行為偏誤與社會責任投資相互關係之研究：來自共同基金的證據

國立高雄大學金融管理學系

碩士論文

行為偏誤與社會責任投資相互關係之研究：來自共同

基金的證據

A study on the interrelationship between behavioral

biases and socially responsible investment: Evidence

from the mutual funds

研究生：陳奕劭 撰

指導教授：張志向 博士

國立高雄大學研究生學位論文審定書(標楷體的號字)

本校金融管理學系(研究所)碩(博)士班 (16 號字，以下同) 研究生陳奕劫(學號: M1063217) 所提論文

行為偏誤與社會責任投資相互關條之研究: 來自共同基金的證據

A study on the interrelationship between behavioral biases and

socially responsible investmen

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Evidence from the mutual funds

經本委員會審查並舉行口試，符合碩/博士學位論文標準。

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行為偏誤與社會責任投資相互關係之研究：

來自共同基金的證據

指導教授：張志向 博士 國立高雄大學金融管理學系 學生：陳奕劭 國立高雄大學金融管理學系

中文摘要

本研究旨在探討共同基金中社會責任股票投資比重與基金經理人行為偏誤 之相互關係。相較於早期文獻偏重於調查社會責任企業的財務績效或投資績效， 本文著重於探討共同基金經理人在社會責任股票的投資比重是否受到自身心理 因素的影響？本文的實證結果發現，共同基金經理人之過度樂觀、過度自信、後 悔效果及處分效果等行為偏誤傾向皆會顯著地影響他們對社會責任股票的持股 比重；此外，社會責任股票持股比重也會衝擊共同基金經理人的行為偏誤傾向。 據此，本研究推論社會責任投資與行為偏誤之間存在回饋關係。 關鍵詞: 共同基金、行為財務學、社會責任投資、行為偏誤、投資學

ii

A study on the interrelationship between behavioral

pitfalls and socially responsible investment:

Evidence from the mutual funds

Advisor: Chih-Hsiang Chang Department of Finance National University of Kaohsiung

Student: Yi-Shao Chen Department of Finance National University of Kaohsiung

Abstract

This study aims to investigate the interrelationship between the socially responsible investment of mutual funds and their behavioral pitfalls. In comparison with previous literature examining the financial or investment performance of socially responsible companies, this study focuses on the effect of psychological factors on the socially responsible investment. Empirical results reveal that excess optimism, overconfidence, the regret effect, and the disposition effect of mutual funds have a significant influence on their shareholdings for the socially responsible companies. Additionally, the changes in the shareholdings of socially responsible companies play an important role in the significance of behavioral pitfalls. Therefore, there is the feedback relationship between socially responsible investment and behavioral pitfalls.

Keywords: Mutual Funds, Behavioral Finance, Socially Responsible Investment, Behavioral Pitfalls, Investments

iii

目錄

Evidence from the mutual funds ... ii

目錄 ... iii

表目錄 ... v

圖目錄 ... vi

第一章

導論 ... 1

第一節 研究背景與動機 ... 1 第二節 研究目的... 5 第三節 研究流程... 6

第二章 文獻回顧 ... 7

第一節 社會責任企業之相關文獻 ... 7 第二節 行為偏誤的相關文獻 ... 10 第三節 投資人從事社會基金投資原因之相關文獻 ... 13

第三章 資料與研究方法 ... 15

第一節 資料來源與研究期間 ... 15 第二節 行為偏誤的代理變數 ... 16 第三節 ADF 單根檢定法 ... 20 第四節 共同基金之社會責任投資與行為偏誤的領先落後關係 ... 21 第五節 共同基金之社會責任投資與行為偏誤的波動性傳導效果 ... 22 第六節 共同基金之社會責任投資與行為偏誤的因果關係 ... 24

第四章 研究結果 ... 25

第一節 敘述統計、ADF 單根檢定結果 ... 25 第二節 領先落後關係之實證結果 ... 27 第三節 波動性傳導之實證結果 ... 30 第四節 因果關係之實證結果 ... 34

第五章 結論與建議 ... 37

第一節 研究結論... 37 第二節 對後續研究的建議 ... 39

iv

v

表目錄

表一 敘述統計 ... 25 表二 ADF 單根檢定 ... 26 表三 社會責任股票市值和五種行為偏誤之領先落後關係 ... 29 表四 社會責任股票持股變動率和五種行為偏誤之領先落後關係 ... 29 表五 社會責任股票市值比重和行為偏誤之波動性傳導效果 ... 33 表六 社會責任股票持股變動率和行為偏誤之波動性傳導效果 ... 34 表七 社會責任股票和行為偏誤之因果關係 ... 37

vi

圖目錄

1

第一章 導論

第一節 研究背景與動機

近年來，由於投資人對於企業履行社會責任的重視，使得投資人增加其對社 會責任企業股票的持有。然而，公司轉型為社會責任企業雖然可以增加投資人對 企業的好感，但是相對來說也會因為轉型而承擔更多的成本，並進而衝擊到其股 價表現。亦即企業履行社會責任將會影響其財務績效與投資績效。早期已有許多 文獻著手探討社會責任企業與財務績效之間的關係。例如：McGuire, Sundgren, and Schneeweis (1988)、Preston and Bannon (1997)和 McWilliams and Siegel (2000) 已對兩者之間進行相關性的分析，並發現社會績效與財務績效具有正向的關係。 Orlitzky, Schmidt, and Rynes (2003)則對過去有關企業社會表現和財務績效表現的 文獻進行分析，發現企業社會表現和財務績效表現是具有高度正相關。而近期的 文獻將早期社會責任企業與財務績效的模型加以改善，且將將樣本延伸自全世界， 展開更多元的調查。例如：Beck et al. (2018)將澳洲、香港、英國等國家的社會責 任企業加入資料做研究，發現企業社會責任與財務績效之間存在顯著的關係。另 一方面，早期文獻不僅探討社會責任的財務績效，而且也分析社會責任企業的投 資績效。Hamilton et al. (1993)、Statman (2000)及 Mill (2006)發現社會責任基金與 一般基金的風險調整後報酬並沒有顯著的不同。Renneboog, Horst, and Zhang (2008)等指出因為不同國家對於道德崇尚標準的不一致，加上沉重的基金管理成 本，使得長期持有社會責任企業的基金報酬較低。Ghoul and Karoui (2017)的實證 結果發現基金中持有較多屬於社會責任企業股票的績效優於持有較少社會責任 企業股票的基金。隨著取之社會，用之社會觀念的盛行，因此許多企業也慢慢轉 型為社會責任企業來回饋大眾，而企業轉型影響的不只是本身財務和投資狀況， 連帶影響了投資人對企業的觀感及認同，據此我們可以合理地推論公司轉型為社 會責任企業應會對投資人的心理產生衝擊；而就投資人的心理面因素而言，投資 人與生俱來的錯誤趨近傾向(行為偏誤)極有可能因一家公司成為社會責任企業

2 後產生明顯的變化。但是回顧過去的文獻，關於前述議題的研究卻是相當稀少。 除了調查社會責任企業的財務績效與投資績效外，近期文獻也開始探討投 資人持有社會企業責任基金或股票的原因。例如：Motta andUchida (2018)提到 聯合國在 2006 年發起的責任投資原則，日本政府隨後也提倡企業環境保護的重 要性，並且發現簽署責任投資原則的企業在環境評等上都大幅進步，以及改善

環境的評等並不會損害股東財富。Riedl and Smeets(2017)認為社會偏好及社會

訊號是影響投資人持有社會企業責任股票的兩大因素；他們也發現投資人甚至 於願意放棄財務面的報酬績效，並跳脫以往投資框架來持有社會企業責任股

票。換句話說，Riedl and Smeets(2017)指出心理面因素決定投資人為何持有社

會責任股票。就心裡面因素而言，由於行為財務學主張投資人不符合理性的假 設且具有行為偏誤，所以行為偏誤有可能是影響投資人持有社會責任企業股票 的原因，或是行為偏誤與投資人持有社會責任企業股票比例之間具有明顯互依 性(interdependence)應該是可以被合理預期的。根據前述的論點，行為偏誤與社 會責任企業之間的關係應是一個值得被研究的議題。 關於行為偏誤對投資人決策的影響，早期的文獻已證實行為偏誤支配了投資 人的決策行為。Odean (1998)認為過度自信是取決於市場中的訊息配置多寡，分 別對具有較多資訊的內部交易者以及資訊取得成本較高的市場做測試，發現在訊 息不足的情況下，投資人最容易產生過度自信的現象。Feng and Seasholes (2005) 追蹤散戶投資人之投資生涯的所有投資行為後發現，投資人可以運用熟練的經驗 來消除行為偏誤中的處分效果，以及可以完全消除不願意實現虧損的現象。Bailey, Kumar and David (2011)指出投資人的行為偏誤會造成錯誤的交易頻率，並導致基 金績效不佳。Weisbrod (2018)則發現投資人在購入股票後，無法以常規的判斷來 對盈餘宣告的股票作出正確反應，並發生反應不足的情形。雖然早期文獻已探討 行為偏誤對投資人決策的影響，但是大多數早期文獻仍然使用投資人交易帳戶或 實驗設計的資料來調查投資人行為偏誤。Kumar (2009)、Zouaoui, Nouyrigat, and Beer (2011)及 Chang, Chen, and Hsieh (2017)等學者因為在個資法越來越嚴格(不

