利用三大法人的處分效果與過度自信現象在景氣循環下建立交易策略 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學金融學系碩士論文 Graduate Institute of Money and Banking National Cheng-Chi University Master Thesis. 利用三大法人的處分效果與過度自信現象在景氣循環下建立交易策略. 指導教授：林建秀博士研究生：葉乃華. 中華民國一○三年六月 I.

(2) 摘要本文主要研究外資、投信及自營商這三大法人是否有「處分效果」及「過度自信」行為上的偏誤，並想要進一步探討投資人是否可以透過觀察三大法人在不同景氣狀態下的異常行為建立投資組合以獲得顯著的超額報酬，故利用 Weber and Camerer（1998）所提的處分係數（The disposition coefficient）來表示處分效果及黃坤興（2006）提出的修正過度自信係數（The overconfidence coefficient）代表過度自信現象，並採用二情境轉換模型，以馬可夫鏈描述情境轉換行為，觀察三大法人在 2005 年至 2013 年台灣股票市場上的行為。研究結果發現在不同的景氣狀態下三大法人會有不同的異常行為產生，在景氣繁榮期外資有處分效果而無過度自信，投信則無異常行為，而自營商沒有處分效果而有過度自信傾向；在景氣低迷時期外資有處分效果而無過度自信現象，投信沒有處分效果而有過度自信，自營商則是同時有處分效果與過度自信，而投資人可以在三大法人有異常行為時，利用放空高係數資產及買入低係數資產獲取正報酬。. 關鍵字：處分效果、過度自信、情境轉換模型 I.

(3) 目錄摘要 ...................................................................................................................... I 目錄 ..................................................................................................................... II 表目錄................................................................................................................. III 圖目錄................................................................................................................. IV 第壹章研究背景與動機 ............................................................................................. 1 第參章文獻回顧 ......................................................................................................... 5 第一節處分效果.................................................................................................. 5 第二節過度自信................................................................................................ 10 第肆章樣本選擇與研究方法 ................................................................................... 13 第一節樣本選擇及資料來源............................................................................ 13 第二節研究方法................................................................................................ 14 第伍章實證分析結果 ............................................................................................... 20 第一節. 處分效果.......................................................................................... 20. 第二節. 過度自信.......................................................................................... 31. 第陸章結論與建議 ................................................................................................... 41 第一節結論........................................................................................................ 41 第二節研究建議................................................................................................ 43 參考文獻...................................................................................................................... 44 壹、. 中文部分.............................................................................................. 44. 貳、. 英文部分.............................................................................................. 45. II.

(4) 表目錄表 1 三大法人比較 ...................................................................................................... 2 表 2 投資人類別成交值比重統計表（單位：百分比%） ........................................ 3 表 3 2005 年至 2012 年所有上市公司家數............................................................ 13 表 4 2005 年至 2012 年選取樣本家數.................................................................... 13 表 5 處分係數代表意義 ............................................................................................ 14 表 6 過度自信係數代表意義 .................................................................................... 15 表 7 三大法人投資組合─平均處分係數 ................................................................. 21 表 8 三大法人各年度處分係數 ................................................................................. 22 表 9 投資組合報酬的統計資料─處分係數 ............................................................. 24 表 10 情境轉換測試結果－𝑃𝑃外資, 𝛼𝛼 ........................................................................ 26. 表 11 情境轉換測試結果－𝑃𝑃投信, 𝛼𝛼 ........................................................................ 28 表 12 情境轉換測試結果－𝑃𝑃自營商, 𝛼𝛼 .................................................................... 30. 表 13 三大法人投資組合 ─ 過度自信係數 ............................................................ 31 表 14 三大法人各年度過度自信係數 ....................................................................... 32 表 15 投資組合報酬的統計資料─過度自信係數 ................................................... 34 表 16 情境轉換測試結果－𝑃𝑃外資, 𝛽𝛽 ........................................................................ 36 表 17 情境轉換測試結果－𝑃𝑃投信, 𝛽𝛽 ........................................................................ 38 表 18 情境轉換測試結果－𝑃𝑃自營商, 𝛽𝛽 .................................................................... 40. III.

(5) 圖目錄圖 1 價值函數 .............................................................................................................. 5 圖 2 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃外資, 𝛼𝛼 .............................................. 27 圖 3 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃投信, 𝛼𝛼 .............................................. 29 圖 4 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃自營商, 𝛼𝛼 .......................................... 30 圖 5 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃外資, 𝛽𝛽 .............................................. 36 圖 6 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃投信, 𝛽𝛽 .............................................. 38 圖 7 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃自營商, 𝛽𝛽 .......................................... 40. IV.

(6) 第壹章研究背景與動機 Friedman（1953）發現雜訊交易者（Noise Trader）根據假信息交易，始終買高賣低，結果是輸錢給理性套利者（arbitrager）而賠光所有的資金出場。傳統的財務理論中，通常都會先以「投資人是理性的」以及「投資人為風險趨避的」做為研究基礎，認為投資人在做決策之前一定都會做好萬全的事前作業，並以效用極大化方式來進行投資。此現象在 Fama（1970）提出效率市場假說（Efficient Market Hypothesis, EMH）時達到最高峰。Fama 認為證券市場是有效率的，證券價格能夠反映所有的資訊。因此，無訊息的交易者可受到此效率價格的保護，避免因資訊不對稱而遭受損失。事實上，個別投資人能取得的資訊內容不盡相同，股票市場的價格也並不總是效率。市場上仍有許多無法利用「投資人是理性的」以及「效率市場」來做解釋的異常現象（Anomalies），例如元月效應、小公司效應及本益比效應、過高的股價波動性與交易量等。因此，學者開始對過去理論存疑，希望可以找到更好的方法來解釋這些異常現象。此時，Kahneman & Tverskey（1979）提出了展望理論（Prospect Theory），加入人們對於賺賠、發生機率高低等條件的不對稱心理作用，成功的為市場的部份異常現象做出了解釋。展望理論認為投資人非以預期效用為基礎，而是以價值函數為基礎來進行效用極大化來決定其投資策略。其中，價值函數在獲利時是凹函數，代表投資者會在面對獲利時會因為害怕損失而風險趨避，傾向實現利得；面對損失時價值函數會轉為凸函數，意指一開始資產所帶來的損失對投資人影響很大，但是損失到達某一程度時，投資人會因為初始狀況（參考點位置）的不同而變成風險愛好者，傾向承擔風險、繼續持有資產，而非實現確定的損失。這個投資人偏好會改變的觀點奠定了行為財務理論的基礎。 Shefrin and Statman（1985）利用展望理論伸定義了處分效果（Disposition 1.

(7) Effect），認為投資人太快實現正報酬資產的獲利而持有損失資產過久。研究行為財務的學者也發現市場上的投資人有過度自信的現象。過度自信是指投資人過分相信已有的訊息或能力，且忽略市場上其他投資人的看法，並促進交易的發生（Odean, 1998）。許多學者也同時發現，投資人在不同市場情境下，所呈現的過度自信程度也不一樣。Statman and Torley（1999）以美國股市研究發現高報酬會使得投資人增加過度自信而提高交易量。Gervais and Odean（2001）在過度自信假說中指出前期股票報酬與當期成交量存在一個正向的因果關係。 Chuang and Lee（2003）認為市場獲利使投資者過度自信並在下一期交易更積極。莊文議的研究團隊（2013）也發現在台灣股票市場處於較高度波動時，散戶投資的交易行為較機構投資人多，代表散戶的過度自信程度較高。一般而言，機構法人相對散戶投資人資源豐富，有一群專業的研究人員為其提供充沛的資訊、交易能力強且經驗充足的經理人代為操盤。所以機構投資人應該為理性的交易者，不應該有過度自信與處分效果的情況發生。然而，許多學者利用實證方法發現機構投資並非如以往認定的是理性交易者，且有時候甚至會比一般投資人不理性。台灣證券市場中的三大法人分別為外資、投信、自營。外資即是合格國外機構投資者，也就是在中央銀行的監管下，可以匯入一定金額的外幣轉為台幣交易，欲退場時經過中央銀行審核後可以外幣匯出境外；自營商表示證券自營商專戶，自行買賣股票而不接受客戶業務委託；投信表示本國投資信託基金，主要是利用募集到的資金交給專業經理人投資。三大法人由於性質、資金部位及交易策略的不同在股票市場的表現也不盡相同（見表 1）。表 1 三大法人比較外資. 投信. 自營商. 性質. 國外基金/金融機構. 以國內基金為主. 國內證券體系旗下. 資金部位. 大. 中. 小. 交易策略. 重視基本面長中線布局. 基本面及題材中線布局. 關注題材及技術線型短線布局. 2.

