■劉　玥

A股短期收益反轉現象及其成因

■劉玥

本文以周為時間頻率考察了A股普通股股票短期收益反轉的現象，并且從個股和市場整體兩個角度，分別討論了反轉的成因。研究發(fā)現，A股存在非常強烈的反轉現象，并且波動率是反轉收益的主要來源。從橫截面上看，對于大部分的持有期而言，只有當個股波動率增加后，反轉現象才開始出現并顯著；從時間序列上看，Fama-French三因子模型并不能有效解釋反轉帶來的收益，但是加入市場波動率變量后，截距項的顯著性消失了，意味著反轉收益來源于市場波動率。

短期反轉；周收益；波動率；過度自信

劉玥，廈門大學嘉庚學院助教，研究方向為資產定價、行為金融。（福建廈門363105）

一、引言

Fama（1970）把市場有效性問題定位為股票價格是否及時、充分、完整地對信息做出反應。如果一條信息會對股票的內在價值產生影響，那么股票價格應該在市場得到這條信息時迅速發(fā)生變化，而且變化的幅度正好合適。投資者既不會反應過度，也不會反應不足。因此，在新的信息到來之前，股票價格是對的（等于股票的內在價值）；而新的信息到來之后，股票價格迅速調整到新的價格（等于股票新的內在價值），而且這個調整是瞬間發(fā)生的，投資者不可能在信息披露之后利用這條信息交易，取得超額投資報酬。然而Jegadeesh（1990）和Lehmann （1990）提供了短期收益反轉的實證證據，意味著股票的收益率序列在一定時期內呈現負相關關系，即形成期較短（1周或1個月）時個股收益在未來某一段時間內會發(fā)生反向修正，導致過去的輸家未來會戰(zhàn)勝過去的贏家，這與有效市場假說不符。

由于在有效市場中基礎價值的系統性變化不太可能在以周頻率的時間間隔內發(fā)生，因此考察市場是否有效，即可以通過考察股票周內的短期收益是否有預測能力來得出結論。近期我國學者的一系列研究表明，A股的確存在短期反轉現象（潘莉、徐建國，2011；譚小芬、林雨菲，2012；江曙霞、陳青，2013；田利輝、王冠英、譚德凱，2014），并且發(fā)現股票市值、分析師關注程度、成交量、非流動性等變量會對反轉收益產生影響。但是要注意的是，這些變量僅加大或者減小反轉帶來的收益，而并非反轉產生的原因。

Daniel、Hirshleifer和Subrahmanyam（下稱DHS，1998）提出投資者對私人信息的過度自信會導致過度反應。Jiang、Lee和Zhang（2005）支持DHS模型，同時認為波動率增加時，投資者的過度自信程度也會加劇。Avramov、Cheng和Hameed（2015）在此基礎上將波動率劃分為個股波動率和市場波動率兩個不同的變量。因此本文從橫截面和時間序列兩個角度出發(fā)，考察波動率對我國股市短期收益反轉的影響。

二、文獻綜述

學術界關于動量與反轉的討論一直絡繹不絕。買入形成期內收益最高的股票組合同時賣出收益最低的股票組合，該策略若在持有期內獲得穩(wěn)定的正收益，則稱之為收益動量效應①也被稱為價格動量，指的是以累積收益率進行排序的策略。，反之，若獲得穩(wěn)定的負收益，則稱之為收益反轉效應。國外針對收益反轉的研究主要集中在長期（3～5年）和短期（1周或1月）。事實上，學者們對短期收益反轉效應是否存在的爭議很小，絕大多數研究結論都是支持的，如Lehmann（1990）利用短期收益反轉構造的投資組合在未來的每周平均收益率為1.21%，未來的52周平均收益率為62.81%，證明了短期收益反轉效應的存在。之后Jegadeesh和Titman（1993）也支持了短期收益反轉的存在，并且在有名的動量效應文章中，提出在形成期和持有期之間要刪除第一周的數據，理由是周報酬會帶來短期反轉。在此之后的絕大部分文章都支持短期收益反轉理論，并且在計算動量效應時也保持一致的刪除了第一周的數據。不過，Roberto和Eric（2008）發(fā)現周報酬反轉后有長期持續(xù)的動量，動量產生的收益甚至抵消了最初的反轉并且在全年內產生一個顯著的動量效果。