3 易取得投資人交易帳戶資料)且實驗設計資料可信度不高之情況下，改為使用總 體市場交易資料來調查投資人行為偏誤，並為行為偏誤實證研究的資料來源提供 一個新的方向。 在總體市場交易資料獲得行為偏誤的代理變數之後，早期文獻對行為偏誤 跟投資人決策之間的關係已展開更廣泛的調查。Lee et al. (2013)以實施股票購回 的上市公司為研究對象來調查股票購回經理人與散戶投資人的決策是否受到行 為偏誤的影響？其研究發現經理人會宣告股票購回是賭徒謬誤所造成的結果， 而散戶的股票購買決策除了受到賭徒謬誤的影響外，亦受到內部關係人賣出量 的影響。Chang and Lin (2015)的研究發現，投資人的從眾傾向(股票投資決策) 受到國家文化與行為偏誤之影響，而且行為偏誤和從眾傾向之間具有密切的領 先落後關係、因果關係與波動性傳導效果。Huang et al. (2017)的研究指出首次 公開發行公司的基本面差異將會影響到上市後的首日報酬、一年期報酬及處分 效果之顯著性。透過先前文獻發現，調查投資人行為偏誤和其在社會責任企業 股票投資比重的相互關係，若僅局限於探討行為偏誤和社會責任企業投資比重 的相關性或迴歸線性關係，是稍嫌不足，若能分析兩者之間的領先落後關係、 因果關係、波動性傳導效果，應能對兩者之間的相互關係做更深入的調查。 本研究旨在探討行為偏誤是否影響共同基金對社會責任企業股票的投資決 策。相對於早期的文獻，本研究具有下列四點特色：首先，本文著重在探討行為 偏誤和社會責任投資之間的關係，而非如大多數早期文獻般偏向於調查社會責任 企業的投資績效和財務績效。其次，本文以共同基金經理人為研究對象來調查行 為偏誤對其在社會責任企業股票投資比重的影響。再者，Riedl and Smeets (2017) 指出投資人從事社會責任投資的動機是來自於社會偏好和社會訊號等兩個心理 面因素，除了這兩個動機外，本研究認為行為偏誤應也與社會責任投資呈現密切 相關，因此進一步探討行為偏誤和社會責任投資之間的關係。最後，若只透過行 為偏誤和社會責任企業投資的相關性或迴歸線性關係，應是無法詳細地研究其相 互關係，因此本文將透過兩者間的領先落後關係、因果關係、波動性傳導效果來

4 進行更深入的調查。

5

第二節 研究目的

本研究旨在探討行為偏誤(包括處分效果、過度樂觀、私房錢效果、後悔效 果以及過度自信)與社會責任投資之間的相互關係，並以台灣經濟新報資料庫取 得共同基金買賣股票資料來進行實證分析。根據本章第一節的研究背景與動機， 本研究建立研究目的如下： 一、 探討台灣共同基金經理人的行為偏誤與其在社會責任企業股票投資比 重的相互關係。 二、 探討社會責任投資和行為偏誤的因果關係研究。 三、 探討社會責任投資和行為偏誤的領先落後關係。 四、 探討社會責任投資和行為偏誤的波動性傳導效果。

6

第三節 研究流程

本研究之研究流程如圖 1 所示：

7

第二章 文獻回顧

於本章節中，我們將討論本研究之文獻回顧，依序為第一節：社會責任企 業之相關文獻，第二節：行為偏誤之相關文獻，第三節：投資人從事社會基金 投資原因之相關文獻。

第一節 社會責任企業之相關文獻

「社會責任企業」（Corporate Social Responsibility，簡稱 CSR）是指企業在 行事原則上遵守合於社會道德的行為。根據世界企業永續發展協會（WBCSD） 提出的定義：社會責任企業是企業承諾持續遵守道德規範，為經濟發展做出貢 獻，並且改善員工及其家庭、當地整體社區、社會的生活品質。TCSA 台灣企 業永續獎網站 (https://tcsaward.org.tw/tw/about/about/Origin)中也強調：「這個議 題在早期被認為是『企業在獲利之餘，不得不做的回饋』，逐漸被體認是『企業 更具未來競爭力的必備策略』，為社會盡一份責任，不只再是單純做慈善，而是 企業永續發展的必須。隨著全球永續發展思潮與經濟貿易活動全球化的推展， 企業社會責任之議題現已成為眾所矚目的焦點，許多國際性公司開始重視企業 社會責任在產業經濟活動中所應扮演之角色，並將其視為企業經營的關鍵性策 略活動之一。」早期相關文獻已開始致力於探討何謂社會責任績效以及如何定 義。例如：Carroll (1979)具體定義了社會責任企業，並提出三個社會責任企業 必須達到的標準：首先是評估企業對於社會的責任；再者確認企業對社會所造 成的問題並且改善；最後選擇應對的理念去完成。TCSA 台灣企業永續獎提出 (https://tcsaward.org.tw/tw/about/about/Origin)：「其評選目的為倡議企業社會責任 理念，推廣企業永續作法、表揚企業善盡社會責任、推動企業邁向永續發展、 提升台灣企業社會責任水準及永續議題之落實層面，最後以競賽帶動台灣企業 全面性關注社會責任與永續之議題」。其中評選標準不外乎環境、社會和公司治 理等作為指標。因此本文認定此獎為台灣在評斷優良社會責任企業中較具代表

8 性的，並以此作為篩選本文資料的根據。

雖然善盡社會責任是現在企業的必備條件，但是企業善盡社會責任勢必增 加更多的轉型成本，當企業抉擇要降低生產成本或擁有更高社會商譽時，過去 的文獻開始研究社會責任企業的財務績效。例如：McGuire, Sundgren, and Schneeweis (1988)認為財星雜誌為美國商業雜誌中最具影響力之一，作者使用 雜誌所評選出的社會責任企業做為調查資料，並以社會責任企業與財務績效和 投資績效進行迴歸檢測，其結果顯示社會責任企業與資產報酬率之迴歸分析為 顯著正相關，且社會責任的變數較其他解釋變數都要來得顯著。Preston and Bannon (1997)採用美國大型企業為資料，以領先落後關係調查社會責任企業和 財務績效指標間的關聯。實證後，發現壓倒性的證據指出社會責任企業與財務 績效為正相關，並且認為若要做好社會責任必須要有妥善積極的協議和充足的 資金。McWilliams and Siegel (2000)認為過去社會責任企業之文獻皆沒有將研發 費用(R&D)做為控制變數加入迴歸模式中，因此無法得到正確的估計結果；而 他們強調檢測社會責任企業和財務績效的迴歸時，加入研發費用作為變數的重 要性，並且使用新的迴歸模型得到實證結果，顯示社會責任企業與財務績效為 中性影響。Orlitzky, Schmidt, and Rynes (2003)則對過去有關企業社會表現和財 務績效表現的文獻進行分析，發現企業社會表現和財務績效表現是具有高度正 相關。Lin, Yang, Liou (2009)指出許多研究結果表明研發投資對營利的重要性， 因此將企業研發視為重要的關鍵變數。並以臺灣企業為調查資料，發現無法觀 察到社會責任在企業短期財務績效中的作用，但長期來說則對企業財務有顯著 的正向影響。Saeidi et al. (2015)認為影響社會責任企業與財務績效的因素不外 乎企業可持續競爭的優勢、商譽和客戶滿意度，經過實證結果發現企業社會責 任透過提高商譽和競爭優勢來間接促進企業績效，同時提高客戶滿意度，也認 為過去許多學者忽略這些因素而對直接對社會責任企業及財務績效之關係做調 查，因此他們的研究結果較不精確。 企業善盡社會責任除了長期財務績效表現更亮眼外，另一方面也將影響企

9 業的股價表現及股東財富，因此早期文獻也開始探討投資績效與社會責任企業 之關係。例如：Hamilton et al. (1993)發現社會責任基金與一般基金的風險調整 後報酬並沒有顯著的不同。Mill (2006)將社會責任企業基金與傳統型基金運用 Jensen's alpha 衡量兩者間的超額收益多寡，此衡量方式中包含了基金收益與風 險因素的考量，其結果得到社會責任基金與一般基金的報酬相同。Renneboog, Horst, and Zhang (2008)認為社會責任基金會因為國家對於道德倫理標準的不同 而有顯著差異，並且發現貨幣效應更會直接影響社會責任基金的表現，加上沉 重的基金管理成本，使得長期持有社會責任企業股票的基金報酬是較低。 Albuquerque, Koskinen, and Zhang (2018)作者提出一種產業均衡模型，並且將 CSR 加入投資基金以增加產品之差異化。經過實證發現 CSR 與一般企業對基金 績效並沒有明顯的不同。上述等學者皆表明社會責任投資無法獲得超額報酬， 但也有另一派學者支持社會責任投資較一般型投資更能獲取報酬。例如：Cox, Brammer, and Millington (2004)調查法人持股模式與社會責任之間關係，他們將 法人區分成長期與短期投資者，較特別的地方是長期投資者中包含了養老基 金、人壽保險公司、信託等等，因此可以在不同制度和監管環境中更詳細的對 法人投資與社會責任企業持股進行更完善的調查，經過實證顯示長期法人投資 者與社會責任企業持股呈正相關。Gil-Bazo et al. (2010)分析基金管理公司收費 前後對社會責任基金投資績效的影響，經過數據模型分析和風險調整後，得到 結果為無論是收費前後，社會責任基金報酬表現都較傳統基金高。Ghoul and Karoui (2017)研究社會責任企業持股對基金表現和流動率的影響，研究指標為 社會責任企業股票在投資組合中所占有的部分並做價值加權平均，其實證結果 發現基金中持有較多屬於社會責任企業股票的績效優於持有較少的基金，而且 也發現社會責任基金的投資者忠誠度較高。