(8) 第貳章研究目的下表顯示從 2005 年至 2013 年一般投資人佔台灣股市交易比重越來越低，而機構投資人的比重大幅上升，外資的佔比更是增加了 59%，可見機構投資人對於台灣股票市場的影響力日漸增加。表 2 投資人類別成交值比重統計表（單位：百分比%） 1 本國自然人. 本國法人. 僑外法人. 94 年（2005）. 68.84. 13.29. 15.46. 95 年（2006）. 70.56. 11.04. 16.15. 96 年（2007）. 67.26. 13.01. 17.62. 97 年（2008）. 61.66. 13.97. 22.12. 98 年（2009）. 72.05. 11.59. 16.32. 99 年（2010）. 67.95. 13.58. 18.43. 100 年（2011）. 62.74. 15.45. 21.78. 101 年（2012）. 62.04. 15.35. 22.57. 102 年（2013）. 59.16. 16.17. 24.64. 由於三大法人對於台灣股票市場的重要性以及其行為對股票市場的影響力越來越大，了解其是否有處分效果與過度自信等非理性行為產生也變得越來越重要。而國內學者對於機構投資人處分效果與過度自信的研究主要著重在比較與散戶之間行為的異同，較無直接討論三大法人各自在行為上的不同。沙勝毅（2000）比較散戶跟外資的處分效果，認為散戶有處分效果而外資處分效果不顯著；陳真真（2003）研究發現散戶投資人比機構投資人更過度自信；劉佳奇（2006）比較機構投資人與散戶在過度自信與從眾行為的績效表現。許佑瑞（2002）則將三大法人分開討論，但只討論處分效果；黃美滿（2004）在討論機構投資人過度自信 1. 資料來源：台灣證券交易所統計年報-投資人類別交易比重統計表 3.

(9) 交易行為只限於外資與投信，且其認為外資與投信的交易行為不支持過度自信假說。有鑒於以往文獻較少將三大法人皆納入且區分開來討論，而他們彼此間的行為又都不相同，因此本研究將分別針對影響台灣股票市場走勢甚鉅的三大法人─ 外資、投信、自營商分開討論。許多學者也同時發現，投資人在不同市場情境下，所呈現的過度自信程度也不一樣。Griffin and Tversky（1992）指出當投資市場的可預測性非常低時，經驗豐富的專家會比初學者及業餘者更加具有過度自信的傾向。Statman and Torley （1999）以美國股市研究發現高報酬會使得投資人增加過度自信而提高交易量。 Chuang and Lee（2003）認為市場獲利使投資者過度自信並在下一期交易更積極。莊文議的研究團隊（2013）以 1995 至 2007 年的臺灣股市數據為樣本，實際觀察散戶與機構投資人的交易行為，發現在市場較高度波動時，散戶投資的交易行為較多，顯示過度自信比較明顯。因此，我們將利用馬可夫轉換模型（Markov-Switching Model）將市場分成熊市與牛市，討論在這兩種情境下，我們利用三大法人的處分係數與過度自信係數所建立的投資組合會不會有不一樣的表現。因此，本文將除了討論三大法人的行為一般而言是否有處分效果、過度自信的現象外，也欲了解在不同市場情況下，三大法人的行為是否也會跟著改變。倘若本文若能無論在熊市（Bear Market）與牛市（Bull Market）皆證實三大法人存在處分效果與過度自信效果，則將進一步討論行為偏誤對於報酬率的關係，以及如何以觀察到的行為偏誤來進行預測，進而建立投資組合而獲得穩定的報酬。. 4.

(10) 第參章文獻回顧第一節處分效果投資人傾向在面臨獲利時而選擇賣出有獲利的資產（Winners）而繼續持有損失價值的資產（Losers）的行為就叫做處分效果（Disposition effect, Shefrin and Statman, 1985）。Shefrin and statman 並認為處分效果除了可以用展望理論來解釋外，其同時也會受到心理帳戶（Mental accounting）、後悔趨避（Regret aversion）、等因素影響。展望理論（Prospect theory）. 一、. Kahneman and Tversky（1979）提出展望理論，認為投資人在處分資產的時候會經歷兩個階段，首先為編輯階段（Editing stage），在此階段的投資人會先以一個固定的參考點（Reference point）為基準，檢視其決策可能會帶來的獲利或損失。接下來會經歷評估階段（Evaluation stage），決策者會以 S 型的價值函數（Valuation function）為依據做出決策，而非以過去傳統財務學家假設的是以預期效用最大化來做決策。. 圖 1 價值函數 2 其中，價值函數有三大特性： 1. 價值函數是定義在某個參考點（Reference point）的利得與損失，通. 2. 資料來源：Kahneman and Tversky（1979）“Prospect Theory: An Analysis of Decision under Risk.” 5.

(11) 常參考點是以目前的財富水準為基準，但有時候可能會因為投資人對未來財富預期不同而有不同的參考點。 2. 價值函數為 S 型函數，在面對獲利時會凹函數，面對損失時為凸函數。意即投資人每增加一單位利得時，其增加的效用會低於前一單會所帶來的效用；而每增加一單位的損失，其失去的效用也會低於前一單位所失去的效用。也就是說，投資人在獲利時，所獲得的快樂會隨著獲利程度的增加而減少，具有邊際效用遞減。相反的，投資人在損失時所感覺到的痛苦也會越來越少，具有邊際效用遞增。 3. 損失部位的斜率較獲利部位的斜率陡，代表在相對應的利得與損失下，其邊際損失比邊際利得敏感。也就是說，對投資人而言，一單位的損失所帶來的痛苦比一單位利得所帶來的快樂還要多，使得投資人在獲利時為風險趨避而在損失時為風險愛好者。 Weber and Camerer（1998）以學生為研究對象，提出參考點效果（Reference point effect）以及反射效果（Reflection effect）來說明處分效果的存在。其中參考點效果代表個人在面對損失時，有風險愛好（Risk seeking）的傾向，對於利得則有風險趨避（Risk aversion）的傾向；反射效果會在個人對利得和損失的偏好剛好相反時發生。二、. 心理帳戶（Mental Accounting）心理帳戶是指每個人皆會根據自身的參考點，像是金錢的來源、花費的. 方式等，在心中以不同帳戶紀錄之，並根據展望理論分別應用在每個帳戶中做出決策。但人們通常會忽略心理帳戶之間的關聯性（Thaler, 1984）。 Thaler and Jahnson（1985）認為決策者傾向視關閉心理帳戶為損失。因為每一檔股票在買進的時候就存在不同的參考點，所以投資人的心中對於每檔股票都有不同的心理帳戶，每購買一檔新的股票，就需要開設新的一個心 6.

(12) 理帳戶，實現損失時投資人也必須要關閉對應的心理帳戶。基於心理帳戶的原因，投資人往往會害怕實現損失所帶來的痛苦而選擇繼續持有虧損的資產，而導致處分效果。後悔趨避（Regret aversion）. 三、. 當有獲利情況時，投資人會賣出股票以享受獲利喜悅；而損失的情況發生時，投資人卻會不情願實現損失，因為這個舉動會證實他們先前的決策是錯的（Gross, 1982）。既然實現損失會引發後悔而實現獲利會使得資人感到驕傲，則這種想要避免後悔的心理因素將會導致提早實現利得而持有損失過久的處分效果發生（Shefrin and Statman, 1985）。. Shefrin and Statman （1985）發現在 12 月份時虧損的股票異常交易量較高，而有正報酬的股票異常交易量較低。此現象並非是因為處分虧損股票可享有損失稅賦的利得，而是投資人自我控制的心態；亦即由於投資人的損失趨避心理，在年終時不願意認賠，但年底時為了降低虧損才處分虧損的股票。他們認為投資人可以藉由預設停損出場價位（predetermined price）或使用停損單（stop loss orders）的方式來強迫自己實現損失，以避開處分效果。其他行為財務學者對於處分效果也有不同的解釋。Andreassen（1988）認為處分效果並不只是因為投資人不願意實現損失，而是因為他們相信均數回復（Mean Reversion），認為今天的輸家（贏家）會變成明天的贏家（輸家）。Barberis and Xiong（2012）則提出實現效益（realization utility）來解釋處分效果。實現效益是指當投資人實現獲利時效用是正的，而當實現損失時效用會是負的，因此投資人會不願意實現損失而產生處分效果。 Barber and Odean （1999）利用實現獲利比例（Proportion of Gains Realized, PGR）、實現損失比例（Proportion of Losses Realized, PLR）來比較投資人實現獲利與損失的比率，做為處分效果是否存在的指標。若 PGR 顯著大於 PLR，則代表 7.

(13) 投資人確實“太快實現獲利而持有損失過久”，也隱含處分效果的存在。 PGR 與 PLR 公式如下： PGR =. PLR =. 𝑅𝑅𝑅𝑅 𝑅𝑅𝑅𝑅 + 𝑃𝑃𝑃𝑃 𝑅𝑅𝑅𝑅 𝑅𝑅𝑅𝑅 + 𝑃𝑃𝑃𝑃. RG：已實現獲利（Realized Gains） PG：未實現獲利（Paper Gains）. RL：已實現損失（Realized Losses） PL：未實現損失（Paper Losses）. Barber and Odean 的實證結果證實處分效果確實存在，且投資人會以買價當參考點來決定是否要繼續持有或賣出股票。在此研究中 Odean 也發現均數回復的現象並不存在，此點與 Weber and Camerer（1998）的研究發現一致。但是，雖然均數回復的現象不存在，投資人在預期會有均數回復的心理下，對於未來價格的變化會產生錯誤的判斷，依然會引起處分效果。近期的學者也發現台灣的投資人因為比較相信均數回復，所以比美國人更有強烈的處分效果（Pei Gi Shu et al., 2005）。既然我們可以用分析的方法來檢驗投資人是否有處分效果，那不同類型的投資人會不會有不同的行為呢？關於這點，國內外學者也分別做了不少研究。 Hhapira and Venezia（2001）比較以色列的散戶及專業投資人，發現兩類型的投資人都有處分效果，但是專業投資人的處分效果還是比較弱。Grinblatt and Keloharju（2001）以芬蘭的交易資料研究發現，專業投資人較沒有處分效果，因為當近期的報酬較高時處分效果也會較顯著，但是專業投資人通常較不會受過去績效影響。Dhar and Zhu（2002）發現越有錢、交易次數越頻繁、越專業的人越沒有處分效果。Feng and Seasholes（2005）研究中國交易者的資料則發現老練的投資人較所有投資人的平均值少了 67%的處分效果傾向。國內學者沙勝毅 8.

