為 672,328 人和 593,827 人,其男女比 例為 113:100,而 2006 年台灣內政部公佈的成年男女人口比例為 100.2:100。 從信用交易的男女人數比例和男女人口比例可知,男性進行信用交易的比例高於 女性,而且信用交易的男女人數比例高於臺灣的成年男女人口比例,故可知男性 比女性更偏好信用交易,也佐證男性信用交易人比女性信用交易人可能更傾向過 度自信(Barber and Odean(2001))。

        10  例如平盤以下不可放空(融券賣出價格不得低於前一營業日收盤價,於 1994 年開放,1998 年禁止)及 10 元面額以下不得放空(2001 年 7 月 12 日開放)。  11  以資養券的基本架構係指證券商依辦理有價證券買賣融資融券管理辦法第 22 條第 1 項規定之 券商辦理有價證券買賣融資融券,對所取得之客戶證券,對所取得之客戶證券,得(1)作為其辦 理融券業務之券源,(2)作為向證券金融事業轉融通資金或證券擔保。簡言之,證券商得以投資 人買進之融資擔保品,作為其辦理融券賣出之券源。  12  Berkman et al.(2009)認為機構投資人(例如共同基金、資產管理人和保險公司等)因長期持 有股票,故偏好將股票借出予其他投資人進行放空,以賺取借券收益。因此,若機構投資人參與 率較低時,欲放空的投資人不易借券放空。 

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表 2 男女個別投資人之信用交易筆數 融資交易 融資買進 融資賣出 融資買賣比例 總交易筆數 539,329,142 395,551,128 136:100 男性交易筆數 293,177,850 217,626,297 135:100 女性交易筆數 246,151,292 177,924,831 138:100 融券交易 融券賣出 融券買進 融券賣買比例 總交易筆數 173,441,515 30,359,506 571:100 男性交易筆數 92,640,095 16,597,109 558:100 女性交易筆數 80,801,420 13,762,397 587:100 2.個別投資人之資券互抵交易資料 臺灣證券市場於 1994 年 1 月開放具自然人身份的個別投資人及依中華民國 法律組織登記之法人皆可進行資券互抵(當日沖銷)交易。因本研究著重於個別 投資人的投資行為,故將法人投資人予以剔除。資券互抵係指投資人在其信用帳 戶內,於同日對同種證券執行「融資買進,融券賣出」或「融券賣出,融資買進」, 得於成交日之次日以現金償還融資及現券償還融券方式,將應收、應付之證券及 款項相互沖抵,僅結計淨收、淨付之款項差額。故可知資券互抵只能於當日的交 易時間內完成,可知此交易特性使得進行信用交易的個別投資人更容易具有過度 自信的傾向。另外,臺灣證券市場設有 7%的漲跌幅限制,此限制雖然有礙於市 場的效率性,但相較於現股及其它信用交易,資券互抵的交易資料較可能包含的 是投機性交易人,因為資券互抵必須在交易的當天完成沖銷,讓本研究得以單純 地研究投資人的交易動機是否源於過度自信,並觀察到信用交易人的處分效果。

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二、

績效衡量

1.信用交易成本 本研究實際衡量臺灣證券市場個別投資人的真實績效報酬,故其交易成本亦 需真實反映投資人的交易成本。因此,本研究將個別投資人的信用交易成本所包 含的賣方負擔的證交稅、買賣雙方負擔的經紀商手續費、融券手續費和融資利息 都納入績效衡量中。臺灣證券商收取經紀商手續費、融券手續費和融資利息的標 準相似,本研究採經紀業務排名第一的元大證券13的收費標準,來計算投資人的 交易成本。融資利息隨投資人持有融資部位的時間而增加,其交易成本不像現股 交易般固定。融券交易的股票在股東會前設有強制回補規定,故持有期間約為一 年左右;融資交易雖然無強制回補規定,但證券商仍會因結帳需求,要求融資投 資人先融資賣出,其融資期限亦為一年。因研究期內的融資利率都高於 6%,可 知信用交易的交易成本遠高於現股交易,且對投資人報酬的影響甚巨。以下分述 臺灣融資交易和融券交易的交易成本: A. 證券交易稅 台灣證券交易稅是向出賣股票的投資人課徵,即融資賣出和融券賣出的 投資人都必須支付此項稅賦,目前台灣股票的證券交易稅為實際成交價 金的 0.3%,另 ETF 則為 0.1%(ETF 的證交稅用於計算本研究後述的客 製化超額報酬)。 B. 經紀商手續費 成交價金的 0.1425%內,證券商自可自由訂定,但不論買進或賣出投資 人都需支付。 C. 融資成數 融資成數決定融資投資人的槓桿倍數,融資成數愈高應付息的本金也愈 高,而融資成數的決定取決於政府對證券市場的鬆緊態度。目前融資成         13 臺灣證交所公佈元大證券的經紀業務於 2009 年 11 月的市占率為 11%。 