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第二節 行為偏誤的相關文獻

以心理學及行為財務學的角度而言，行為偏誤是指人們出現一種與生俱來 的趨近錯誤傾向。Shefrin (2007)曾用下列這句話來形容人的錯誤傾向：「華爾街 永不改變，股票會變，錢袋會變，但市場永不改變，因為人性永不改變。」並 提出許多投資人非理性產生的行為偏誤，常見的包括處分效果、過度樂觀、後 悔效果、過度自信以及私房錢效果等等。

Shefrin and Statman (1985)定義處分效果為:「投資人會為了避免後悔而傾向

於繼續持有損失的股票及因風險趨避而急著去實現獲利的股票」，認為投資人為

了避免後悔，會傾向繼續持有資本損失的股票，為了避免失去而實現具有資本利 得的股票之狀況。Barber and Odean (1999)利用展望理論來說明處分效果，以投資 者常見的兩個偏誤來解釋。過度交易和急著大量賣出贏家股，認為這些系統性偏 見源自於人類心理學，人們過於自信的傾向導致投資者的第一個偏見，人們避免 後悔的行為造成第二個偏見。Cici (2012)蒐集美國共同基金為研究資料，發現相 對於實現損失，大部份的基金更傾向實現利得，證實共同基金有處分效果的存在。 Dooren and Galema (2018)透過銀行的交易和投資組合數據，發現社會責任投資人 將比傳統投資人具有更明顯的處分效果。

後悔效果指投資人會避免做出後悔的決定，並與處分效果相關。Loomes and Sugden (1982)當人們在資訊不充足或不確定的條件下做決策，因深怕自己未來會 後悔，故將此預期加入決策考量中，而做出非理性的決策時，我們稱之為後悔效 果。Fogel and Berry (2006)研究指出投資人持有虧損股票過久的後悔程度會比太 早賣出利得股票來得更強烈。Wong (2014)調查企業在不確定和後悔厭惡情況下 競爭所做的生產決策，發現後悔的程度取決於實際利潤與最適生產決策中所獲得 之利潤差異，而當後悔厭惡變得比風險厭惡更重要時，經理人會選擇降低產出價 格。Korn and Rieger (2019)研究後悔效果下的公司套利，其結果顯示後悔厭惡會 導致套利的價格風險比預期更強。

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私房錢效應是指人們會將突然得來的財富當作一種獎賞，既然是額外得來的， 人們的珍惜程度會比較低，也就更願意將其花掉。Thaler and Johnson (1990)假設 當投資人於前次的投資結果獲得實質的利得或損失時，將會對後續的投資決策有 何影響？其結果發現，當投資人在股票市場中累積了實質利得後，對風險趨避的 程度會大幅降低，為此願意參與更多的賭局，這樣的心態便是私房錢效果。Clark (2002)發現當預期財富被控制時，獲得一次性的意外收入投資人便會有更高的邊 際消費傾向，並且對風險會有更大的偏好。Corgnet et al. (2014)透過人類認知反 射對資本市場的影響，發現認知反射較低的投資者所賺得利潤低於認知反射高的 投資者，因為當價格高於股票基本價值時，認知反射低之交易者便會購入其股票 而導致損失；以此推斷當泡沫經濟發生時，私房錢效果將伴隨明顯的高交易量和 高收益分配。

Roll (1986)提出傲慢假說(hubris hypothesis)，將過度自信與公司併購概念作結 合來調查過度自信管理者對企業併購的影響，其結果指出過度自信經理人總是高 估併購所帶來的利益或高估被併購公司的價值，最終導致公司內部價值減損。 Malmendier and Tate (2008)認為過度自信的經理人可能過度投資、舉債以及進行 不當併購行為，導致公司價值下降且造成投資人的虧損。但也有另一部分的學者 支持公司經理人過度自信能對公司帶來大幅的成長，Hirshleifer, Low, and Teoh (2012)認為透過經理人的過度自信會對風險產生偏好，追求風險較高的投資項目， 進而使公司具有更高的報酬波動性，甚至投資創新為企業獲取專利。上述學者皆 探討過度自信對經理人所造成的影響，然而過去文獻中也有許多學者研究過度自 信是否影響投資人決策。例如：Glaser and Weber (2007)認為過度自信投資者進行 的交易次數將會比理性投資者還多，因為過度自信投資人認為自己的投資技能或 過去投資績效表現皆優於大眾投資人的平均水準。Daniel and Hirshleifer (2015)發 現十幾年來金融市場由完全理性轉變為投資者行為受心理偏誤影響的模式，強調 過度自信會影響投資者的交易量，以及過度自信之投資者會忽略市場反應的重要 訊息並且更加積極地進行交易，因為投資者忽略的資訊可能是影響股票價格的重

12 要因素。 過度樂觀與過度自信是相關的行為偏誤，指人們偏好高估喜愛結果出現的機 率，而低估厭惡結果的機率。Weinstein (1980)發現當人們相信自己可以確認結果 時，便會有過度樂觀的傾向。然而公司經理人可以控制企業內部重大決策和結果， 因此公司經理人比內部員工較容易出現過度樂觀的偏誤。Heaton (2002)發現過度 樂觀的經理人會認為市場低估企業的價值，並拒絕任何外部融資。Lin, Hu, and Chen (2005)研究過度樂觀經理人與投資決策之間的關係，想要了解過度樂觀經理 人或理性的經理人，何者較重視現金流量在投資決策中的影響程度？經過實證結 果發現過度樂觀經理人對其投資與現金流量敏感度較高。Wang et al. (2017)調查 過度樂觀投資人對投資組合的決策影響。由於樂觀投資者深信投資組合管理者的 能力，於是高度授權給其操作運用；而規避風險型經理人減少對風險性資產的投 資，因此預期報酬降低使投資者利益受損，經理人卻可從中獲得更高的操作獎金； 為此過度樂觀投資人也引發道德風險上的問題。Dhaoui and Bacha (2017)研究證 券交易所的交易量與過度樂觀投資者情緒之間的關係，發現當投資者過度樂觀時， 他們對短期證券市場上的交易量不會有影響。

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第三節 投資人從事社會基金投資原因之相關文獻

CSR@天下(https://csr.cw.com.tw/article/40743)提出：「早期曾有學者對社會 責任企業提出與現在不同的看法，諾貝爾獎得主經濟學大師 (Milton Friedman) 當時指出『企業的社會責任就是增加利潤，如果企業投入資源贊助慈善事業， 就等於是阻止個別股東自行決定盈餘的分配』。然而隨著科技的進步，自然環境 被破壞地愈來愈嚴重，許多跨國大型企業所擁有的財富資源甚至已遠遠超越某 些政府的能力，這些凸顯出企業不光只是提供就業機會與創造財富而已，對環 境、社會永續的發展都能夠扮演更強而有力的角色。也因此社會責任企業被重 新定義為必須兼顧利害關係人的權益，然而這層面從內部到外部包含了員工、 消費者、社區、國家和自然環境等。」雖然現今企業社會責任觀念儼然成熟許 多，但回歸到最原始的問題，若企業善盡社會責任需要提高原先的成本，亦即 會影響企業本身的財務績效，連帶衝擊投資人的投資損益。即便企業善盡社會 責任可以提升商譽、增加社會大眾對其的好感，但投資人不見得能從中獲取好 處，因此早期文獻除了探討社會企業責任企業的財務與投資績效外，近期的文 獻也開始研究投資人從事社會責任投資的原因。

Riedl and Smeets (2017)研究投資人為何選擇持有社會責任企業股票的共同 基金來投資，他們使用管理數據與實驗的調查結果分析後認為社會偏好及社會 訊號是影響投資人持有社會企業責任股票的兩大因素；作者還發現投資人甚至 願意對報酬較傳統型基金低的社會責任基金進行投資，且付出更多的基金管理 費、放棄財務面的績效報酬，並跳脫以往投資框架，而根據本身的社會偏好對 社會企業責任股票進行投資。換句話說，Riedl and Smeets (2017)指出心理面因 素決定投資人為何持有社會責任股票。後續作者提出國家規模差異導致社會責 任企業投資的金額不同，這些學者認為規模和經濟能力較強之國家的老百姓投 資於社會責任企業的幅度較高。例如: Motta and Uchida (2018)提到聯合國在 2006 年發起的社會責任投資原則，日本政府隨後也提倡企業環境保護的重要

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性，並且發現簽署責任投資原則的企業在環境評等上都大幅進步，以及改善環 境的評等並不會損害股東財富，由於政府的大力鼓吹、社會大眾對環境意識抬 頭和企業善盡社會責任並不會損害股東財富的情況下，投資者們也開始對社會 責任企業進行投資。Doskeland and Pedersen (2019)指出由於社會責任企業越來 越普及，因此調查不同所得程度的投資人對於社會責任企業投資的差異。經過 大規模實際調查後，他們發現收入水準越高的投資人對社會責任投資比例越 高，因此推斷財富水平與投資者對於社會回饋或投資社會責任企業股票有正向 關係。