(14) （2000）仿照 Odean 的研究方法，對台灣股市進行分析，比較散戶與外資的處分效果，發現 1994-1999 年間外資的處分效果不顯著、散戶的處分效果較顯著。許祐瑞（2002）以台灣的三大法人與散戶為研究對象，發現台灣散戶的處份效果較明顯，而專業程度較高的投資人處分效果較輕微。沈宜正（2005）則認為台灣股票市場的投信與外資存在有處分效果。以上的研究論文在比較機構投資人與散戶間的行為時，雖然都指出散戶的處分效果較顯著，但是專業的投資人依然有可能會有處分效果。因此，我們將進一步的討論機構投資人（三大法人）是否存在處分效果。. 9.

(15) 第二節過度自信早期學者認為人的心智可以正確的感知自己、這個世界以及未來。事實是，人在主觀機率的測定上容易產生較窄的分配（Alpert and Raiffa, 1982），會傾向高估自己對事情的判斷、對自己有過高的評價或不切實際的樂觀（Taylor and Brown, 1988）。不僅一般人會有過度自信（Over confidence）的現象發生，Griffin and Tversky（1992）發現，專家甚至比一般非專業的人更具有過度自信。過度自信與處分效果都被定義為不理性的行為，甚至有因果關係。根據 Odean（1998）的研究，過度自信的投資人為了維持自己的信心不願承認錯誤，導致交易量增加、報酬率降低，因而必定導致處分效果。Daniel and Titman （1999）指出，過度自信的間接效果會使投資人產生處分效果，然而處分效果並不代表投資人必定存在過度自信。 Odean（1998）將過度自信產生的原因分成高估資訊的精確程度、高估自己的能力及過度樂觀三大類：一、. 高估資訊的精確程度資訊的精確程度是指投資人擁有的訊息與資產價格之間的距離，意即依資訊若越能成功指涉資產的價值，則精確程度越好。理性的投資人在面對一個較混雜的資訊時會加以判斷，但是過度自信的投資人卻傾向高估其精確程度而忽略其波動度（Griffin and Tversky, 1992），甚至視之為有用的資訊而據以交易，使得過度自信的投資人會比理性投資者期待更高的報酬。. 二、. 高估自己的能力大多數的人都認為自己比其他人都還要優秀（Taylor and Brown, 1988）。. 而當某一事件如同自己預測的發生後，會傾向高估自己的貢獻、誇大自己的預測能力。甚至在預測錯誤時，會誤植記憶（Fischhoff, 1982），而產生控制幻覺（illusion of control），以為所有的事情都在自己的掌握之中。 10.

(16) Linchenstein et al.（1997）進行一個實驗，設計一些真實性的問題要求受訪者回答，並提供自己答對的機率。結果發現，在相信自己是正確的受測者中，只有 80%是答對的。Linchenstein and Fischoff（1997）在下一個實驗中，將 12 支股票資料給受訪者，請他們預測股票未來的走勢。最後結果顯示，受測者平均有 65%的信心認為自己是對的，但只有 47%是正確的。高估自己能力的人通常會自動排除與他們理念不符合的資訊，因此其他意見會被低估（Fiske and Taylor, 1991）而高估跟他們認知相符合的資訊，甚至傾向只獲得那些支持他們信仰的資訊（Lord, Ross, and Lepper（1979）, Nisbett and Ross（1980））。三、. 過度樂觀過度樂觀的人會覺得好運較容易降臨在自己身上（Weinstein（1980）,. Kunda（1987）），甚至對單純的事件機率（如樂透）有不切實際的樂觀（Marks （1951）, Irwin（1953）, Langer and Roth（1975））。. Odean（1998）想要知道不同類型的投資人會不會也有不同的過度自信現象，於是針對三種類型的投資人：價格接受的交易者（price taking readers）和內部技術交易者（strategic-trading insider）以及市場創造者（Marketmaker）進行實證分析。研究後發現，三種投資人過度自信時都會有交易量增加的形況發生，但是對於市場效率的影響不相同，例如：過度自信交易者會增加波動度，但是市場創造者會降低此效果。 Gervais and Odean（2001）認為經驗較多的投資人比經驗較少的投資人更能對自己的能力做出較合理的評估，因此，經驗較多的投資人應較經驗較少的投資人過度自信程度輕。國內學者黃美滿（2004）檢驗外資與投信是否有過度自信，並討論過度交易是否會造成報酬減少。研究顯示外資與投信並不支持過度自信假說，其過度交易 11.

(17) 並不會減少投資報酬。陳真真（2005）利用 Gervais and Odean（2001）的方法比較國內散戶及機構投資人的過度自信現象，發現機構投資人的過度自信程度較輕。翁慈青（2004）利用單根檢定、Granger 因果關係檢定、Statman et al（2003）的向量自我回歸模型探討外資、投信、自營商三大法人與散戶在多空市場下，是否存在過度自信的現象。發現外資及投信會受到股價指數報酬的影響而有過度自信現象，而自營商則無。蔡坤興（2006）參考 Weber and Camerer（1998）的處分係數，並利用修改定義的過度自信係數來研究台灣散戶投資人是否有過度自信的現象，並進一步把市值大小不同的公司依報酬區間、多空走勢等進行過度自信差異性分析。其研究結果發現台灣散戶投資人確實有過度自信的現象、無論多空大小公司都有過度自信、多頭時過度自信較強。劉佳奇（2006）機構投資人較散戶過度自信。綜合以上文獻，可以發現國內外的學者普遍認為投資人有處分效果及過度自信，且在不同市場情況下也會有不同的結果發生。而本研究將利用 Weber and Camerer（1998）所提出的處分係數以及蔡坤興（2006）所提出的修正過度自信係數來驗證在外資、投信、自營商三大法人在不同市場情況下是否存在有處分效果及過度自信。本研究也將進一步探討，若投資人存在有這些特性，我們是否能利用這些非理性行為現象來建立一能穩定獲利的投資組合。. 12.

(18) 第肆章樣本選擇與研究方法第一節樣本選擇及資料來源本研究期間為 2005 年一月起至 2012 十二月止共 1,981 筆日資料。研究對象為台灣股票市場所有外資、投信、自營商有交易的上市公司，股價與交易量資料皆取自於台灣經濟新報資料庫（TEJ）。表 3 為我們由台灣證券交易所獲得 2005 年至 2012 年台灣股票市場所有上市公司家數。由於在本文的研究方法中，每家公司的日交易量都扮演著非常重要的角色，所以本研究為了避免選取到交易量過低的公司而影響結果，我們將扣除當年度買賣交易量低於 50 張股票的公司，表 4 即為篩選過後的樣本數。其中，因為三大法人有交易的公司不同，所以我們所篩選出來的樣本資料也會因為法人的不同而有不同的樣本家數。. 表 3. 2005 年至 2012 年所有上市公司家數 3. 年分. 2005. 2006. 2007. 2008. 2009. 2010. 2011. 2012. 上市公司家數. 691. 688. 698. 718. 741. 758. 790. 809. 表 4. 3. 2005 年至 2012 年選取樣本家數. 年分. 2005. 2006. 2007. 2008. 2009. 2010. 2011. 2012. 外資. 252. 278. 351. 330. 362. 333. 352. 342. 投信. 214. 221. 255. 266. 262. 248. 208. 174. 自營. 182. 203. 242. 177. 216. 248. 207. 159. 資料來源：台灣證券交易所市場概況表 13.

(19) 第二節研究方法壹、. 處分效果係數由於三大法人的交易明細資料取得較困難，因此本研究不使用 Barber and. Odean （1999）使用的實現獲利比例（Proportion of Gains Realized, PGR）、實現損失比例（Proportion of Losses Realized, PLR）來計算處分係數，而將參考 Weber and Camerer（1998）在實驗中所提利用的處分係數（α）計算出當年度我們所篩選出來的公司的年處分係數，當作本研究檢驗三大法人是否有處分效果的指標。. ∑𝑒𝑒𝑡𝑡=𝑏𝑏 𝑆𝑆+ − ∑𝑒𝑒𝑡𝑡=𝑏𝑏 𝑆𝑆− α = 𝑒𝑒 ∑𝑡𝑡=𝑏𝑏 𝑆𝑆+ + ∑𝑒𝑒𝑡𝑡=𝑏𝑏 𝑆𝑆−. 其中. α：法人在台灣股票市場的處分係數. ∑𝑒𝑒𝑡𝑡=𝑏𝑏 ：表示累加成交量的期間涵蓋整個研究期間 𝑆𝑆+ ：前一日指數上漲，法人本日的賣出數量 𝑆𝑆− ：前一日指數下跌，法人本日的賣出數量. 根據 Weber and Camerer（1998）的研究，當α > 0時，代表股價上漲時鎖賣. 出的股票比股價下跌時鎖賣出的股票還多。也就是說，在股價上漲時投資人會賣出比較多的股票，在股價下跌時反而買出較少的股票，因此投資人具有處分效果。當α = 1時，隱含投資人只有在獲利時才會賣出股票，代表處分效果強烈；當α ≤ 0 時，代表投資人的行為完全與處分效果相反，甚至當α = 0時，表示股價的上漲價跌對於投資人交易沒有影響，所以可以說此種投資人完全沒有處分效果。. 因此，我們可以說處分係數（α）越接近 1 的時候，代表處分效果越強烈；處分效果係數（α）越接近 0 時，代表越沒有處分效果。表 5 處分係數代表意義. 代表意義. 𝛼𝛼 = 1. 處分效果非常強烈. 𝛼𝛼 > 0. 有處分效果 14. 𝛼𝛼 = 0. 完全沒有處分效果. 𝛼𝛼 < 0. 行為與處分效果相反.