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數為 60%,即投資人支付成交價金的 40%,另 60%為證券商提供的融資 金額。 D. 融資利息支出 證券商向投資人提供融資,故投資人在融資期間內必須支付融資利息, 各承作融資交易的銀行、證金公司、自辦券商的融資利率水平不一,而 且隨臺灣的利率水準進行調整,而融資利息於交易日的次二營業日起算 至融資償還前一日止。 E. 融券保證金成數 目前臺灣的融券保證金成數為 90%,即融券投資人融資賣出股票時,需 支付賣出成交金額的 90%做融券保證金,且融券保證金均須留存於證券 商作為擔保。因融券保證金直接影響融券投資人放空的機會成本,故融 券保證金成數的調整亦為政府控制證券市場的工具。 F. 融券手續費 證券商替融資交易人提供融券的手續費,其手續費率不得高於賣出價金 之 0.08%。 G. 融券利息收入(融券擔保品值及保證金利率) 融券利息收入是融券交易成本的減項,因融券投資人賣出股票後,需支 付成交額的 90%做為融券保證金,而融券賣出股票後收到的股票價金亦 留存於證券商,故證券商需支付融券利息給融券投資人。融券利息的計 算公式如下: 融券利息收入=(融券擔保品+融券保證金)×利率×融券賣出期間 融券擔保品=融券賣出價金-經紀手續費-融券手續費-證交稅 交易成本影響投資績效甚巨,雖然各證券商和證金公司的融資利率、融券手 續費率、融券保證金利率頗為相似,因本研究無法取得每一證券商和證金公司的 信用交易成本的歷史記錄,故援用臺灣證券市場市占率最高的元大證券的交易成

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本規定,做為衡量信用交易成本的指標。再者,除了市占率最高以外,證券商的 規模影響到融券配額的多寡,因為證券商規模越大,愈容易以資養券,故融券交 易人不容易發生欲融券時,卻無券可借的窘境。 表 3 為元大證券的相關交易成本調整明細,可以發現從 1998 年開始,隨著 臺灣走向低利率環境,攸關投資人績效的融資利率和融券保證金利率亦隨之降低, 而且兩者之間的利差亦隨之縮小,融資利率的降低有助於信用交易成本的減少。 表 3 元大證券商之信用交易成本、融資成數和融券保證金成數調整明細 調整日期 融資利率% 融券手續費 率% 融券保證金利 率% 融資成數 融券保證金 成數% 1992/1/1 9.95 0.065 2.5 60% 90% 1997/1/17 9.95 0.065 2.5 50% 90% 1997/3/18 9.95 0.065 2.5 40% 90% 1997/7/19 9.95 0.065 2.5 30% 90% 1997/10/6 9.95 0.065 2.5 40% 90% 1997/10/21 9.95 0.065 2.5 50% 90% 1998/2/23 9.95 0.065 2.5 50% 70% 1998/8/26 9.95 0.065 2.5 50% 90% 1998/9/4 9.95 0.065 2.5 60% 90% 1998/2/13 9.95 0.065 2.5 60% 90% 1999/7/2 9.95 0.065 2.5 50% 70% 2000/6/30 9.95 0.065 2.5 60% 90% 2000/10.20 9.95 0.065 2.5 60% 120% 2001/4/4 9.45 0.065 2.5 60% 120% 2001/6/6 9.2 0.065 2.5 60% 120% 2001/6/27 9.2 0.065 2.5 60% 150% 2001/7/10 9.2 0.065 2.5 60% 90% 2001/7/19 8.68 0.065 1.75 60% 90% 2001/9/24 8.43 0.065 1.75 60% 90% 2002/8/26 7.43 0.065 0.75 60% 90% 2002/11/11 6.95 0.08 0.4 60% 90% 2003/7/1 6.65 0.065 0.3 60% 90% 註:資料來源為元大證券。