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第三章 資料與研究方法

於本章節中，我們將討論資料與研究方法，依序為第一節：資料來源與研究 期間，第二節：行為偏誤的代理變數，第三節：ADF 單根檢定法，第四節：領先 落後關係調查方法，第五節：波動性傳導效果調查方法，第六節：因果關係調查 方法。

第一節 資料來源與研究期間

本篇研究旨在探討投資人持有社會責任企業股票的動機，以及調查投資組合 中社會責任企業股票持股比重與投資人行為偏誤之間的相互影響。本文的研究對 象為台灣股票市場之封閉型共同基金。雖然台灣股票市場自 1963 年已開始交易， 但為了確保調查資料的完整度，本文的研究期間設定為 2007 年 1 月 1 日至 2018 年 6 月 28 日。由於共同基金較難取得日資料，因此我們的資料型態採用月資料。 我們根據上述的研究目標，本文採用的資料來源有二個：首先為了完成研究 台灣股市中投資人行為偏誤和其持有社會責任企業持股比重之相互影響的調查， 本文使用台灣股票市場之封閉型共同基金的每月持股明細、共同基金每月淨資產 價值、市場指數月報酬、所有上市股票月報酬率、股票市場指數每月之收盤價、 所有個股每月收盤價、市場每月之交易量、所有個股的每月交易量、市場每月週 轉率、所有個股的每月週轉率、市場每月股價淨值比和個股每月股價價值比等資 料來進行實證分析；而前述變數之資料來源為台灣經濟新報資料庫。除了前述的 資 料 來 源 之 外 ， 另 一 個 資 料 來 源 為 台 灣 企 業 永 續 獎 網 站 (https://tcsaward.org.tw/tw/about/harvest/tcsaWinnerlist/227)，由於此獎在台灣較具 公信力，因此我們採用獲得台灣企業永續獎的歷屆企業獲獎名單做為社會責任企 業。

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第二節 行為偏誤的代理變數

本文參考 Odean (1998)、Chang and Lin (2015)、Chang et al. (2017)與張志向 (2018)所使用的行為偏誤代理變數，採用共同基金持股明細來研究行為偏誤 (包 括處分效果、過度樂觀、過度自信、後悔效果和私房錢效果)與其投資組合中社 會責任企業股票比重之間的互依性。在此將本文所調查使用的處分效果、過度樂 觀、過度自信、私房錢效果與後悔效果等的代理變數說明如下： (一)處分效果：處分效果簡單來說就是當股票上漲時，投資人傾向於急著將獲利 股票賣掉，但當股票下跌時，投資人傾向於繼續持有虧損的股票(Odean, 1998)， 因為他們認為仍然會有反轉的機會，是個違反理性的行為，而這種現象在台灣股 市十分常見。當投資人具有處分效果時，對獲利之股票與虧損之股票的賣出意願 會出現顯著的差異。礙於台灣經濟新報資料庫未提供共同基金的日持股資料，加 上月持股資料有較完善之個別股票的投資股數及投資金額資料，因此本研究採用 月持股資料進行調查。本文參考張志向(2018)的方法來計算台灣共同基金每月處 分效果強度的代理變數如下： 𝐷𝐸_𝑘𝑚 = ∑ (𝑅𝑊𝑖𝑛𝑗,𝑘 𝑚 _{𝑃𝑊𝑖𝑛} 𝑗,𝑘𝑚 ⁄ ) 𝑊⁄ 𝑤 𝑖=1 ∑𝑙_𝑖=1(𝑅𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚⁄𝑃𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚) 𝐿⁄ (1) 其中，𝐷𝐸_𝑘𝑚是第𝑘月的全體共同基金之處分效果衡量指標；若該指標值越大， 代表處分效果強度越強。𝑅𝑊𝑖𝑛_𝑗,𝑘𝑚是共同基金𝑗的投資組合中於第𝑘月的價格高於 第𝑘月前的最高持有成本(投資金額除以投資股數)之所有股票在第𝑘月的持股減 少數量(若持股數增加，則假設持股減少數量等於零)。𝑃𝑊𝑖𝑛_𝑗,𝑘𝑚是共同基金𝑗的投 資組合中於第𝑘月的最低價高於第𝑘月前的最高持有成本之所有股票在第𝑘月的 投資股數。𝑅𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚是共同基金 j 的投資組合中於第𝑘月的最高價低於第𝑘月前的 最低持有成本之所有股票在第𝑘月的持股減少數量 (若持股數量增加，則假設持 股減少數量等於零)。𝑃𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚是共同基金𝑗的投資組合中於第𝑘月的最高價低於第 𝑘月前的最低持有成本之所有股票在第𝑘月的投資股數。𝑊為贏家股個數，𝐿為輸

17 家股個數。m是共同基金的數量。當贏家股的持股減少數量比輸家股還多，則會 造成𝐷𝐸_𝑘𝑚愈大，符合處分效果中不願賣出虧損的股票而急著脫手利得股票的情形。 (二)後悔效果:後悔效果係指當投資人發現先前投資決策所造成之結果與預期有 差異時，通常為負面差異。此時投資人會產生不適，也就是後悔的情緒。處分效 果也可以對後悔效果做解釋，當投資人對實現已虧損的股票情緒上產生後悔及遺 憾之情緒，因此他們不願意將虧損的股票賣出，避免承認本身的錯誤，這個反應 將導致投資人所持有之虧損股票的交易量降低（張志向，2018）。根據後悔效果 的定義，本研究參考張志向(2018)的共同基金後悔效果代理變數如下: 𝑅𝐸_𝑘𝑚 = ∑ (𝑃𝐿𝑜𝑠𝑗,𝑘 𝑚_{+𝑅𝐿𝑜𝑠} 𝑗,𝑘𝑚) 𝑚 𝑗=1 ∑𝑚_𝑗=1𝑅𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚 (2) 其中，𝑅𝐸_𝑘𝑚是第k 月之共同基金的後悔效果衡量指標；若其指標愈大，則後 悔效果的的反應愈強。 (三)私房錢效果:私房錢效果是指人們會將突然得來的財富當作一種獎賞，既然 是額外獲得，對其珍惜程度會比較低，也就更願意將之花掉。相對來說，若股市 中投資人具有私房錢效果，則當投資人持有之股票處於利得狀態時，他們將會提 高買股票的意願（張志向，2018）。根據上述對私房錢效果的詮釋，本研究參考 張志向(2018)設計之共同基金私房錢效果的代理變數如下: 𝐻𝑀_𝑘𝑚 = ∑ 𝐵𝑊𝑖𝑛𝑗,𝑘 𝑚 𝑚 𝑗=1 ∑𝑚_𝑗=1𝑊𝑖𝑛_{𝑗,,𝑘−1}𝑚 (3) 其中，𝐻𝑀_𝑘𝑚_{是第𝑘月之全體共同基金的私房錢效果衡量指標；若其指標愈大，} 則私房錢效果愈強。𝐵𝑊𝑖𝑛_𝑗,𝑘𝑚是共同基金𝑗的投資組合中於第𝑘 − 1月的最低價高於 第𝑘 − 1月前的最高持有成本之所有股票在第𝑘月的持股增加數量 (若持股數量 減少，則假設持股增加數量等於零)。𝑊𝑖𝑛_{𝑗,,𝑘−1}𝑚 是共同基金𝑗的投資組合中於第𝑘 − 1月的最低價高於第𝑘 − 1月前的最高持有成本之所有股票在第𝑘 − 1月的投資股 數。如果投資人在當月持續購入贏家的股票，則表示會因為過去的獲利提高購買 股票的意願，符合私房錢效果。

18 (四)過度樂觀：過度樂觀是指投資人樂觀地認為現在的決策在未來會發生較佳的 結果；亦即偏好高估喜愛結果出現的機率，而低估厭惡結果出現的機率。依據過 度樂觀的定義，當投資人覺得未來發生喜愛出象(亦即股價上漲) 的機率很高時， 就算是股價淨值比過高的股票，投資人依舊會持續積極買入（張志向，2018）。 依據上述定義，本研究參考張志向(2018)設計之共同基金過度樂觀的代理變數如 下： 𝐸𝑂_𝑘𝑚 = ∑ 𝐵𝐻𝑝𝑏𝑗,𝑘 𝑚 𝑚 𝑗=1 ∑𝑚_𝑗=1𝐻𝑝𝑏_{𝑗,𝑘−1}𝑚 (4) 其中，𝐸𝑂_𝑘𝑚_{是第𝑘月之全體共同基金的過度樂觀衡量指標；若指標愈大，則} 過度樂觀效果愈大。𝐵𝐻𝑝𝑏_𝑗,𝑘𝑚是共同基金𝑗的投資組合中於第𝑘 − 1月的最高股價 淨值比之股票在第𝑘月的持股增加數量 (若持股數量減少，則假設持股增加數量 等於零)。𝐻𝑝𝑏_{𝑗,𝑘−1}𝑚 是共同基金𝑗的投資組合中於第𝑘 − 1月的最高股價淨值比之股 票在第𝑘 − 1月的投資股數。當最高股價淨值比之股票在本月的增加數量比過去 還多時，則表示投資人高估喜愛結果出現的機率而忽略股票的真實價值。 (五)過度自信：過度自信是認為自己知識及能力之準確性比平均水準更高的一種 信念，且對自己總是充滿信心；亦即擁有這種偏誤的人總認為自己犯錯的機率遠 低於其實際犯錯的機率。因此當投資人對自己的能力具有過度自信偏誤時，他們 會堅持自己原先的投資策略；換句話說，投資人對所持有股票之當期交易行為， 不容易受到此股票早期價格績效表現的影響（張志向，2018）。我們依上述對過 度自信的定義，本研究參考張志向(2018)所設計之共同基金過度自信的代理變數 如下： 𝑂𝐶_𝑘𝑚 = ∑𝑚_𝑗=1(𝐵𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚+𝑆𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚) ∑𝑚_𝑗=1𝐿𝑜𝑠_{𝑗,𝑘−1}𝑚 ⁄ ∑𝑚_𝑗=1(𝐵𝑊𝑖𝑛_𝑗,𝑘𝑚+𝑆𝑊𝑖𝑛_𝑗,𝑘𝑚) ∑𝑚_𝑗=1𝑊𝑖𝑛_{𝑗,𝑘−1}𝑚 ⁄ (5) 其中，𝑂𝐶_𝑘𝑚_{是第𝑘月之全體共同基金的過度自信強度指標；若指標愈大，則} 過度自信效果愈強。𝑆𝑊𝑖𝑛_𝑗,𝑘𝑚是共同基金𝑗的投資組合中於第𝑘 − 1月的最低價高於 第𝑘 − 1月前的最高持有成本之所有股票在第 k 月的持股減少數量 (若持股數量