(20) 貳、. 過度自信係數過度自信方面，本研究參考蔡坤興（2006）的修正過度自信係數（β），計. 算出當年度我們所篩選出來的公司的過度自信係數，共 1,981 筆，當作本研究討論三大法人是否存在過度自信現象的指標。. 其中. ∑𝑒𝑒𝑡𝑡=𝑏𝑏 𝑆𝑆+ − ∑𝑒𝑒𝑡𝑡=𝑏𝑏 𝑆𝑆− β = 𝑒𝑒 ∑𝑡𝑡=𝑏𝑏 𝑆𝑆+ + ∑𝑒𝑒𝑡𝑡=𝑏𝑏 𝑆𝑆−. β：法人在台灣股票市場的過度自信係數. ∑𝑒𝑒𝑡𝑡=𝑏𝑏 ：表示累加成交量的期間涵蓋整個研究期間 𝑆𝑆+ ：前一日指數上漲，法人本日的買入數量 𝑆𝑆− ：前一日指數下跌，法人本日的買入數量. 此修正的過度自信係數（β）隱含的是，若β > 0，代表投資人在前一天的股. 票報酬為正的時候買進的數量比前一天股票為負報酬的時候多；解釋為因為前一天報酬率大於零會使得投資人在判斷上會有過度自信傾向，認為股票會繼續漲，而比上周報酬率為負的時候有較高的買入數量。反之，當修正的過度自信係數（β） ≤ 0時，則無過度自信的現象。因此，修正的過度自信係數（β）越接近 1，. 則我們將認為投資人過度自信程度越大；修正的過度自信係數（β）越接近 0，則代表投資人較無過度自信。表 6 過度自信係數代表意義. 代表意義. 𝛽𝛽 = 1. 非常過度自信. 𝛽𝛽 > 0. 有過度自信. 15. 𝛽𝛽 = 0. 完全沒有過度自信. 𝛽𝛽 < 0. 行為與過度自信相反.

(21) 參、. 建立投資組合本研究利用前提及的研究方法計算出至 2005 年至 2012 年各年度的處分係數. 與過度自信係數，將每一期 t 的處分係數與過度自信係數分別由高至低排列，再依此順序分配成五組投資組合。換句話說，第一組投資組合中包含了處分係數/ 過度自信係數最高的公司，而第五組投資組合包含的處分係數/過度自信係數最低的公司。其中，為了更進一步知道這五組投資組合所包含的公司的處分係數/ 過度自信係數是否有顯著的不同，我們將使用無母數的 Wilcoxon 等級和檢定（Wilcoxon rank sum test）來作為我們的檢定方法。本研究根據楊又慈（2007）的研究發現，假設處分係數較高的公司下一期的報酬會較低，而低處分係數較的公司下一期的報酬會較高。另外，根據 Odean （1998）認為過度自信會促進交易的發生，本文假設法人是因為過度自信而降低其對風險的警戒心才會促進交易發生，所以有高過度自信係數的資產在下一期會有較低的報酬、較低過度自信係數的資產則隱含下一期的報酬表現會較優異。因此本研究將藉由買進第五組包含較低處分係數/過度自信係數的投資組合並放空含有較高處分係數/過度自信係數的第一組投資組合來建構新的投資組合𝑃𝑃法人,𝛼𝛼 及𝑃𝑃法人,𝛽𝛽 ，期待可以藉由此投資組合在未來獲取穩定的正報酬。. 16.

(22) 肆、. 檢定方法當我們欲檢定一統計資料，但其母體不符合常態分配，導致母數方法的前提. 不能被滿足時，我們可以改用無母數方法，使檢定力可以保持在一定的水準。而本研究所要檢定的對象屬於等距尺度資料（interval scale）且非大樣本，因此在無法滿足母數方法的假設下，我們將會利用 Wilcoxon 等級和檢定（Wilcoxon rank sum test）無母數檢定方法來當作本文的檢定方法。 Wilcoxon 等級和檢定（Wilcoxon rank sum test）檢定的是兩獨立母體的中位數或是母體的分配位置本身是否相同。首先將兩母體所有的資料混合排序，將其改為等級資料。接下來依照其等級分別計算出第一個母體資料的等級和𝑊𝑊1 、第. 二個母體資料的等級和𝑊𝑊2 。 �. H0 ：兩母體平均相同 H1 ：兩母體平均不同. 檢定量（test statistic）：W = min{𝑊𝑊1 , 𝑊𝑊2 }. 小樣本時，要查 Wilcoxon 等級和檢定表。. RR = {W ≤ 𝑊𝑊𝛼𝛼𝐿𝐿 (𝑛𝑛1 , 𝑛𝑛2 )} or RR = {W ≥ 𝑊𝑊𝛼𝛼𝑈𝑈 （𝑛𝑛1 , 𝑛𝑛2 ）} 伍、. 模型建構利用情境分析法做決策，可以讓投資者隨著情境不同而調整策略，修正. Markowitz（1952）單一靜態預投入的變數過於依賴的缺點。由於馬可夫鏈能夠將各種可能影響本期情境的機率因子納入模型中，具有高度的彈性，故本研究將以馬可夫鏈作為模型基礎，藉以發展具備獲利潛力的投資策略。一、. 馬可夫轉換模型簡介倘若時間序列的資料時間很長，則資料內涵可能會因為經歷金融危機、政策轉換等事件而產生循環性變化。假設資料會在不同情境依照某一機率轉換，而此狀態間的轉換服從馬可夫鏈（Markov Chain），則我們就可以利用最大概似估計法（Maximum Likelihood Estimator, MLE）來估計此轉換機率矩陣， 17.

(23) 並用以分析每一種狀態在每一個時點的轉換機率。今令𝑆𝑆𝑡𝑡 為隨機情境變數，用以描述在不同情境下的資料行為。其中𝑆𝑆𝑡𝑡 為. 整數隨機變數{1,2,3,…..,N}，並服從馬可夫鏈，代表𝑆𝑆𝑡𝑡 為一特定值 j 的機率只. 取決於前一期的情境狀態（𝑆𝑆𝑡𝑡−1 ）：. P(𝑆𝑆𝑡𝑡 = 𝑗𝑗|𝑆𝑆𝑡𝑡−1 = 𝑖𝑖𝑡𝑡−1 , 𝑆𝑆𝑡𝑡−2 = 𝑖𝑖𝑡𝑡−2 , … … , 𝑆𝑆0 = 𝑖𝑖0 ) = P(𝑆𝑆𝑡𝑡 = 𝑗𝑗|𝑆𝑆𝑡𝑡−1 = 𝑖𝑖𝑡𝑡−1 ) = 𝑃𝑃𝑖𝑖,𝑗𝑗. 其中𝑃𝑃𝑖𝑖,𝑗𝑗 代表由狀態 i 轉換至狀態 j 的機率。而從 N 種狀態轉換至 N 種狀. 態的機率可以定義為轉換機率矩陣（𝑃𝑃）： 𝑝𝑝11 𝑝𝑝21. 𝑝𝑝12 𝑝𝑝22. ⋯. 𝑃𝑃 = � ⋮ 𝑝𝑝𝑁𝑁1 𝑝𝑝𝑁𝑁2. ⋱ ⋯. 𝑝𝑝1𝑁𝑁 𝑝𝑝2𝑁𝑁 ⋮ � 𝑝𝑝𝑁𝑁𝑁𝑁 𝑁𝑁×𝑁𝑁. 其中由情境 n 轉換至情境 m 的機率總和為 1 （n = 1,2, . . , N，m =. 1,2, . . , N，且 m ≠ n），可表示為：二、. 模型假設與介紹. 𝑝𝑝1𝑛𝑛 + 𝑝𝑝2𝑛𝑛 + ⋯ + 𝑝𝑝𝑁𝑁𝑛𝑛 = 1. 本文使用二情境無落後項的馬可夫情境轉換模型：. 其中，. 𝑦𝑦𝑡𝑡 = 𝛽𝛽𝑠𝑠𝑠𝑠 + 𝜀𝜀𝑡𝑡. 𝑆𝑆𝑡𝑡 為馬可夫二情境轉換中利用馬可夫鏈決定的情境轉換變數： 𝑆𝑆𝑡𝑡 = {1,2}，𝑡𝑡 = {0,1,2, … T}. 𝑦𝑦𝑡𝑡 為加權指數與投資組合在時間點 t 的報酬向量： 𝑦𝑦𝑡𝑡 = [加權 , 投組 ]′ 𝑡𝑡. 𝑡𝑡. 𝛽𝛽𝑠𝑠𝑠𝑠 為加權指數與投資組合在情境𝑆𝑆𝑡𝑡 的平均報酬向量： 𝛽𝛽𝑠𝑠𝑠𝑠 = [𝛽𝛽加權 , 𝛽𝛽投組 ]′ 𝑠𝑠𝑠𝑠. 𝑠𝑠𝑠𝑠. 𝜀𝜀𝑡𝑡 為誤差項的向量，服從平均數為零、變異數∑𝑠𝑠𝑠𝑠 會隨情境𝑆𝑆𝑡𝑡 轉換的多. 元常態分配： 𝜀𝜀𝑡𝑡 |𝑆𝑆𝑡𝑡 ~𝑁𝑁(0, ∑𝑠𝑠𝑠𝑠 )， ∑𝑠𝑠𝑠𝑠 = �𝜎𝜎𝑖𝑖𝑖𝑖 (𝑆𝑆𝑡𝑡 )� 18.