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表 3 亦包含了臺灣歷年融資券成數變動明細,因融資成數和融券保證金成數 的調整是政府干預市場的工具之一,故融資券成數的調整反應出政府對證券市場 的態度,而融資券成數差距(融券保證金成數減融資成數)愈大代表做空的難度 相對高於做多,所以臺灣股市在 2000 年第二次從萬點跌至五千點及 2001 年跌破 四千點時,融資券成數差距有連續放大外,從 2001 年 7 月 10 日起,兩者的成數 差距皆維持在 30%。 2.客製化超額報酬 本研究以臺灣加權指數的報酬率為該投資人的指標報酬,以臺灣 50ETF 的 交易成本為指標交易成本。因考量每位投資人的交易期間皆不同,故必須計算每 位投資人獨有的指標報酬,例如某一投資人的某期交易期間是 1992 年 2 月 15 日至 2006 年 7 月 4 日,本研究就以前述期間的臺灣加權指數的報酬率為該投資 人的指標報酬。由此可知,每位投資人在其特有的交易期間內,將有其客製化的 指標報酬,使得投資人的績效比較上更具客觀性。 m it m i m it m iT m ci R C R R LR = − −   和  m iT m i m it m iT m ci R C R R SR = − −       (1) 其中, m ci LRm ci SR )是信用交易人做多(空)i 股的的客製化淨市場報酬, m iT R表交易人賣出 i 股時的當日 ETF 收盤價, m it R 則是交易人買入 i 股時的當日臺灣 加權指數收盤價;若信用交易人做多則以 m it R 為分母,若是做空則以RiTm為分母。 3.信用交易人之投資績效 本研究著重於信用交易投資人的普通股投資績效分析,所以在毛報酬、淨報 酬和超額報酬的計算上,本研究適當考量了信用交易的所有交易成本,即上述之 證交稅、經紀商手續費、融券手續費和融資利息。

本研究改進 Barber and Odean(2000)的績效衡量法,Barber and Odean(2000) 的方法是以期末價格減期初價格來衡量,即投資人的投資組合調整都是在期初和

(15)

期末發生,故無法補捉到期中買入和期中賣出的報酬;再者,期中完成的買賣交 易報酬也無法補捉到。 信用交易人的真實報酬計算方法如下:

= − = Sc i it it iT gr c P P P LR 1 和

= − = Sc i iT it iT gr c P P P SR 1          (2)

= − − = Sc i it i it iT net c P C P P LR 1 和

= − − = Sc i iT i it iT net c P C P P SR 1 (3)

= − − − = Sc i m ci it i it iT exc c LR P C P P LR 1 和

= − − − = Sc i m ci iT i it iT exc c SR P C P P SR 1 (4) gr c gr c gr c LR SR R = + 、 cnet net c net c LR SR R = + 和 cexc exc c exc c LR SR R = +     (5) 其中,LR 和 SR 代表信用交易人做多和做空的報酬,而 gr c RRcnetexc c R 分別代 表信用交易人 c 的毛報酬、淨報酬和超額報酬, P 是信用交易人賣出 i 股的市iT 值,P 是買入 i 股的市值;若信用交易人做空則以it P 為分母,若是做多則是以iT Pit 為分母。Sc是投資人操作的股票檔數,Ci是 i 股的交易成本。最後,本研究計算 每一位投資人的平均毛報酬、淨報酬和超額報酬。

= + = n c gr c gr c c gr c LR SR n AR 1 1

= + = n c net c net c c net c LR SR n AR 1 1

= + = n c exc c exc c c exc c LR SR n AR 1 1 (6)

三、

實證結果

1. 當沖交易人之績效 表 4 顯示當沖交易人從 1994 年 1 月開放當沖交易起至 2006 年的歷年毛報酬、 淨報酬和超額報酬。從當沖交易人數來看,男性當沖交易人明顯大於女性當沖交 易人,而且從 1994 年 1 月開放當沖交易後,交易人數在 2000 年大空頭14時達到 最高峰 32 萬人,此後逐年減至 2006 年底的 19 萬人。從報酬來看,當沖交易人 明顯享有高額的超額報酬,而且女性當沖交易人的績效優於男性,另外從毛報酬         14 台灣加權指數從 2000 年 2 月 18 日的 10,393 點跌至 2000 年 12 月 28 日的 4,555 點,跌幅 56%。 

(16)