19 增加，則假設持股減少數量等於零)。𝐵𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚是共同基金𝑗的投資組合中於第𝑘 − 1月的最高價低於𝑘 − 1月前的最低持有成本之所有股票在第 k 月的持股增加數 量(若持股數量減少，則假設持股增加數量等於零)。𝑆𝐿𝑜𝑠_𝑗,𝑘𝑚是共同基金𝑗的投資 組合中於第𝑘 − 1月的最高價低於𝑘 − 1月前的最低持有成本之所有股票在第𝑘月 的持股減少數量(若持股數量增加，則假設持股減少數量等於零)。𝐿𝑜𝑠_{𝑗,𝑘−1}𝑚 是共 同基金𝑗的投資組合中於第𝑘 − 1月的最高價低於𝑘 − 1月前的最低持有成本之所 有股票在第𝑘 − 1月的投資股數。當股票虧損時，投資人仍按照原先的策略操作 股票不受前期的股票績效而影響，則符合過度自信。

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第三節 ADF 單根檢定法

本研究使用時間序列之數據資料進行實證分析，為避免資料出現假性迴歸而 影響實證結果的準確性，本研究在進行相關的計量經濟分析之前，先檢驗文中使 用的時間序列資料是否為穩態(stationary)。本研究使用 ADF 單根檢定檢測社會 責任股票市值、社會責任股票持股變動率和五種(處分效果、後悔效果、私房錢效 果、過度自信、過度樂觀)行為偏誤變數是否拒絕非穩態的虛無假設。在本文中所 使用的單根檢定模型為包含截距和時間趨勢的 ADF 單根檢定。 ∆𝑌𝑡= 𝛾 + 𝛿𝑌𝑡−1+ ∑𝑝𝑗=1𝐶𝑗∆𝑌𝑡−1+𝑏𝑡+ 𝑒𝑡 (6) 假設檢定如下： 𝐻₀ ∶ δ = 0 (序列存在單根，非穩態) 𝐻1 ∶ δ ≠ 0 (序列不存在單根，穩態) 其中，∆𝑌_𝑡為一時間序列資料，亦即分別為市值比重、持股變動率、處分效 果、私房錢效果、後悔效果、過度自信、過度樂觀等變數；∆𝑌_𝑡= 𝑌_𝑡− 𝑌_𝑡−1為一 階差分；𝑝為最適落後期數；𝛾為截距項；𝛿、𝐶_𝑗為迴歸係數；𝑏_𝑡為時間趨勢項； 𝑒_𝑡為誤差項。接著，若分析結果無法拒絕虛無假設，便必須對水準項資料取差 分，並且重複再進行單根檢定，直到此時間序列資料呈現穩態為止；若單根檢 定結果為拒絕虛無假設，則此時間序列的水準項資料便可直接進行後續的計量 經濟分析。

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第四節 共同基金之社會責任投資與行為偏誤的領先落後關係

參考早期相關文獻 Chang et al. (2017)和張志向(2018)使用 Chiang and Fong (2001)之方法來檢測共同基金之社會責任投資與行為偏誤的領先落後關係。因為 Chiang and Fong (2001)是使用一般化動差法(generalized method of moment；GMM) 來估計迴歸係數，所以本文也使用 GMM 的方法估計(7)和(8)式，接著使用(7)和 (8)式的殘差來代替共同基金與行為偏誤的領先落後關係。 𝑆𝑅𝐼_ℎ,𝑘𝑚 = 𝑎₀𝑚+ 𝑎₁𝑚𝑆𝑅𝐼_ℎ,𝑘−1𝑚 + 𝑠𝑟𝑖_ℎ,𝑘𝑚 , ℎ = 1,2 (7) 𝐵𝑃_ℎ,𝑘𝑚 = 𝑏₀𝑚+ 𝑏₁𝑚𝐵𝑃_ℎ,𝑘−1𝑚 + 𝑏𝑝_ℎ,𝑘−1𝑚 , ℎ = 1,2,3,4,5 (8) 其中，𝑎₀𝑚, 𝑎₁𝑚, 𝑏₀𝑚, 𝑏₁𝑚m 為迴歸係數。𝑆𝑅𝐼_1,𝑘𝑚為社會責任企業持股變動率，𝑆𝑅𝐼_2,𝑘𝑚 為社會責任股票市值比重。𝐵𝑃_1,𝑘𝑚 = 𝐷𝐸_𝑘𝑚；𝐵𝑃_2,𝑘𝑚 = 𝑅𝐸_𝑘𝑚；𝐵𝑃_3,𝑘𝑚 = 𝐻𝑀_𝑘𝑚；𝐵𝑃_4,𝑘𝑚 = 𝐸𝑂_𝑘𝑚; 𝐵𝑃_5,𝑘𝑚 = 𝑂𝐶_𝑘𝑚。𝑏𝑝_ℎ,𝑘𝑚 為殘差項，亦即為𝐵𝑃_ℎ,𝑘𝑚 的代替變數。 接著，在獲得𝑆𝑅𝐼_ℎ,𝑘𝑚 和𝐵𝑃_ℎ,𝑘𝑚的代替變數之後，本文使用 GMM 之方法估計(9) 式的領先落後關係為下： 𝑠𝑟𝑖_𝑘𝑚= 𝐷_ℎ′ + ∑−1_𝑓=−𝑞𝐷𝐿′_ℎ,𝑓𝑏𝑝_{ℎ,𝑘+𝑓}𝑚 + 𝐷𝐿′_ℎ,0𝑏𝑝_{ℎ,𝑘+𝑓}𝑚 + ∑𝑞_𝑣=1𝐷𝐿′_ℎ,𝑣𝑏𝑝_{ℎ,𝑘+𝑣}𝑚 + 𝜏_ℎ,𝑘, ℎ = 1,2,3,4,5, (9) 其中，𝑞是領先落後期數 (假設為 3 期)，𝐷_ℎ′_{, 𝐷𝐿} ℎ,𝑓 ′ _{, 𝐷𝐿} ℎ,0 ′ _與𝐷𝐿 ℎ,𝑣 ′ _{為迴歸係數；} 𝜏_ℎ,𝑘為(9)式中的殘差項。根據張志向(2018)的論點從，若第(9)式中𝐷𝐿′_ℎ,𝑓(𝐷𝐿′_ℎ,𝑣)為 統計上顯著異於零的值，則代表共同基金的行為偏誤將會顯著領先(落後)其社會 責任投資比重𝑓(𝑞)期。除此之外，對於領先落後期數的設定，像是 Chang et al. (2017)是引用 Chiang and Fong (2001)的方法來調查「股票報酬與投資人情緒」及 「股票報酬與心理偏誤」的領先落後關係。因此本研究也參考 Chang and Fong (2001) 、Chang et al. (2017)與張志向(2018)等文獻的研究方法，我們首先預設領 先與落後期數分別 3 期，假如 3 期領先或落後期數的迴歸係數均在統計上顯著異 於零，則本文將會增加領先或落後之期數，除非至少一個領先或落後期數的迴歸 係數在統計上不顯著異於零為止。

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第五節 共同基金之社會責任投資與行為偏誤的波動性傳導效果