(24) 透過最大概似估計法，我們可以同時估計出𝛽𝛽𝑠𝑠𝑠𝑠 、∑𝑠𝑠𝑠𝑠 以及過濾機率. （Filtered Probability）、平滑機率（Smoothed Probability）、遍歷機率（Ergodic Probability）等估計值。其中過濾機率為在第 t 期現有資訊集合下，𝑠𝑠𝑡𝑡 為一特. 定值 j 的機率，即P(𝑠𝑠𝑡𝑡 = 𝑗𝑗|𝐼𝐼𝑡𝑡 , 𝜃𝜃)，其中𝐼𝐼𝑡𝑡 為第 t 期所有的資訊集合，𝜃𝜃為母體參數之集合；平滑機率P(𝑠𝑠𝑡𝑡 = 𝑗𝑗|𝐼𝐼𝑇𝑇 , 𝜃𝜃)，代表在已知完整樣本期間內的所有資. 訊集合下，𝑆𝑆𝑡𝑡 為特定值 j 的機率；遍歷機率即P = (s = j|𝐼𝐼𝑡𝑡 , θ)，則是在整段. 樣本期間內各種情境出現的機率，而不是限定在單一時點 t 會出現的機率。. 19.

(25) 第伍章實證分析結果第一節處分效果壹、. 資料分析利用 Weber and Camerer（1998）的處分係數（α）公式計算出 2005 年至 2012. 年三大法人各年度的處分係數後，將三大法人每個年度的處分係數由高排至低，分成五個投資組合。代表第一組投資組合會包含較高的處分係數資產，第五組投資組合則包含處分係數較低的資產。由外資、投信、自營商五組投資組合所包含的公司平均處分係數在表 7 的表現，我們可以觀察出三大法人的投資行為確實不盡相同。其中，外資與自營商第一組投資組合所包含的公司處分係數平均較投信第一組投資組合所包含公司的處分係數高。除此之外，投信第二組投資組合包含到的公司平均處分係數即小於零，而外資及自營商要到第三組投資組合其所包含的公司的處分係數才開始小於零，且投信第五組投資組合的平均處分係數為三大法人中最低。代表投信在三大法人中較無處分效果。接下來，本研究利用 Wilcoxon Rank sum test 檢驗第一組與第五組投資組合的處分係數是否有顯著的不同。檢定後發現，外資、投信、自營商的第一組投資組合與第五組投資組合的平均處分係數有顯著的差異。代表雖然外資、自營商較有處分效果而投信較無處分效果，但是三大法人在面對各自的第一組與第五組投資組合時有顯著的投資行為差異。因此，本文期待可以藉由此行為差異的結果以及先前對於高處分係數隱含下一期會有低報酬的假設來利用賣出包含高處分係數公司的第一組和買進包含低處分係數的第五組的方法來建立新投資組合 𝑃𝑃法人,𝛼𝛼 ，並期待𝑃𝑃法人,𝛼𝛼 能為我們帶來正報酬。. 20.

(26) 表 7 三大法人投資組合─平均處分係數外資. 投信. 自營商. 第一組. 0.2143. 0.1205. 0.2428. 第二組. 0.0313. -0.0671. 0.0806. 第三組. -0.0595. -0.1632. -0.0067. 第四組. -0.1363. -0.2529. -0.0921. 第五組. -0.2601. -0.4068. -0.2452. Wilcoxon 檢定值 4. 100. 100. 100. 第一組與第五組是否存在顯著差異. 是. 是. 是. 我們進一步的利用表 8 比較三大法人各年度的處分係數，發現無論是外資、投信、自營商在各年度中，第一組投資組合與第五組投資組合均有顯著差異。然而，我們發現，在有發生重大金融事件的時間點，例如：2008 年的金融風暴、 2010 年開始延續至 2012 年的歐債危機，三大法人第一組投資組合的平均處分係數皆低於整個資料期間的平均，隱含在景氣狀況的確會影響三大法人的投資行為。換句話說，在景氣較佳的時候機構投資人處分效果會較明顯，而在景氣較差的時候所表現出來的處分效果會較不顯著。其中，投信第一組投資組合的平均係數無論在何種情況下均最小，甚至在景氣差時接近於零，代表投信幾乎沒有處分效果。因此，本研究將預期我們利用機構行為誤差所建立的新投資組合𝑃𝑃法人,𝛼𝛼 中，𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 的報酬會最低，𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼 的表現會最佳但是也容易隨景氣波動改變，而𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 的表現會介於兩者之間。. 4. 利用 Wilcoxon Rank sum test 21.

(27) 表 8 三大法人各年度處分係數外資. 投信. 自營商. 第一組. 第五組. 第一組. 第五組. 第一組. 第五組. 2005. 0.2994. -0.265. 0.1391. -0.3626. 0.3515. -0.232. 2006. 0.3253. -0.2787. 0.2055. -0.37. 0.3188. -0.2241. 2007. 0.2357. -0.268. 0.0989. -0.3927. 0.2321. -0.3098. 2008. 0.1806. -0.2667. 0.0911. -0.4662. 0.1431. -0.2857. 2009. 0.2308. -0.2155. 0.1671. -0.3593. 0.3249. -0.1143. 2010. 0.1703. -0.248. 0.0809. -0.4044. 0.2198. -0.2051. 2011. 0.1055. -0.2972. 0.0437. -0.4743. 0.1147. -0.3604. 2012. 0.167. -0.2419. 0.1377. -0.4252. 0.2375. -0.2304. 整體. 0.2143. -0.2601. 0.1205. -0.4068. 0.2428. -0.2452. 景氣佳 5. 0.2639. -0.2619. 0.1608. -0.3859. 0.3026. -0.2288. 景氣差. 0.1846. -0.2591. 0.0963. -0.4194. 0.2069. -0.2551. 為了更清楚了解處分係數對於股價報酬的影響，本研究利用在（t-1）期藉由當期處分係數高低所建立的五組投資組合當作標的物，在第 t 期的第一個交易日買進、最後一個交易日賣出，觀察五組投資組合的績效表現，其中我們將一年定義為一期。表 8 為我們利用 2005 年至 2012 年所計算出來的係數所建立的投資組合在 2006 年至 2013 年所獲得的平均報酬的統計資料。另外，我們利用台灣銀行一年期定存（1.355%）當作無風險利率得到投資組合的超額報酬，並利用此超額報酬計算出夏普指數（Sharp-Ratio）及索提諾比率（Sortino-Ratio）。索尼諾比率與夏普比率類似，不同之處為其將正負報酬率的波動度區分開來，因此在計算波動率時所採用的不是一般的標準差，而是只有在負報酬下的標準差，隱含投資 5. 以重大金融事件發生時間區分，景氣佳期間定義為 2005、2006、2012 年，景氣差期間定義為 2007、2008、2009、2010、2011 年。 22.

(28) 組合的正報酬因為符合投資人的需求，所以不應該將其視為風險。索提諾比率越高，代表投資組合承擔相同單位的下行風險能獲得越高的超額報酬。觀察外資、投信、自營商五組投資組合在表 9 中的表現，可以發現只有𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 的平均超額報酬小於零且波動度為𝑃𝑃法人,𝛼𝛼 中最高、𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼 的表現最佳，而𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 的波動度最小。此一結果與我們在表 8 中所預期的相符。. 除此之外，𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼 的夏普指數與索提諾指數都是三大法人中最高，代表整體來說𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼 在面對風險時多承擔一單位風險時所獲得的超額報酬最高，且在景氣較差的時候𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼 承擔風險的能力也為三大法人中最佳。反之，𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 的. 夏普指數與索提諾指數均為三大法人中最差且均小於零，隱含無論在任何景氣狀況下，𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 多承擔一單位風險不但不會獲得額外的風險溢酬，甚至會虧損。. 23.

(29) 表 9 投資組合報酬的統計資料─處分係數第一組第二組第三組第四組第五組外資. 𝑃𝑃法人,𝛼𝛼. 平均超額報酬 0.0003 0.0003 0.0002 0.0003 0.0004. 0.0001. 標準差. 0.0016 0.0017 0.0016 0.0017 0.0018. 0.0003. Sharp-ratio. 0.1772 0.1612 0.1335 0.1559 0.2310. 0.4170. Sortino-ratio. 0.6743 0.3132 0.2810 0.3055 0.6188. 0.9444. 投信. 處分效果. 平均超額報酬 0.0028 0.0017 0.0004 0.0024 0.0020. -0.0008. 標準差. 0.0070 0.0050 0.0020 0.0070 0.0050. 0.0022. Sharp-ratio. 0.3963 0.3468 0.2135 0.3462 0.4069. -0.3381. Sortino-ratio. 3.4170 1.3800 0.5060 5.8580 2.5800. -0.2671. 自營平均超額報酬 0.0001 0.0002 0.0010 0.0007 0.0007. 0.0006. 標準差. 0.0016 0.0016 0.0028 0.0025 0.0021. 0.0013. Sharp-ratio. 0.0410 0.1420 0.3466 0.2943 0.3220. 0.4590. Sortino-ratio. 0.0497 0.3439 1.0395 0.9991 4.6550. 2.4722. 24.