和淨報酬來看,交易成本似乎對績效的影響不大,這是因為當沖交易人不需負擔 融券費用和融資利息所致15。但當沖交易人的報酬存在著嚴重的處分效果,因為 臺灣的當沖交易係採資券互抵的方式,即當日做多的融資買入用融券賣出互抵, 而做空的融券賣出用融資買入互抵。所以一旦投資人想繼續持有部位,而不當沖 的話,只要不做融資買入或融券賣出的動作就會自然變成信用交易。因此,當日 交易時間結束前,投資人若有獲利時就會傾向實現獲利,而有損失時就會選擇續 抱損失,所以表 4 呈現的當沖交易人報酬才會如此之高。 2. 融券信用交易人之敘述統計 本研究為了避免處分效果,另行計算信用交易人的完整報酬,但因融資交易 牽涉除權息的關係,本研究先著重於融券交易,因為融券交易於除權息前必須強 制回補,不會有除權息的問題,方便本研究計算融券交易人的績效表現。 比較表 4 和表 5 可知融券信用交易人的報酬低於當沖交易人,表示當沖交易 確實存在處分效果,但有趣的是融券信用交易人仍同樣享有顯著的超額報酬。這 可能是臺灣證券市場對放空的交易限制較多,導致只有交易能力高的交易人會進 行放空,故享有顯著超額報酬。而且平均交易檔數達 26 檔,可知融券交易人的 投資組合有其一定規模,而平均交易次數有 76 次,應算是頗高的交易頻率,我 們將在以下章節分析融券交易人是因過度自信或高交易能力而參與市場。         15 台灣證券商為鼓勵當沖交易人進行頻繁的交易以賺取經紀手續費,大多免除當沖交易人的融 券費用和融資利息,並減輕經紀手續費。 

(17)

表 4 男性和女性當沖交易人之歷年累積績效   Rcgr  net c R   Rcexc  exc c MR   WRcexc  男性人數  女性人數 1994  65.38%  64.47%  64.71% 63.75% 65.82% 73,189  63,672 1995  64.99%  64.07%  64.56% 64.24% 64.95% 71,950  59,462 1996  68.25% 67.34% 68.20% 67.55% 68.98% 74,380 61,205 1997 40.38% 39.62% 40.20% 39.94% 40.49% 135,601 122,122 1998  47.57%  46.64%  47.15% 46.54% 47.83% 158,849  143,978 1999 51.07%  50.11%  50.30% 49.49% 51.19% 153,339  137,521 2000 51.25%  50.31%  49.89% 49.16% 50.72% 167,725  150,603 2001 79.99%  79.10% 78.87% 77.46% 80.54% 146,413 124,454 2002 102.35%  101.55%  101.75% 100.05% 103.82% 148,622  122,296 2003 101.03%  100.21%  100.85% 98.96% 103.21% 131,496  105,398 2004 98.68%  97.85% 97.86% 95.88% 100.31% 132,634  106,672 2005 97.60%  96.76%  97.02% 95.10% 99.43% 107,307 85,306 2006 99.63%  98.80%  98.89% 96.97% 101.26% 105,447  85,778 平均 70.22%  69.33%  69.49% 68.24% 71.00% 112,706  95,988 註: exc c Rnet c Rgr c R 分別為信用交易人的毛報酬、淨報酬和超額報酬, exc c MRexc c WR 分別代表 男性超額報酬和女性超額報酬。 表 5 衡量融券信用交易人之報酬、交易量、成交價、檔數和交易次數 exc c

R Rcnet Rcgr VOL PRICE STOCKS FREQ

Mean 0.348 0.294 0.352 11.83 51.74 26 76 Median 0.171 0.171 0.178 11.80 51.69 26 80 Maximum 0.866 0.862 0.868 12.28 79.07 35 112 Minimum -0.083 -0.097 -0.090 11.52 33.49 15 13 Std. 0.349 0.299 0.348 0.181 13.149 4.470 29.424 Skewness 0.379 0.608 0.365 0.825 0.380 -0.410 -0.857 Kurtosis 1.462 2.197 1.467 3.340 2.216 3.326 2.822 Jarque-Bera 3.675 2.653 3.602 3.551 1.490 0.972 3.714 Probability 0.159 0.265 0.165 0.169 0.475 0.615 0.156 註: exc c Rnet c Rgr c R 分別為信用交易人的毛報酬、淨報酬和超額報酬,VOL、PRICE、STOCKS 和 FREQ 分別代表融券信用交易人之平均成交量、平均成交價、平均交易檔數和平均交易次數。 表 6 顯示變數之間的相關性,過去研究發現交易次數和報酬之間有顯著的相 關性,另外,成交價、交易檔數和交易量之間的顯著相關性是因為投資人的財富