參考張志向(2018)和 Chang et al. (2017)對「股票報酬與投資人情緒」及「股 票報酬與心理偏誤」的波動性傳導效果的調查方法，因此本文也使用雙變量 GARCH (1,1)的模型來對共同基金進行研究調查「社會責任投資與行為偏誤」之 間的傳導效果與波動性傳導效果。將本文所引用的雙變量 GARCH (1,1)模式說 明如下： 𝑆𝑅𝐼_ℎ,𝑘𝑚 = 𝜃_ℎ,30+ 𝜃_ℎ,31𝑆𝑅𝐼_ℎ,𝑘−1𝑚 + 𝜃_ℎ,32𝐵𝑃_ℎ,𝑘−1𝑚 + 𝜒_ℎ,𝑘, ℎ = 1,2,3,4,5, (10) 𝐵𝑃_ℎ,𝑘𝑚 = 𝜃ℎ,40+ 𝜃ℎ,41𝐵𝑃ℎ,𝑘−1𝑚 + 𝜃ℎ,42𝑆𝑅𝐼ℎ,𝑘−1𝑚 + 𝜆ℎ,𝑘, ℎ = 1,2,3,4,5, (11) {𝑋ℎ,𝑘, 𝜆ℎ,𝑘}′ = 𝛤𝑘 ∣ 𝛺2,𝑘−1~𝑁(0, 𝐺𝑃𝑘)；𝐺𝑃𝑘={𝐺ℎ,𝑘, 𝐺ℎ,𝑘′ }, ℎ = 1,2,3,4,5, (12) 𝐺_ℎ,𝑘= 𝛾𝑐₁₁+ 𝛾𝑏₁₁𝜒_ℎ,𝑘−12 + 𝛾𝑎₁₁𝐺_ℎ,𝑘−1′ , ℎ = 1,2,3,4,5, (13) 𝐺_ℎ,𝑘′ = 𝛾𝑐22+ 𝛾𝑏22𝜆ℎ,𝑘−12 + 𝛾𝑎22𝐺ℎ,𝑘−1′ , ℎ = 1,2,3,4,5, (14) 𝐺𝐺_ℎ,𝑘′ = 𝛾𝑐₂₁+ 𝛾𝑏₂₁𝜒_ℎ,𝑘𝜆_ℎ,𝑘+ 𝛾𝑎₂₁𝐺𝐺_ℎ,𝑘−1′ , ℎ = 1,2,3,4,5, (15) 𝐵𝑃_ℎ,𝑘𝑚 = 𝜃ℎ,40+ 𝐺𝐺ℎ,𝑘′ = 𝜌ℎ 𝑆𝑅𝐼_𝑘𝑚,𝐵𝑃_𝑘𝑚 (𝐺ℎ,𝑘× 𝐺ℎ,𝑘′ )0.5, ℎ = 1,2,3,4,5, (16) 其中，𝐺_ℎ,𝑘和𝐺_ℎ,𝑘′ _{分別是共同基金社會責任投資比重在第𝑘月以及共同基金行} 為偏誤在第𝑘月的條件變異數。𝐺𝐺_ℎ,𝑘′ 為共同基金之「社會責任投資比重與行為偏 誤在第𝑘月」的條件共變數。𝜒_ℎ,𝑘2 _和𝜆 ℎ,𝑘 2 _{為共同基金社會責任投資比重在第𝑘月與} 行為偏誤在第𝑘月的非條件變異數。𝛺_2,𝑘−1是「共同基金之社會責任投資與行為偏 誤雙變量 GARCH (1,1)模式在第𝑘 − 1月」的資訊集合。𝜌_ℎ𝑆𝑅𝐼𝑘𝑚,𝐵𝑃𝑘𝑚_是𝜒 ℎ,𝑘與𝜆ℎ,𝑘的 相關係數。𝜃₃₀~𝜃₄₂、𝛾𝑐₁₁~𝛾𝑐₂₂、𝛾𝑏₁₁~𝛾𝑏₂₂、𝛾𝑎₁₁~𝛾𝑎₂₂為迴歸係數。 依據張志向(2018)的論點，在(10)~(16)中，首先𝜃₃₂和𝜃₄₂旨在衡量共同基金的 社會責任投資比重與行為偏誤之間是否具有「傳遞效果」? 如果𝜃₃₂是一個在統 計上顯著異於零的值時，則代表共同基金之當期社會責任投資比重會受到其前一 期行為偏誤的影響；同理，若𝜃₄₂為在統計上顯著異於零的值時，則代表共同基 金之當期行為偏誤會受到其前一期社會責任投資比重之影響。接著，𝛾𝑎₁₁或𝛾𝑎₂₂ 是一個統計上顯著異於零的值時，則表示條件變異數會受到舊資訊衝擊的影響；

23 而若𝛾𝑏₁₁或𝛾𝑏₂₂為統計上顯著異於零的值時，則表示條件變異數會受到新資訊衝 擊的影響。最後，如果𝛾𝑎₂₁是一個統計上顯著異於零的值時，則代表條件共變數 會受到舊資訊衝擊影響；而若𝛾𝑏₂₁是一個統計上顯著異於零的值時，則表示條件 共變數會受到新資訊衝擊的影響。我們檢視上述之條件共變數受到新、舊資訊衝 擊影響的程度；亦即在檢視「共同基金的社會責任投資與行為偏誤」之間是否存 在著「波動性傳遞效果」?

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第六節 共同基金之社會責任投資與行為偏誤的因果關係

如同 Chang and Lin (2015)研究「從眾傾向與行為偏誤」因果關係的做法以及 張志向(2018)的研究方法，本文也採用雙變量的 Granger (1969)因果關係檢定法 來分別檢試共同基金之「社會責任投資與行為偏誤」的因果關係。雙變量的 Granger 因果關係檢定為大概估算兩個時間序列資料的相互預測能力，本文參考 張志向(2018)的向量迴歸模型(vector autoregressive model；VAR)為基礎來完成雙 變量 Granger 因果關係的檢測。並將其方法說明如下： 𝑆𝑅𝐼_ℎ,𝑘𝑚 = Φ ℎ 31 + ∑ Φ ℎ,𝑘−𝑜 32 𝑆𝑅𝐼_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 + ∑ Φ ℎ,𝑘−𝑜 33 𝐵𝑃_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 + 𝜏_ℎ,𝑘3 𝑜 𝑜=1 𝑜 0=1 (17) 𝐵𝑃_ℎ,𝑘𝑚 = Φ ℎ 41 + ∑ Φ ℎ,𝑘−𝑜 42 𝑆𝑅𝐼_𝑘−𝑜𝑚 + ∑ Φ ℎ,𝑘−𝑜 43 𝐵𝑃_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 + 𝜏_ℎ,𝑘4 𝑜 𝑜=1 𝑜 0=1 (18) 其中，Φ ℎ 31 ~Φ ℎ 41 , Φ ℎ,𝑘−𝑜 32 ~Φ ℎ,𝑘−𝑜 42 與Φ ℎ,𝑘−𝑜 33 ~Φ ℎ,𝑘−𝑜 43 為迴歸係數。殘差項𝜏_ℎ,𝑘3 與𝜏_ℎ,𝑘4 為互相獨立，並且各自遵循平均數為零與變異數為固定值之相同獨立分配。 𝑂為根據 Schwarz (1978)的方法(SC 準則)所決定的最適落後期數。 依據張志向(2018)的論點，在(17)與(18)式中，若是使用𝐵𝑃_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 與𝑆𝑅𝐼_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 來 預測𝑆𝑅𝐼_ℎ,𝑘𝑚，其預測能力將高於單獨使用𝑆𝑅𝐼_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 來預測𝑆𝑅𝐼_ℎ,𝑘𝑚 (∑ Φ ℎ,𝑘−𝑜 33 𝑜 𝑜=1 是顯 著的異於零)，則行為偏誤 Granger-cause 社會責任投資比重。相同的，若採用 𝐵𝑃_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 與𝑆𝑅𝐼_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 來預 測 𝐵𝑃_ℎ,𝑘𝑚 ，其預 測能力是 高於單獨 使用 𝐵𝑃_{ℎ,𝑘−𝑜}𝑚 來預 測 𝐵𝑃_ℎ,𝑘𝑚 (∑ Φ ℎ,𝑘−𝑜 42 𝑜 0=1 為顯著的異於零)，則社會責任投資比重 Granger-cause 行為偏 誤。此外，若行為偏誤 Granger-cause 社會責任投資比重，並且社會責任投資比 重 Granger-cause 行為偏誤，則行為偏誤與社會責任投資比重具有回饋關係。

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第四章 研究結果

於本章節中，我們將討論本研究之結果，依序為第一節：敘述統計、ADF 單根檢定結果，第二節：領先落後關係之實證結果，第三節：波動性傳導之實 證結果，第四節：因果關係之實證結果。

第一節 敘述統計、ADF 單根檢定結果

此外，本研究也整理了共同基金之變數及行為偏誤代理變數的敘述統計資料 在表一，能夠更明確的了解這些研究資料的分佈狀態。像是資料總樣本數為 962， 市值比重的平均數為 0.36，持股變動率的平均數為 1.03，市值比重變異數為 0.01， 持股變動率變異數為 4.93。

表一 敘述統計

平均數 標準差 變異數 最大值 最小值 總樣本 數 市值比 重 0.36 0.10 0.01 0.55 0.15 962 持股變 動率 1.03 2.22 4.93 11.46 -0.88 處分效 果 1.57 1.06 1.14 8.54 0 私房錢 效果 後悔效 果 0.22 0.21 0.04 1.49 0 22.0 22.79 519.75 161.03 3.81 過度自 信 1.29 2.07 4.29 21.03 0.21 過度樂 觀 0.33 0.25 0.06 1 0.01

26 接著，因本研究採用時間序列資料進行實證分析，為了避免假性迴歸影響本 文實證結果之正確性，故在進行計量經濟分析前，本研究先對所有研究變數的水 準項資料進行 ADF 單根檢定，以確認水準項資料是否為穩態？而在此所使用的 單根檢定模型為包含截距和時間趨勢的 ADF 單根檢定，茲將其研究結果整理出 表二所示。