(30) 貳、. 情境轉換分析本文利用二情境無落後項的情境轉換模型分析我們所利用買入低處分係數、. 賣高處分係數所建立的投資組合與加權指數在樣本期間內的時間序列資料，得各情境下的平均報酬、變異數、共變異數、在各情境間彼此轉換的平滑機率以及遍歷機率，得結果表 10 至表 12，各情境的平滑機率變化如圖 2 至圖 4 所示。一、. 外資處分係數投資組合在圖 2 中情境一捕捉到了 2008 年起的金融海嘯，而在 2010 年歐債危機爆發後，情境一的平滑機率也表現出較密集且大幅度的波動。除此之外，在表 10 中也可以看到加權指數在情境一時的標準差大於在情境二時的標準差，且報酬在 90%的信賴水準下顯著為負。因此，我們有一定的信心可以推論情境一為景氣衰退且波動度較大的情境。而情境一的遍歷機率較情境二小，代表在資料其間中此情境出現的機率較低。在表 10 中，利用外資處分效果所建立的投資組合𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 無論在情境一. 或是情境二都在 99%信賴水準下為顯著正報酬，且表現皆較大盤優異，代表此投資組合無論在何種情境下都可以幫我們獲取正報酬，且在情境一時表現得更加優異。此一報酬表現與我們在表 9 中發現𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 的索提諾比率較夏普指數高，隱含𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 在市場表現不好時多承擔一單位下行風險會得到較高的超額報酬結論相符。. 表 8 中我們知道，在景氣較差的時候外資的處分效果比較不明顯。但是市場情況較差時𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 的報酬卻較表現的比景氣狀況較佳的時候更優秀。本. 研究認為可能是因為整體景氣環境良好，所以無論處分效果高低的資產都相對有較高的報酬，因此我們採用放空高處分效果資產及買進低處分效果資產的投資組合𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 並無法帶來太顯著的正報酬。相反的，由於景氣蕭條時資 25.

(31) 產波動度高且景氣每下愈況，導致處分效果顯著的資產報酬也會相對較差，而讓𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 在情境二有較好的表現。. 此結果也隱含外資無論在景氣繁榮或是景氣蕭條時的投資決策皆不理. 智，選擇持有下一期表現會較差的資產而賣出下一期報酬較高的資產，才會讓我們在情境一和情境二皆可以利用𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 獲利。另外，在景氣衰退時的情境一中， 𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 時與加權指數的共變異數顯著為負，代表景氣不好的時候. 𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 與加權指數會呈現反向變動。因此投資人除了可以在平時買進投資組. 合外，也可以在景氣較差、波動度較高時採取買入投資組合、放空加權指數以獲取更高的正報酬以及分散風險。表 10 情境轉換測試結果－𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 平均報酬情境一情境二年化標準/共變異數情境一加權指數 𝑃𝑃外資,𝛼𝛼. 情境二加權指數. 加權指數. 𝑃𝑃外資,𝛼𝛼. -0.0020* 0.0012. 0.0143*** 0.0040***. 0.0004 -0.0002***. -0.0002*** 0.2167. 0.0001. 0.0002 0.0598. 情境一. 情境二. 0.9416 0.0584 情境一. 0.0235 0.9765 情境二. 0.2869. 0.7131. 𝑃𝑃外資,𝛼𝛼. 情境轉換機率情境一情境二遍歷機率. 26.

(32) 情境一 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 情境二 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 圖 2 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃外資,𝛼𝛼 二、. 投信處分係數投資組合表 11 顯示加權指數的標準差在情境一比情境二高，其報酬在 95%的信心水準下顯著為負。加上 2008 年的金融海嘯、2010 年的歐債危機以及 2013 年年底發生美債違約危機等事件發生時，圖 3 中情境一的平滑機率皆高且波動大，因此可以推估市場在情境一時景氣衰退且可預測性低。其中值得注意的是，可能是因為投信多以基金公司為主，與債券類的事件發生連動性較高，因此在三大法人的情境轉換結果中，𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 的平滑機率中最能明顯捕捉 2013 年年底的美債違約危機。另外，情境一的遍歷機率只比情境二的遍歷機率略低，代表兩情境在資料期間會發生的機率差不多，但是情境二還是較有可能會發生。在此情境轉換結果中𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 無論在情境一或是情境二均表現得比大盤. 差，且在信心水準 99%下為顯著負報酬，隱含𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 無論在何種景氣情境下. 皆無法獲利。雖然此結論與我們藉由先前觀察到投信第一組投資組合所包含. 的平均處分係數低而預期𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 會表現的較不理想的預期結果相符，但是卻 27.

(33) 與我們假設處分係數越高的資產在下一期的表現會較差所期待的結果不同。本文認為可能與投信的投資行為偏向於中短期投資有關。由於投信偏向中期投資，在一年內有可能已經改變對處分效果顯著的資產的投資決策，使得我們以年為單位的研究無法直接看到處分效果高的資產在下一期中會有較差的表現。此結果也隱含投信無論在景氣興盛或是景氣蕭條時，都有良好的決策能力。換句話說，投信在景氣繁榮時選擇握有虧損資產不只是因為處分效果，而是確定資產下一期會反轉，因此處分係數高的資產並不一定會在下一期表現得較差。也因此，建立𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 並無法帶來正報酬。雖然𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 無法替我們賺取正報酬，但是此投資組合負報酬相當顯著，. 因此若投資人欲以投信的處分係數做為建立投資組合的標準，建議可以反向操作，建立買進第五組投資組合、放空第一組投資組合的部位以獲取正報酬。表 11 情境轉換測試結果－𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 年化平均報酬情境一情境二年化標準/共變異數情境一加權指數 𝑃𝑃投信,𝛼𝛼. 情境二加權指數 𝑃𝑃投信,𝛼𝛼. 加權指數. 𝑃𝑃投信,𝛼𝛼. -0.0013** 0.0013. -0.0028*** -0.0046***. 0.0003 0.0012. 0.0012 0.0993. 0.0001 0.0002. 0.0002 0.0437. 情境一. 情境二. 0.9659 0.0341 情境一. 0.0237 0.9763 情境二. 0.4098. 0.5902. 情境轉換機率情境一情境二遍歷機率. 28.

(34) 情境一 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 情境二 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 圖 3 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃投信,𝛼𝛼 三、. 自營商處分係數投資組合與前述推論相似，根據情境轉換測試結果的表 12 與圖 4，推論市場在情境一正經歷衰退且不可預測性高的狀態。表 12 中也顯示投資組合𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼. 與加權指數在情境二中利用 99%的信心水準檢驗顯著為正相關。而遍歷機率的部分則說明景氣較繁榮的情境會發生的機率（0.6134）較景氣差的情境會發生的機率（0.3866）高，進一步暗示此投資組合可以獲利的機率較低。 𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼 顯示其報酬表現會隨著景氣狀況不同而改變，在情境一的表現. 較好且信心水準 90%下為顯著為正報酬，情境二中則以信心水準 99%檢驗為顯著的負報酬。此一結果與我們在表 8 中發現自營商第一組投資組合的平均處分係數在景氣佳與景氣差時差異最大，因而推論其報酬最容易會隨著景氣波動的結果相符。此情境轉換結果同時也隱含在景氣處於衰退時，自營商的決策能力較差，才會讓處分效果較高的資產在下一期有好的表現，讓𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼. 有正報酬；相反的，自營商在景氣狀況較好時的擇股能力較佳，代表自營商處分效果較明顯的資產，是因為自營商認為有後續動能會帶來報酬，才會願 29.

(35) 意在股價下跌的時候選擇持有而不是出清部位。因此，若在景氣繁榮的時候以賣出高處分效果而買入低處分效果建立投資組合並不能獲利，反而會讓我們虧損。表 12 情境轉換測試結果－𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼 加權. 𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼. 情境一. -0.0015*. 0.0294*. 情境二. 0.0013. -0.0036***. 加權. 0.0004. 0.0006. 𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼. 0.0006. 0.1032. 加權. 0.0001. 0.0001***. 0.0001***. 0.0430. 情境一. 情境二. 情境一. 0.9638. 0.0228. 情境二. 0.0362. 0.9772. 遍歷機率. 情境一. 情境二. 0.3866. 0.6134. 年化平均報酬. 年化標準/共變異數情境一. 情境二. 𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼. 情境轉換機率. 情境一 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 情境二 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 圖 4 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃自營商,𝛼𝛼 30.

(36) 第二節過度自信壹、. 資料分析本研究利用蔡坤興（2006）的修正過度自信係數（β），計算出 2005 年至. 2012 年三大法人各年度的過度自信係數後，將三大法人每個年度的過度自信係數由高排至低，分成五個投資組合。第一組投資組合會包含較高的過度自信係數資產，過度自信係數較低的資產則包含在第五組投資組合內。在表 13 中，我們可以觀察自營商的五組投資組合過度自信係數均較外資、投信的五組投資組合過度自信係數高，代表自營商在三大法人中最有過度自信傾向。本研究利用 Wilcoxon Rank sum test 檢驗第一組與第五組投資組合的過度自信係數是否有顯著的不同。檢定後發現外資、投信、自營商第一組投資組合與第五組投資組合的平均過度自信係數皆有顯著的差異。代表外資、自營商在面對第一組與第五組投資組合時皆有顯著的投資行為差異。因此，本文期待可以藉由此行為差異的結果以及先前對於高過度自信係數隱含下一期會有低報酬的假設來利用賣出包含高過度自信係數公司的第一組和買進包含低過度自信係數的第五組的方法來建立新投資組合𝑃𝑃法人,𝛽𝛽 ，並期待𝑃𝑃法人,𝛽𝛽 能為我們帶來正報酬。. 表 13 三大法人投資組合 ─ 過度自信係數外資. 投信. 自營商. 第一組. 0.5244. 0.5447. 0.6578. 第二組. 0.3921. 0.4204. 0.5206. 第三組. 0.3196. 0.3394. 0.4387. 第四組. 0.2538. 0.2544. 0.3506. 0.1181. 0.1062. 0.1871. 100. 100. 100. 是. 是. 是. 第五組 Wilcoxon 檢定值. 6. 第一組與第五組是否存在顯著差異 6. 利用 Wilcoxon Rank sum test 31.