(18)

效果使然,因為能交易多檔數和高價股的投資人,其投資組合規模通常亦大。交 易檔數和交易頻率之間的正向關係是符合直覺的,因為交易檔數愈多自然交易頻 率亦愈高。 表 6 交易量、成交價、交易檔數、交易次數和報酬之間的相關性 net c

R Rcgr VOL PRICE STOCKS FREQ

exc c R 0.9954*** 0.9953*** -0.2496*** -0.3736*** 0.3096*** 0.3733*** net c R 0.9998*** -0.2496*** -0.3735*** 0.3126*** 0.3751*** gr c R -0.2495*** -0.3735*** 0.3133*** 0.3758*** VOL 0.5402*** -0.1096*** 0.0111*** PRICE -0.1519*** -0.1874*** STOCKS 0.8307*** FREQ 註: exc c Rnet c Rgr c R 分別為信用交易人的毛報酬、淨報酬和超額報酬,VOL、PRICE、STOCKS 和 FREQ 分別代表融券信用交易人之平均成交量、平均成交價、平均交易檔數和平均交易次數。 ***表示為 1%顯著水準,**表示為 5%顯著水準,*表示為 10%顯著水準。 3. 迴歸分析 本研究以下列式(7)分析交易量、交易價格、交易檔數和交易次數與超額報酬 的關係,為比較男性與女性投資人之超額報酬是否有顯著差異,本研究以投資人 性別作為虛擬變數,進行超額報酬與解釋變數之間的統計分析。 1 2 3 4 5 =1 if sex=men =0 if sex=female c c c c c c c c

R VOL PRICE STOCKS FREQ SEX

SEX SEX α β β β β β ε = + + + + + + ⎧ ⎨ ⎩ (7) 其中Rc為超額報酬,Rcgrnet c RRcexc分別為信用交易人 c 的毛報酬、淨報酬和 超額報酬,VOL 為信用交易投資人之成交量,c PRICE 為信用交易投資人之成交c 價格,STOCKS 為信用交易投資人之交易檔數,c FREQ 為信用交易投資人之交c 易次數,SEX 為信用交易投資人之性別的虛擬變數,若為男性,則c SEX 設為 1,c 若為女性,則SEX 設為 0。 c

(19)

表 7 Inter VOL PRIC STO FRE SEX R2 註: FRE 次數 準。 酬, 響報 的研 力。 自信 亦可 程度 利。 間 4 7 交易量 rcept L CE OCKS EQ X exc c Rnet c R 和 EQ 和 SEX 分 數和性別的虛擬 表 7 的結 ,除了交易次 報酬。交易 研究結果相 。再者,交易 信,或過多的 可能是融券 度愈低,故 。 本研究將 40%和後 30 、成交價、 exc c R 1.7298 (143.794 -0.0811 (-67.586 -0.1862 (-129.04 -0.0181 (-16.855 0.1099 (128.593 -0.0013 (-1.0092 0.2455 和 gr c R 分別為信 分別代表融券信 擬變數。*** 結果顯示除了 次數正向影 易次數正向影 相較,顯然台 易檔數負向 的交易檔數 券交易人過度 故導致報酬減 將每位融券交 0%分為三群 交易檔數 c 41)*** 4)*** 67)*** 5)*** 33)*** ) 信用交易人的毛 信用交易人之 表示為 1%顯 了性別之外 影響報酬外 影響報酬是 台灣融券交易 向影響報酬 數分散了融券 度自信的表 減少,顯示 交易人的交 群,迴歸分 、交易次數 R 1.733 (142 -0.08 (-67. -0.18 (-129 -0.01 (-15. 0.110 (127 -0.00 (-1.0 0.246 毛報酬、淨報 之平均成交量 顯著水準,**表 外所有的變數 ,成交價、 是個有趣的現 易者具備了 ,其原因可 券交易人的 表現,因為交 示融券投資交 交易檔數進行 分析結果可參 數和報酬的迴 net c R 32 .9922)*** 816 .4255)*** 876 9.0249)*** 164 .1396)*** 01 .8859)*** 013 0305) 65 報酬和超額報酬 、平均成交價 表示為 5%顯 數在 1%的信 對數成交量 現象,與 B 了比美國現股 可能是融券交 的注意力。交 交易量愈大表 交易以薄利 行排序,將交 參見表 8。 迴歸分析 c R 1.7383 (143.4 -0.081 (-67.3 -0.187 (-129. -0.016 (-14.9 0.1102 (128.0 -0.001 (-1.24 0.2469 酬,VOL、PR 價、平均交易 顯著水準,*表 信賴水準下 量、交易檔 Barber and O 股交易人高 交易人對其 交易量與報 表示建立融 利多銷的交易 交易檔數依 gr c 3 4731)*** 15 928)*** 75 0245)*** 62 9979)*** 2 0646)*** 16 418) 9 RICE、STOCK 易檔數、平均交 表示為 10%顯著 下都顯著影響 檔數都是負向 Odean(200 高的擇時交易 其擇股能力過 報酬的負向關 融券部位的謹 易策略較易 依據前 30% KS、 交易 著水 響報 向影 01) 易能 過度 關係 謹慎 易獲 、中