表二 ADF 單根檢定

市值比重 持股變 動率 處分效果 私房錢 效果 後悔效果 過度自信 過度樂觀 ADF -2.17* _{-1.84 -2.29}* _-4.29** _-2.24* _-2.34* _-2.88** (h=9) (h=11) (h=7) (h=2) (h=8) (h=7) (h=6) 一階 差分 -7.01** (h=4) -7.09** (h=10) -6.66** (h=6) -8.16** (h=7) -9.98** (h=4) -7.27** (h=5) 註：” ** ”與 ” * ”分別為在 1%與 5%的水準下顯著。括號中的數值為 t 值。h 為 最適落後期數。 為了確保本研究實證結果的準確性，我們對 ADF 單根檢定採取相對嚴謹的 態度，若水準項資料在 ADF 中的迴歸係數無法在 1%信賴水準下水顯著呈現穩 態，我們便更進一步對水準項資料做差分，直到滿足本研究之要求。表二的結果 顯示，除了私房錢效果的實證結果拒絕虛無假設以外，其他的變數皆無法在 1% 信賴水準下顯著地拒絕虛無假設；因此，本研究對市值比重、持股變動率、處分 效果、後悔效果、過度自信及過度樂觀等水準項資料取一階差分，經過差分後， 所有變數的實證結果皆可拒絕虛無假設及呈現穩態，故本研究採用私房錢效果的 水準項資料，以及市值比重、持股變動率、處分效果、後悔效果、過度自信和過 度樂觀的一階差分資料進行後續計量分析。

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第二節 領先落後關係之實證結果

為了調查行為偏誤與社會責任投資兩者的相互關係。本研究首先探討行為偏 誤與社會責任投資之間的領先落後關係；其中，採用共同基金投資人投資組合中 社會責任股票所佔的市值比率以及共同基金投資組合中社會責任股票之持股變 動率，來代表共同基金投資人之社會責任投資行為的代理變數。另外，本研究使 用五種(處分效果、私房錢效果、後悔效果、過度自信、過度樂觀)行為偏誤之代 理變數，以探討共同基金投資人投資組合中社會責任股票市值比重(及社會責任 股票持股變動率)和五種行為偏誤之領先落後關係，茲將其研究結果分別整理如 表三和表四所示。 表三為共同基金中社會責任股票市值和五種行為偏誤的領先落後關係。第一 欄由左至右為落後與領先期數各三期，𝐷𝐿0(本期)行為偏誤之變數若呈顯著即表 示同期相關。由表中可知，處分效果在𝐷𝐿−2(亦即落後第二期)之值為 2.7 且顯著 為正，代表社會責任股票市值比重落後處分效果兩期；後悔效果在 DL-3(亦即落 後第三期)之迴歸係數顯著為正，說明後悔效果顯著領先社會責任股票市值比重； 過度自信在𝐷𝐿3(亦即領先第三期)之值為 4.90 且顯著為正，其代表社會責任股票 市值比重領先過度自信三期；過度樂觀在𝐷𝐿−3(亦即落後第三期)之值為 3.03 且 顯著為正，其代表社會責任股票市值比重落後過度樂觀三期；最後，在 DL0(本 期)中大部分的行為偏誤皆與社會責任股票市值比重之迴歸係數為統計上顯著， 代表兩者顯著的同期相關性。雖然社會責任投資與行為偏誤兩者間存在相互領先 的回饋關係，但根據數據資料我們認為行為偏誤領先社會責任股票市值比重的現 象要比社會責任股票市值比重領先行為偏誤來的更加明顯。

28 行為偏誤 模式 模式 行為偏誤

表三 社會責任股票市值和五種行為偏誤之領先落後關係

註：” ** ”與 ” * ”分別為在 1%與 5%的水準下顯著。

表四 社會責任股票持股變動率和五種行為偏誤之領先落後關係

DL-3 DL-2 DL-1 DL0 DL1 DL2 DL3 DL4 DL5 處分效果 -1.00 -2.27* -1.86 -2.50* -0.25 1.70 -3.84** -0.56 私房錢效果 1.17 -0.81 -2.20* 0.68 0.42 -0.99 1.23 -0.49 2.28* 後悔效果 -2.62** -0.89 -0.18 -4.21** -0.39 -1.53 -3.23** 過度自信 -2.17* 0.59 -2.61** -3.27** -0.87 -3.78** -6.60** 過度樂觀 1.37 1.25 -0.01 3.44** -0.76 0.33 2.29* 註：” ** ”與 ” * ”分別為在 1%與 5%的水準下顯著。 DL-3 DL-2 DL-1 DL0 DL1 DL2 DL3 處分效果 1.05 2.70** -1.96* 2.79** 0.91 -2.04* 1.84 私房錢效果 -0.66 0.05 1.65 -0.39 0.14 2.46* -1.35 後悔效果 2.93** 0.30 0.36 3.71** -0.56 -0.12 2.38* 過度自信 1.52 -1.64 3.04** 2.82** -1.50 2.77** 4.90** 過度樂觀 3.03** -0.59 0.74 -2.62** 1.98* 0.90 -1.42

29 表四則為共同基金中社會責任股票持股變動率和五種行為偏誤的領先落後 關係。與表四相同第一欄由左至右為落後與領先期數各三期，由於處分效果以 及私房錢效果在領先 3 期內的迴歸係數均在統計上不顯著，甚至私房錢效果增 加至領先第五期之迴歸係數才在統計上顯著地異於零。接著過度自信𝐷𝐿3(亦即 領先第三期)之值為-6.60 且顯著為負，其代表社會責任股票持股變動率領先過 度自信三期。根據上述可以推斷當共同基金投資人改變原先的投資方式時，其 社會責任持股變動率轉變的情況領先投資人之處分效果與私房錢效果的反應較 弱。 總結來說，社會大眾的輿論及偏好可能會影響到共同基金經理人對社會責任 股票市值比重的變化，而後影響到其心理、投資行為狀態的不同；不過社會大眾 投資者之偏好也可能會影響共同基金經理人之行為偏好的變化，從而影響社會責 任股票市值比重的不同；由此本研究推斷共同基金中社會責任股票市值比重與行 為偏誤存在著相互領先關係。

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第三節 波動性傳導之實證結果

為了更進一步調查行為偏誤和社會責任投資間的相互關係，因此在本節中檢 測兩者間的波動性傳導效果。詳細來說，我們分別探討共同基金投資組合中社會 責任股票市值比重和五種行為偏誤，以及共同基金投資組合中社會責任股票持股 變動率和五種行為偏誤的波動性傳導效果，茲將其研究結果分別整理如表五和表 六所示。 表五為社會責任股票市值比重與行為偏誤之間的波動性傳導效果，實證結果 中指出五種行為偏誤之𝐵₁₂係數為顯著正值，代表共同基金之當期社會責任股票 市值比重會受到其前一期行為偏誤的影響；而五種行為偏誤的𝐵₂₂係數皆為顯著 正值，則代表共同基金之當期行為偏誤會受到其前一期社會責任股票市值比重之 影響。接著，表五也指出𝑉𝐴₁₁或𝑉𝐴₂₂的係數為顯著異於零的值，則表示條件變異 數會受到舊資訊衝擊的影響；此外，𝑉𝐵₁₁或𝑉𝐵₂₂係數為統計上顯著異於零的值， 則表示條件變異數會受到新資訊衝擊的影響。最後，過度自信、私房錢效果及後 悔效果之𝑉𝐴₂₁係數為統計上顯著異於零的值，則代表條件共變數會受到舊資訊 衝擊影響；過度自信及私房錢效果之 𝑉𝐵₂₁係數為統計上顯著異於零的值，則表 示條件共變數會受到新資訊衝擊的影響。 表六為社會責任股票持股變動率與行為偏誤間的波動性傳導效果。其中， 𝑉𝐴₁₁係數為不顯著，表示共同基金投資比重之條件變異數不會受到舊資訊衝擊影 響；其次，𝑉𝐴₂₂係數為顯著正值，因此共同基金行為偏誤之條件變異數會受前期 舊資訊所影響；再者，𝑉𝐵₁₁係數為顯著正值，代表共同基金投資比重之條件變異 數將會被下期新資訊所影響，𝑉𝐵₂₂係數為不顯著，表示共同基金行為偏誤不會被 下期的新資訊影響其條件變異數；最後，因為𝑉𝐵₂₂係數為顯著異於零的值，則表 示社會責任股票持股變動率及私房錢效果之共變數會受到新資訊衝擊的影響。 總結而言，由於心理狀態與其投資情況彼此相關，因此共同基金經理人的心 理狀態將會影響其投資社會責任股票的比重；換言之，社會責任股票比重的改變

31 也會影響投資人之心理狀態。從上述五種行為偏誤與社會責任股票比重之波動性 傳導效果可以得知，實證結果中𝐵₁₂、𝐵₂₂係數為顯著異於零的值，代表當期行為 偏誤會被前期社會責任股票比重所影響，亦即當期社會責任股票比重也會被前期 行為偏誤所影響，由此推斷兩者間存在相互波動性傳導效果。在表六中，共同基 金投資人之當期後悔效果則會被前期的社會責任股票持股率所影響，兩者間並未 存在相互波動性傳導；接著，共同基金之當期社會責任投資比重則會受到前一期 之經理人處分效果的影響。

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表五 社會責任股票市值比重和行為偏誤之波動性傳導效果

過度自信 私房錢效果 後悔效果 處分效果 過度樂觀

係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值

B10 0.0007 0.2459 -0.0347 -476.8833** 5.52e-04 13.3778** -5.375e-04 -12.8869** 8.12e-04 18.9220**