(37) 根據表 14，外資、投信、自營商在景氣佳的時候平均過度自信係數都比在景氣差時的過度自信係數高，代表在景氣較好的情況下，機構投資人的過度自信傾向會比景氣狀況不好的時候明顯。其中，投信的過度自信係數無論在景氣佳或是景氣差時都為三大法人中最高，因此，我們推論投信的過度自信傾向最為明顯。基於上述討論，本研究將預期我們利用顯著的過度自信係數差異所建立的新投資組合𝑃𝑃法人,𝛽𝛽 中，𝑃𝑃外資,𝛽𝛽 對於市場狀況變化最為敏感，而𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 的表現會最好且波動度低，而𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽 的表現將介於𝑃𝑃外資,𝛽𝛽 與𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 之間。表 14 三大法人各年度過度自信係數. 外資. 投信. 自營商. 第一組. 第五組. 第一組. 第五組. 第一組. 第五組. 2005. 0.5946. 0.0875. 0.6608. 0.218. 0.5575. 0.0236. 2006. 0.6172. 0.1387. 0.6942. 0.2245. 0.5575. 0.1305. 2007. 0.5347. 0.1063. 0.6358. 0.1637. 0.5556. 0.1028. 2008. 0.5086. 0.0889. 0.6294. 0.1815. 0.4933. 0.0313. 2009. 0.6236. 0.2649. 0.7003. 0.2331. 0.531. 0.181. 2010. 0.4613. 0.1112. 0.6746. 0.1981. 0.495. 0.1639. 2011. 0.3936. 0.0363. 0.6217. 0.1204. 0.4928. 0.0186. 2012. 0.4562. 0.0917. 0.6564. 0.1556. 0.5072. 0.0372. 整體. 0.2143. -0.2601. 0.1205. -0.4068. 0.2428. -0.2452. 景氣佳. 0.5560. 0.1060. 0.6705. 0.1994. 0.5407. 0.0638. 景氣差. 0.5044. 0.1215. 0.6524. 0.1794. 0.5135. 0.0995. 32.

(38) 與第一節中的方法相同，為了更清楚了解過度自信係數對於股價報酬的影響，本研究利用在（t-1）期藉由當期過度自信係數高低所建立的五組投資組合當作標的物，在第 t 期的第一個交一日買進、最後一個交易日賣出，觀察五組投資組合的績效表現，且將一年定義為一期。表 15 為我們利用 2005 年至 2012 年的每日交易資料所計算出來的係數建立的投資組合，在 2006 年至 2013 年的平均報酬統計資料。其中𝑃𝑃法人,𝛽𝛽 為我們買進第五組及賣出第一組所建立的新投資組合。. 在表 15 中我們一樣利用台灣銀行一年期定存（1.355%）當作無風險利率得. 到投資組合的超額報酬，並利用此超額報酬計算出夏普指數（Sharp-Ratio）及索提諾比率（Sortino-Ratio），讓我們可以更清楚的知道在面對風險時𝑃𝑃法人,𝛽𝛽 能力會是如何。. 結果顯示，三大法人中只有自營商的平均超額報酬有明顯的從第一組到第五組投資組合漸漸增加，代表只有利用自營商的過度自信係數組成的投資組合會符合我們的假設：過度自信係數越高的投資組合會表現的越優異。風險指標方面則顯示𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽 的夏普指數最高，代表整體來說𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽 在面對風險時多承擔一單位風險時所獲得的超額報酬最高，表現的最好。但是𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 的索尼諾比率最高，隱含景氣較差的時候𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 最有承擔風險的能力。. 33.

(39) 表 15 投資組合報酬的統計資料─過度自信係數第一組第二組第三組第四組第五組外資. 𝑃𝑃法人,𝛽𝛽. 平均超額報酬 0.0003 0.0003 0.0002 0.0003 0.0004. -0.0001. 標準差. 0.0018 0.0017 0.0017 0.0015 0.0016. 0.0003. Sharp-ratio. 0.1740 0.1960 0.1730 0.1450 0.1520. -0.2049. Sortino-ratio. 0.3950 0.3300 0.4460 0.2990 0.6180. -0.2562. 投信. 過度自信. 平均超額報酬 0.0001 0.0003 0.0001 0.0001 0.0003. 0.0002. 標準差. 0.0017 0.0017 0.0017 0.0016 0.0016. 0.0003. Sharp-ratio. 0.0663 0.1477 0.0419 0.0835 0.1843. 0.6601. Sortino-ratio. 0.2021 0.2517 0.0563 0.1136 0.9599. 11.6136. 自營商平均超額報酬 0.0001 0.0001 0.0004 0.0007 0.0009. 0.0008. 標準差. 0.0016 0.0017 0.0018 0.0026 0.0024. 0.0017. Sharp-ratio. 0.0556 0.0828 0.2270 0.2880 0.3864. 0.4829. Sortino-ratio. 0.0718 0.1869 0.5776 0.6519 4.1139. 3.3866. 34.

(40) 貳、. 情境轉換分析本章節與第一章的步驟相仿，利用二情境無落後項的情境轉換模型分析我們. 利用買入低過度自信係數、賣出高過度自信係數所建立的投資組合𝑃𝑃法人,𝛽𝛽 與加權. 指數在樣本期間內的時間序列資料，得各情境下的平均報酬、變異數、共變異數、在各情境間彼此轉換的平滑機率以及遍歷機率。結果呈現於表 16 至表 18，各情境的平滑機率變化如圖 5 至圖 7 所示。一、. 外資過度自信係數投資組合圖 5 中情境一的平滑機率在 2008 年至 2009 年的金融海嘯時期幾乎都等於 1，且在 2010 年的歐債危機發生後開始有大幅度的波動，甚至在許多國家債券到期最高峰時的 2012 年更是明顯。除此之外，情境一也捕捉到 2013 年的美債到期危機。表 16 顯示加權指數與投資組合𝑃𝑃外資,𝛽𝛽 在情境一的標準. 差皆大於在情境二的標準差，且加權指數在情境一時為負報酬，但是在情境二時卻為正報酬。因此本文認為市場處在情境一時表現較差且波動度高，而在情境二時有較好的表現且可預測性較高。若專注在投資組合𝑃𝑃外資,𝛽𝛽，則可以看到𝑃𝑃外資,𝛽𝛽 無論在情境一或是情境二皆為負報酬，代表此投資組和無論市. 場處於何種狀態都無法為我們帶來獲利，且該投資組合在景氣狀況較穩定的情境二下表現的更是不理想。此結果呈現出過度自信程度較高的資產在下一期表現的並沒有較差，代表外資選擇在股票上漲時選擇持有股票而不是售出是因為相信該資產在下一期有持續的動能可以獲利，而不只是因為過度自信。換句話說，外資無論在景氣繁榮或是在景氣衰退的情境下皆有良好的決策能力，且在景氣狀況好的時候表現得更優異。. 35.

(41) 表 16 情境轉換測試結果－𝑃𝑃外資,𝛽𝛽 年化平均報酬情境一情境二共變異數矩陣情境一加權 𝑃𝑃外資,𝛽𝛽. 情境二加權 𝑃𝑃外資,𝛽𝛽. 加權. 𝑃𝑃外資,𝛽𝛽. -0.0017 0.0013. -0.0013 -0.0037. 0.0004 -0.0002. -0.0002 0.2453*. 0.0001 0.0004. 0.0004 0.1004. 情境一. 情境二. 0.9491 0.0509 情境一. 0.0268 0.9732 情境二. 0.3447. 0.6553. 情境轉換機率情境一情境二遍歷機率. 情境一 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 情境二 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 圖 5 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃外資,𝛽𝛽 36.

(42) 二、. 投信過度自信係數投資組合由於加權指數在情境一為顯著負報酬，且標準差較情境二時大。加上在圖 6 中，情境一皆在有金融事件發生時呈現較高的平滑機率，代表情境一中景氣預測性低且氣氛低迷。在情境一中，𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 以信心水準 90%顯著為正報酬，而在熊市時表現的. 較差，以信心水準 99%檢驗顯示為顯著負報酬，而在景氣差的有相反的結果。其中，我們將𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 與𝑃𝑃外資,𝛽𝛽 、𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽 的情境轉換測試結果做比較，發現 𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 在景氣狀況較差的情境一中所得到的變異數最小且報酬率最高，代表. 此投資組合在面對風險時最為穩健，與我們在表 14 中的假設相同。同時，. 在情境一中，𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 與加權指數為負相關，顯示在景氣差的時候我們可以利用投信的過度自信係數組成𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 以獲取較低風險的報酬。除此之外，我們先前在表 15 中發現𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 的索提諾指數最高，代表𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 處理風險的能力最. 佳。此一發現也可以在本測試結果中獲得證實。. 此情景轉換結果也暗示了投信選擇買進股票的能力在景氣繁榮的時候較好，而在景氣差的時候能力也變差，呈現較有過度自信的傾向。也因此 𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 只能在景氣蕭條的時候為我們帶來顯著的正報酬。. 37.