(20)

Pane Inter VOL PRIC STO FRE SEX R2 Pane Inter VOL PRIC STO FRE SEX R2 Pane Inter VOL PRIC STO FRE SEX R2 註: FRE 次數 準。 el A: 依融券交 rcept L CE OCKS EQ X el B: 依融券交 rcept L CE OCKS EQ X el C: 依融券交 rcept L CE OCKS EQ X exc c Rnet c R 和 EQ 和 SEX 分 數和性別的虛擬 表 8 依 交易人交易檔 ex c R 2.0847 (90.4994 -0.1206 (-53.791 -0.1597 (-60.488 -0.0419 (-18.418 0.1271 (63.6352 0.0066 (2.8223) 0.2448 交易人交易檔 ex c R 1.6946 (88.2036 -0.0781 (-41.316 -0.1902 (-83.089 -0.0138 (-3.146) 0.1087 (25.43)* -0.0024 (-1.1703 0.2101 交易人交易檔 ex c R 1.4466 (67.1809 -0.0489 (-22.542 -0.2043 (-77.935 0.0436 (4.9994) 0.049 (5.7502) -0.0086 (-3.6595 0.1855 和 gr c R 分別為信 分別代表融券信 擬變數。*** 依融券交易 檔數排序之前 xc 4)*** 18)*** 85)*** 88)*** 2)*** )*** 檔數排序之中 xc 6)*** 65)*** 9)*** )*** *** 3) 檔數排序之後 xc 9)*** 23)*** 56)*** )*** )*** 5)*** 信用交易人的毛 信用交易人之 表示為 1%顯 易人交易檔數 前 30% ne c R 2.0864 (89.870 -0.1208 (-53.46 -0.1605 (-60.33 -0.0403 (-17.59 0.1269 (63.014 0.0065 (2.7428 0.2443 中間 40% ne c R 1.6974 (87.681 -0.0785 (-41.19 -0.1918 (-83.15 -0.0113 (-2.554 0.1086 (25.199 -0.0023 (-1.136 0.2121 後 30% ne c R 1.4553 (67.094 -0.0498 (-22.78 -0.2058 (-77.92 0.0464 (5.2745 0.0484 (5.6429 -0.0087 (-3.658 0.1876 毛報酬、淨報 之平均成交量 顯著水準,**表 數排序之迴 et 07)*** 8 665)*** 5 34)*** 3 912)*** 47)*** 8)*** et 19)*** 5 961)*** 8 558)*** 3 43)** 97)*** 3 66) et 41)*** 8 859)*** 8 263)*** 5)*** 9)*** 7 88)*** 報酬和超額報酬 、平均成交價 表示為 5%顯 迴歸分析 R 2.090 (90.09 -0.120 (-53.4 -0.160 (-60.3 -0.040 (-17.5 0.127 (63.15 0.006 (2.597 0.244 R 1.702 (87.98 -0.078 (-41.1 -0.191 (-83.1 -0.010 (-2.47 0.108 (25.18 -0.002 (-1.25 0.212 R 1.460 (67.37 -0.049 (-22.7 -0.205 (-77.9 0.046 (5.313 0.048 (5.635 -0.008 (-3.75 0.187 酬,VOL、PR 價、平均交易 顯著水準,*表 gr c R 8 993)*** 07 4454)*** 04 3148)*** 03 5726)*** 1 512)*** 2 78)*** 7 gr c R 5 854)*** 84 1588)*** 18 1925)*** 09 713)** 5 887)*** 25 561) 5 gr c R 9 789)*** 98 7855)*** 57 9047)*** 7 39)*** 4 59)*** 89 599)*** 9 RICE、STOCK 易檔數、平均交 表示為 10%顯著 KS、 交易 著水