B11 -0.4345 -7.2258** -0.4524 -984.2762** -0.0405 -2.8119** -0.0548 -3.7996** -0.0536 -3.5973**

B12 0.0090 2.9313** 0.1339 330.4486** -5.21e-04 -18.0710** 1.555e-04 9.2609** -9.24e-04 -26.7463**

B20 -0.0537 -6.3901** 0.2396 2609.1886** 0.5235 132.7278** 0.3071 47.5670** 0.1201 42.1262**

B21 0.0362 3.2088** -0.0919 -107.7995** 0.6436 231.6217** 0.0648 23.3523** 0.4185 179.4075**

B22 -0.3527 -31.2111** 0.0434 506.0386** -0.0233 -8.3757** 0.7874 283.5456** 0.4704 201.6468**

VC(1,1) 0.0099 21.7128** 8.84e-03 294.1335** 9.42e-06 63.9253** 9.653e-06 65.4765** 9.49e-06 60.7237**

VC(2,1) 0.0682 33.5684** -3.27e-03 -2.7980** -8.13e-05 -8.8180** -2.120e-04 -8.31450** 3.11e-05 2.1171**

VC(2,2) 5.1634 73.4189** 0.0438 3675.0164** 2.66e-03 24.5410** 0.0643 32.0782** 0.0135 34.9240** VA(1,1) 0.1190 3.1038** 0.0241 7.8912** 0.3556 75.9021** 0.3530 75.1326** 0.3528 71.4769** VA(2,1) -0.0580 -3.3051** 0.0422 53.1089** 0.3960 5.8637** 0.1273 1.2465 -0.0416 -0.1469 VA(2,2) -0.3498 -77.5015** 0.0512 366.8374** 0.8862 367.3465** 0.3209 26.3042** 0.3490 24.9182** VB(1,1) -0.0829 -2.0357 0.0808 53.0326** 0.5022 78.5466** 0.4903 78.4514** 87 74.6571** VB(2,1) 0.1709 3.9419** 0.0274 226.1029** 7.80e-03 0.5020 0.0295 1.3608 -0.0472 -1.6216 VB(2,2) 1.0025 66.1264** -0.0290 -29410.05** 0.0578 21.6994** 0.3577 45.7334** 0.1934 12.6856** 註：” ** ”與 ” * ”分別為在 1%與 5%的水準下顯著。

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表六 社會責任股票持股變動率和行為偏誤之波動性傳導效果

註：” ** ”與 ” * ”分別為在 1%與 5%的水準下顯著。 過度自信 私房錢效果 後悔效果 處分效果 過度樂觀 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 係數 t 值 B10 -0.0359 -1.9143** 0.2041 0.5522 0.0762 0.3126 0.4868 77.5031** 0.3842 1.8461 B11 -0.4951 -24.0350** -0.5129 -5.4397** -0.3591 -4.7262** -0.5175 -357.3972** -0.2866 -7.1262** B12 -0.2408 -4.6926** 0.0478 0.1958 0.0073 0.7881 0.8425 583.5916** -3.0886 -4.1648** B20 0.0347 19.1056** 0.2554 30.0177** 4.7167 3.0370** 0.1171 1.2131 0.0368 4.5408** B21 -0.2187 -32.0981** -0.0466 -1.1359 -0.2000 -2.6642** -0.2276 -0.8752 0.0093 2.4655* B22 0.0540 7.9306** 0.0147 0.3584 -0.2970 -3.9570** -0.1515 -1.9051 -0.7302 -16.1636** VC(1,1) 9.7471 35.9361** 13.4607 74.7675** 5.8104 18.0332** 8.2104 115.1375** 11.0438 34.4966** VC(2,1) -3.474 -89.8648** 0.2379 1.6981 -58.3765 -23.1737** -1.1540 -48.6350** 0.5258 51.7482** VC(2,2) 6.8203 371.1862** 0.0532 3.3050** 142.1648 5.0522** 0.3654 24.3486** 0.0311 90.2856** VA(1,1) 0.0814 3.2486** -0.0099 -0.5881 0.3785 12.9194** -0.3115 -224.3058** -0.1671 -50.2281** VA(2,1) -0.5944 -66.8267** 0.1178 0.2596 -0.1094 -2.0449* -0.3620 -26.8785** 0.2073 129.2122** VA(2,2) -0.7105 -426.3007** 0.0524 59.2253** 0.5016 5.5450** 0.2513 27.6041** 0.3911 88.9075** VB(1,1) 0.0468 5.7639** 0.0596 14.04957** 0.0878 1.7740 0.4416 588.4097** 0.1456 72.0130** VB(2,1) 0.1969 103.1092** -0.0271 -11.3446** -0.0837 -0.9182 -0.0985 -51.7361** 0.1533 12.3742** VB(2,2) 0.6173 329.9402** -0.0302 -1.4767 0.3788 4.0668** 0.5798 29.8103** 0.2360 131.1138**

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第四節 因果關係之實證結果

除了瞭解行為偏誤和社會責任投資之間的領先落後關係和波動性傳導效果 之外，本研究也調查行為偏誤和社會責任投資的因果關係，並使用 Granger causality 來調查兩者之間的因果關係，茲將研究結果分別整理如表七所示。 表七總共分成兩個部分。在 Panel A 中，為社會責任股票市值比重與行為偏 誤做因果關係檢測，由 Panel A 中發現私房錢效果及市值比重之迴歸係數皆不顯 著，與上述表四領先落後關係彼此呼應；接著，在過度樂觀與市值比重之因果關 係模式的 F 值為 6.30 及 5.21，可以觀察到明顯的統計上顯著現象，由於不僅社 會責任投資比重會影響行為偏誤，行為偏誤也會造成社會責任投資比重的改變， 因此本研究推斷兩者間存在相互回饋關係。第二部分為 Panel B，是社會責任股 票持股變動率與五種行為偏誤之因果關係。首先，由 Panel B 得知社會責任持股 變動率會高度影響過度自信，其因果關係模式的 F 值為 20.53，在統計水準中呈 現高度顯著；其次，持股變動率與後悔效果之因果關係模式的 F 值皆呈顯著，兩 者間存在回饋關係；第三，持股變動率對處分效果之因果關係模式的 F 值為 5.64， 在 1%顯著準下顯著，因此本研究認為持股變動率是造成處分效果改變的原因； 最後，過度樂觀與社會責任持股變動率互為回饋關係，因為兩者之因果關係模式 的 F 值皆為顯著，分別為 6.80 及 9.15。 根據以上論述，本研究認為 Panel A 之過度自信效果與表四領先落後關係相 符，因此共同基金經理人會因為社會責任股票市值比重的改變而使其過度自信傾 向發生變化；而私房錢效果與社會責任股票比重之因果關係則不顯著，表示若共 同基金改變其投資組合中社會責任股票市值比重將不會對經理人之私房錢效果 改變幅度而有太大的影響。過度樂觀則與社會責任投資存在因果關係，也就是說 當共同基金投資人過度樂觀的傾向升高時，導致低估厭惡結果發生的機率，加上 大多數投資社會責任股票之投資人較重視社會商譽，反而不要求其財務績效方面 的報酬，並且兩者因果關係模式的 F 值皆為顯著，因此若投資人之過度樂觀情緒

35 發生變化時將造成共同基金中社會責任股票投資比重的正向改變，由於兩者間同 時存在回饋關係，亦即當共同基金中社會投資比重產生變化將影響投資人之過度 樂觀情緒的正向改變。從 Panel B 可以發現在因果關係中社會責任股票持股變動 率與過度自信呈現強烈顯著因果關係，且與 Panel A 之結果相符；接著，後悔效 果與社會責任股票持股變動率存在回饋關係，但持股變動率影響後悔效果之 F 值 遠大於後悔效果影響持股變動率之 F 值，因此推斷社會責任股票持股變動率是 造成後悔效果傾向改變的原因。由表六之實證結果分析總結來說，共同基金中社 會責任股票投資的比重除了與私房錢效果外之行為偏誤間皆存在著因果關係，所 以本研究認為共同基金中社會責任投資比重的不同會與投資人之行為偏誤傾向 的改變產生互相影響。

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表七 社會責任股票和行為偏誤之因果關係

Panel A: 社會責任股票市值比重 V.S. 行為偏誤 因 果 F 值 P 值 過度自信 市值比重 0.2495 0.8616 市值比重 過度自信 2.7501** 0.0455 私房錢效果 市值比重 0.8149 0.4735 市值比重 私房錢效果 0.6965 0.5559 後悔效果 市值比重 0.1147 0.9513 市值比重 後悔效果 5.5798** 0.0013 處分效果 市值比重 0.9442 0.4214 市值比重 處分效果 2.9156** 0.0369 過度樂觀 市值比重 6.3094** 0.0005 市值比重 過度樂觀 5.2191** 0.0021 Panel B: 社會責任股票持股變動率 V.S. 行為偏誤 因 果 F 值 P 值 過度自信 持股變動率 持股變動率 過度自信 1.7684 20.5384** 0.1565 6.E-11 私房錢效果 持股變動率 0.2621 0.8525 持股變動率 私房錢效果 0.4282 0.7331 後悔效果 持股變動率 2.2955* 0.0809 持股變動率 後悔效果 8.0471** 6.E-05 處分效果 持股變動率 0.3323 0.8019 持股變動率 處分效果 5.6409** 0.0012 過度樂觀 持股變動率 6.8041** 0.0003 持股變動率 過度樂觀 9.1506** 2.E-05 註：” ** ”與 ” * ”分別為在 1%與 5%的水準下顯著。