Campbell、Grossman和Wang（下稱CGW，1993）認為，如果流動性交易者賣出導致股票價格的下降，則這種交易壓力的產生與消除會伴隨著巨大的成交量，而厭惡風險的效用最大化的投資者可能要求一個更高的預期報酬。因此他們預測只有流動性交易者的交易壓力造成的劇烈價格波動才會導致反轉現象，即伴隨高成交量的價格變動更容易出現反轉。Avramov、Chordia和Goyal（2006）根據CGW的模型提出推論，股票非流動性對短期收益反轉具有影響力。非流動性越強，短期反轉越明顯。Zhang （2006）認為消息的不確定性越大，則估值難度越大，投資者過度自信的程度就會越嚴重。他用六個指標來反映消息的不確定性，分別為股票的市值、年齡、分析師關注程度、分析師盈余預測分歧、股價波動率、現金流波動率。Avramov、Cheng和Hameed （2015）認為從市場整體而言，流動性、收益狀態(tài)以及波動率都會影響投資者的過度自信程度。同時在此基礎上還考察了個股收益的波動率、市值以及情緒等因素的影響。

我國學者對A股短期收益反轉現象的研究中，若樣本時間為早期，則結論大多為存在動量而非反轉，如朱戰(zhàn)宇、吳沖鋒、王承煒（2003）。在潘莉、徐建國（2011）1995～2001年的子樣本中也同樣發(fā)現周收益率僅在形成期和持有期均為1周的情況下出現了反轉，當持有期加大后，反轉逐漸消失，甚至開始出現動量。但是若樣本時間為后期，如2002～2008年，則短期反轉效應變得普遍存在（潘莉、徐建國，2011）。除此以外，動量效應也容易發(fā)生在日頻率的研究中，如翟愛梅、羅偉卿（2013）發(fā)現動量效應僅在超高頻率下顯著存在，即日交易數據更容易出現動量效應，而周、月頻率上存在反轉效應。田利輝、王冠英、譚德凱（2014）用日、周、月的不同時間頻度，同樣發(fā)現僅有日數據偶爾出現動量效應，而其他周期則表現為顯著的反轉效應，其中超短期和長期反轉效應尤為顯著。

肖峻、陳偉忠、王宇熹（2005）以一周為形成期和持有期時，發(fā)現強烈的收益反轉。其中，輸家組合收益反轉最為強烈，是策略收益的主要貢獻者。表明中國投資者對可能導致股價下跌的（壞）消息更易產生過度反應，并且高成交量組合經歷更強烈的反轉。游家興（2008）研究周頻率下短期（1、2至4周）、中期（12至24周）、長期（48周）的不同組合，結果發(fā)現市場在短期的反向策略獲利性顯著，中期慢慢反轉收益慢慢變小甚至不顯著，長期呈現動量但也大多不顯著。通過將投資者分為個體和機構投資者后，發(fā)現個人投資者的反應過度主導了整體股市短期內反應過度這一特征。機構投資者的反應過度現象大多不明顯。王春峰、郝鵬、房振明、梁崴（2009）同樣發(fā)現短期投資策略存在反轉效應。其中，輸家組合展現的反轉效應比贏家組合更顯著，并且高換手率高非流動性組合比低換手率低非流動性的股票組合更容易發(fā)生反轉效應。潘莉、徐建國（2011）發(fā)現在周頻率下，交易量的影響是不穩(wěn)健（robust）的。在1995～2001年，持有期為1周的時候，交易量的增加加大了動量收益，持有期增加為6 或8周時，高交易量增加了反轉收益。而在2002～2008年，高交易量卻增加了反轉收益。楊德勇、王家慶（2013）發(fā)現超短周內，A股市場存在顯著的反轉效應，贏家組合和輸家組合均實現收益反轉，并且認為這種反轉收益來源于市場交易制度（漲跌停板和做空限制）和A股市場結構（投機性強）。