(21)

表 8 的結果發現除了 Panel A 的性別變成與報酬正相關外,Panel C 的交易檔 數也變成與報酬正向關係。Panel A 中交易檔數較多的男性融券投資人享有較高 的報酬,這可能是反應男性的人格特質較能適應高壓下的投資決策。交易檔數較 低的 Panel C,交易檔數與報酬呈正向關係,而交易檔數較高的 Panel A 和 B,交 易檔數與報酬皆呈現負向關係,而且交易檔數與報酬的負向程度在 Panel A 大於 在 Panel B,此情況代表融券投資人的交易檔數存在著門檻效果(threshold effect), 即報酬先隨交易檔數增加而增加,而後隨交易檔數增加而減少。表 8 顯示報酬隨 交易次數而增加,可知融券交易人的過度自信並未體現於交易次數,而且交易合 理檔數時,增加交易次數有助融券投資人獲取較佳的報酬,故可知合理的交易檔 數有助投資人掌握個股的價格波動。

四、

結論

本研究採用臺灣證券交易所之個別投資人的 15 年期日內高頻逐筆信用交易 資料,驗證自然人使用信用交易的投資行為特質,驗證造成融券投資人財富損失 的原因是投資人對本身擇股能力(以交易檔數為代理變數)的過度自信,而融券 交易人並沒有展現擇時能力(以交易頻率為代理變數)上的過度自信。 本研究發現信用交易人在當沖交易中存在嚴重的處分效果,所以本研究採用 融券交易人的完整報酬進行分析。本研究發現融券交易人在部位的建立上比融資 交易人謹慎,而且融券交易人的交易頻率對報酬是有正向關係的,本研究認為這 是因為臺灣證券市場對放空的限制較多,且作空的人格特質與容易過度自信的樂 觀本質相違背,導致具有擇時能力的融券交易人才會進行融券交易。 本研究再依融券投資人的交易檔數進行排序,發現交易檔數與報酬之間存在 著門檻效果,因為適當的交易檔數有助提升報酬,過多的交易檔數將有損投資人 財富。緣此,本研究證明交易有損融券投資人財富的風險來源是其擇股能力,而 且合理的交易檔數有助於提升融券投資人的擇時能力。因此,維持適當的交易檔

(22)

數可提升投資人在市場的存活率。 後續研究可就融資交易人的交易行為進行研究,因作多的人格特質與容易過 度自信的樂觀相契合,而且臺灣證券市場對融資的限制較少,融資投資人的過度 自信可能同時體現於擇股和擇時能力上。再者,因當沖交易人存在著處分效果, 所以可檢測上午盤獲利的投資人是否會因過度自信而更積極地交易,而下午盤是 否會持有損失和實現獲利,以此證明「過度自信-處分效果」的存在。

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數據

表 2  男女個別投資人之信用交易筆數  融資交易  融資買進  融資賣出  融資買賣比例  總交易筆數  539,329,142 395,551,128  136:100  男性交易筆數  293,177,850 217,626,297  135:100  女性交易筆數  246,151,292 177,924,831  138:100  融券交易  融券賣出  融券買進  融券賣買比例  總交易筆數  173,441,515 30,359,506  571:100  男性交易筆數  92,640,095
表 4  男性和女性當沖交易人之歷年累積績效
表 6  交易量、成交價、交易檔數、交易次數和報酬之間的相關性
表 7 Inter VOL PRIC STO FRE SEX R 2     註: FRE 次數 準。 酬, 響報 的研 力。 自信 亦可 程度 利。 間 4 7    交易量rceptL CE OCKS EQ X excRc、Rcnet 和EQ 和 SEX 分 數和性別的虛擬表 7 的結 ,除了交易次報酬。交易研究結果相。再者,交易信,或過多的可能是融券度愈低,故。 本研究將40%和後 30 、成交價、excRc1.7298 (143.794-0.0811 (-67.586-0.1862 (-129.04

參考文獻

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