(43) 表 17 情境轉換測試結果－𝑃𝑃投信,𝛽𝛽 加權. 𝑃𝑃投信,𝛽𝛽. 情境一. -0.0017*. 0.0356*. 情境二. 0.0013. -0.0066***. 加權. 0.0004. -0.0012. 𝑃𝑃投信,𝛽𝛽. -0.0012. 0.1206. 加權. 0.0001. -0.0000***. 𝑃𝑃投信,𝛽𝛽. -0.0000***. 0.0456. 情境一. 情境二. 情境一. 0.9491. 0.0268. 情境二. 0.0509. 0.9732. 遍歷機率. 情境一. 情境二. 0.3655. 0.6345. 年化平均報酬. 共變異數矩陣情境一. 情境二. 情境轉換機率. 情境一 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 情境二 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 圖 6 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃投信,𝛽𝛽. 38.

(44) 三、. 自營商過度自信係數投資組合此情境轉換的平滑機率如圖 7 所示，波動程度較外資及投信大，尤其是在 2010 年歐債危機爆發及 2012 年危機到達頂峰時的波動最為明顯，顯示 𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽 對於市場事件的反應非常劇烈，與自營商原始的投資策略即為重視. 題材、短線佈局的行為非常相似。除此之外，加權指數在情境一中為顯著負報酬，以及上述所提及的金融事件皆表現在情境一的平滑機率，因此我們可以相信情境一為空頭市場、情境二為多頭市場。另外，情境一的遍歷機率（0.4252）也與情境二的遍歷機率（0.5748）差異不大，意即多空頭市場在整個樣本資料期間會出現的機會差不多。 𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽 的報酬在此情境轉換結果中表現得非常優秀，無論在景氣繁榮. 亦或是景氣蕭條時皆在信心水準 99%下有顯著的正報酬，且表現較大盤優異許多。此結果也暗示了自營商整體的選股能力不理想，有明顯的過度自信現象。換句話說，自營商在股價上漲時選擇買進，並期待下一期表現會更加出色，但是資產往往在下一期表現皆會開始下。也因此，我們可以利用賣出高過度自信係數、買入低過度自信係數的投資組合建立𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽 來獲取正報酬。. 39.

(45) 表 18 情境轉換測試結果－𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽 加權. 𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽. 情境一. -0.0014*. 0.0028***. 情境二. 0.0014. 0.0012***. 加權. 0.0003. -0.0009. 𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽. -0.0009. 0.1604. 加權. 0.0001. 0.0002. 𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽. 0.0002. 0.0356. 情境一. 情境二. 情境一. 0.9413. 0.0434. 情境二. 0.0587. 0.9566. 遍歷機率. 情境一. 情境二. 0.4252. 0.5748. 年化平均報酬. 共變異數矩陣情境一. 情境二. 情境轉換機率. 情境一 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 2011/1/3. 2012/1/3. 2013/1/3. 情境二 1 0.5 0 2006/1/3. 2007/1/3. 2008/1/3. 2009/1/3. 2010/1/3. 圖 7 二情境轉換模型之平滑機率走勢圖－𝑃𝑃自營商,𝛽𝛽. 40.

(46) 第陸章結論與建議第一節結論本研究利用 2005 年至 2013 年的台灣上市股票三大法人的買賣資料做為樣本，主要目的是想探討台灣股票市場的外資、投信與自營商這三大法人是否有處分效果與過度自信效果。本文分別以 Weber and Camerer（1998）所提出的處分係數以及蔡坤興（2006）所提出的修正過度自信係數，檢驗是否有處分效果與過度自信效果，並檢驗有處分效果與過度自信效果的資產在未來下一期是否有較高的報酬。再者，利用有處分效果與過度自信現象的資產與沒有處分效果與過度自信現象的資產建立投資組合，觀察後續是否能為我們帶來報酬。最後，我們利用馬可夫情境轉換模型，將樣本期間依照樣本資料的特徵（例如：平均數、標準差、共變異數）區分為兩種情境，分別探討在不同的景氣狀況下三大法人的行為是否會有所改變。根據使用馬可夫鏈來描述情境轉換行為的無落後項之兩情境轉換模型，可將樣本期間區分為兩種情境，情境一為波動度高的蕭條期，其捕捉到了 2008 年的金融海嘯期間，此時的加權指數報酬率急速下降。於此情境下，外資有處分效果而沒有過度自信現象，代表外資在選擇買進股票時的能力較好而在處置資產時的能力較差；投信則沒有處分效果而有過度自信傾向，隱含投信處分資產時較理性，但是在擇股時能力較差且不理性；最後，自營商同時處分效果和過度自信，代表在景氣蕭條時自營商的選擇持有及買入資產的決策都不理性且不正確。情境二為持續時間較長的景氣繁榮期，捕捉到 2008 年金融海嘯後的復甦期以及 2013 年的平穩期，此時外資有處分效果而無過度自信現象，意指外資在可預測性較高的時候擇股能力較佳，而在處分資產的決策方面較不正確、不理性；投信則是沒有處分效果也沒有過度自信現象產生，代表投信的買賣決策都相對正確且理性；自營商則是沒有處分效果而有過度自信現象，代表自營商在景氣好的時候容易受過度 41.

(47) 自信而買進高估的股票，但是在發現資產價值下降時會有較佳的處置能力。. 42.

(48) 第二節研究建議本研究為求簡化，在資料蒐集、模型假設以及投資策略的建構上多有限制，使得研究結果與實務操作可能會有落差，故建議日後相關研究可以由以下方面著手進行加強：一、本研究主要專注於三大法人在整體股票市場上的行為，可能會忽略法人對於不同產業類型的公司股票交易行為上的其他資訊，故建議相關研究可增加產業的變數進行分析，增加研究的準確度。二、本研究採用馬可夫鏈來描述情境轉換的行為，假設本期情境僅取決於上期情境，為了更有效的預測，建議可以將其他可能會影響情境變化的外生變數加入馬可夫鏈。另外，亦可將可能的外生變數納入情境轉換模型做為自變數以提高模型的準確度。三、本研究未考慮交易成本、相關稅收，並假設法人得在任何時點無限制的利用收盤價買賣股票，但實務上並非如此，故建議可納入交易成本或是交易限制的考量以縮小理論與實務的差異。. 43.

(49) 參考文獻壹、. 中文部分. 1.. 莊文議，2013，「過度自信交易行為誰比較嚴重」，科學發展期刊，487，72-73。. 2.. 許祐瑞，2002，「台灣股市散戶與三大法人處分效果之研究」，國立高雄第一科技大學金融營運系碩士論文。. 3.. 陳真真，2005，「散戶投資人是否教機構投資人更加過度自信」，東海大學企業管理研究所碩士論文。. 4.. 湯承庭，2013，「行為財務學處分效果與過度自信實證分析」，國立政治大學金融學系碩士論文。. 5.. 黃美滿，2004，「我國機構投資人過度自信交易行為之實證研究，以外資、投信為例」，國立雲林科技大學財務金融系碩士班碩士論文。. 6.. 楊又慈，2007，「台灣股市處分效果與過度自信交易策略之研究」，國立雲林科技大學財務金融系碩士班碩士論文。. 7.. 楊鎰鴻，2013，「以情境轉換模型建構外匯投資組合績效分析」，國立政治大學金融學系碩士論文。. 8.. 劉佳奇，2006，「投資人的過度自信、從眾行為與交易績效」，國立中山大學財務管理學系碩士論文。. 9.. 蔡坤興，2006，「報酬率、融資交易量與過度自信之相關性研究」，國立雲林科技大學財務金融系碩士班碩士論文。. 44.

(50) 貳、 1.. 英文部分. Daniel Kahneman and Amos Tversky, 1979, “Prospect Theory: An Analysis of Decision under Risk”, Econometrica, 47（2）, 263-291.. 2.. Daniel Kahneman and Mark W. Riepe, 1998, “ Aspect of Investor Psychology“, Journal of Portfolio Management, 24（4）, 52-65.. 3.. Hersh Shefrin and Meir Statman, 1985, “The Disposition to Sell Winners Too Early and Ride Losers Too Long: Theory and Evidence”, The Journal of Finance, 40（3）, 777-790.. 4.. Hersh Shefrin and Meir Statman, 1994, “Behavior Capital Asset Pricing Theory”, Journal of Financial and Quantitative Analysis, 29（3）, 323-349.. 5.. Hung Chih Li, Chao Hsien Lin, Teng Yuan Cheng and Syouching Lai, 2013, “How Different Types of Traders Behave in The Taiwan Future Markets”, The Journal Of Future Market, 33（12）, 1097-1117.. 6.. Martin Weber and Colin F. Camerer, 1997, “The Disposition effect in securities trading: an experimental analysis”, Journal of Economic Behavior & Organization, 33, 167-184.. 7.. Pei-Gi Shu, Yin-Hua Yeh, Shean-Bii Chiu, Hsuan-Chi Chen, 2005, “Are Taiwan Individual Investors Reluctant to Realize Their Losses?”, Pacific-Basin Finance Journal, 13, 201-223.. 8.. Terrance Odean, 1998, “Volume, Volatility, Price, and Profit When All Traders Are Above Average”, The Journal of Finance, 78（6）, 1887-1934. 9.. Terrance Odean, 1999. "Do Investors Trade Too Much?", American Economic Review, 89（5）, 1279-1298.. 45.

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