國內學者雖然利用很多變量（尤以成交量和非流動性居多）試圖來尋找反轉效應的影響因素并取得了一定的成果，但事實上那些不具備這些特征（如低非流動性）的股票仍然會經歷反轉，只不過有這些特征的股票所呈現出的反轉更強烈一些罷了，因此仍然不能解釋反轉產生的原因。并且這些研究僅從橫截面出發(fā)，考慮同一時期下不同股票之間存在的反轉程度的差異，而未能從時間序列的角度解釋為什么不同時期的A股反轉程度不同。本文以波動率為研究變量，分別從橫向和縱向兩個角度研究反轉收益的來源。

三、樣本數據和研究方法

（一）樣本來源

文中數據來自于銳思數據庫。研究樣本為滬深A股普通股股票（剔除ST、SST、*ST、S*ST、PT類股票），考慮到1996年12月16日起我國股市實行漲跌幅10%的限制，為避免交易制度的變化對收益的影響，因此本文的樣本時間為1997年1月至2015年12月。同時，為排除新股上市初期異常收益的影響，新股上市6個月內的數據被剔除在樣本之外。如果一周交易數據少于3日，則該周數據予以剔除。

（二）變量定義

1.周收益

由于本文考察的是股市的短期收益反轉現象，因此以周為研究的頻率。周收益為考慮了現金紅利再投資的周累積收益率。由于A股的流動性很強，所以不需要像國外的相關研究一樣以周四至下周三為一個收益周期。事實上經檢驗，無論采用何種周期計算出來的周收益對本文的結果都沒有影響。

2.個股波動率

借鑒Zhang（2006）的變量，本文試圖用個股波動率來解釋短期反轉收益的來源①除了個股波動率外，本文還考慮了非流動性變量。但是和前人的結論類似，非流動性會加劇反轉的收益，但是不能解釋為什么在低非流動性的投資組合中，仍然出現了短期反轉現象。。一般認為，個股的波動率越高，則公司價值越難以判斷。在這種情況下，投資者更注重私人信息，從而加劇過度自信的程度。本文選用周內日超額收益（日收益率減去平均加權市場收益率②與減去加權市場收益率得出的本文結果是一樣的。）的標準差來衡量個股波動率。

3.市場波動率

根據前人研究結果的總結可以發(fā)現，不同時期的A股其短期收益動量或者反轉的結論不一致。因此除了橫截面的角度外，還需要考慮時間變化的影響。本文借鑒Avramov、Cheng和Hameed（2015）的變量，考察了市場波動率對短期收益反轉的解釋能力③在研究中，還考慮了Avramov、Cheng和Hameed（2015）文中的其他兩個變量：市場非流動性和前期市場的收益狀態(tài)。但是這兩個變量對A股的短期收益反轉都沒有解釋能力，因此本文沒有納入這兩個變量。。市場波動率等于樣本中個股波動率的簡單平均值。

（三）研究方法

1.構建投資組合

由于有效市場中基礎價值的系統性變化不太可能在以周單位的時間間隔內發(fā)生，而當時間拉長后，情況就很可能會發(fā)生變化。因此本文只考察以1周為形成期的股票短期收益對未來是否具有預測能力。

沿用Jegadeesh、Titman（1993）的方法來研究A股市場的短期收益反轉現象。以一周為形成期（j= 1），對樣本內個股的周累積收益率進行排序，最高的10%的股票被稱為贏家，最低的10%的股票被稱為輸家。通過買入贏家賣出輸家來構建投資組合，考慮該組合在未來持有期（k）期間的平均收益率。由于Roberto和Eric（2008）發(fā)現美國股市周收益在最初的兩個星期反轉，但是接下來會產生長期持續(xù)的動量。因此本文不僅關注形成期后最初幾周的投資組合收益，還關注一年內的多周表現，即k=1、2、3、6、12、18、26、52④在研究中還考慮了k=104、k=156兩個更長的持有期。但針對這兩個持有期的結論和k=52是一樣的，為了節(jié)約篇幅，所以在文中沒有顯示更長期的結果。。在構建投資組合時，如國內外大多數的研究一致，采用重疊抽樣法（類似可見，魯臻和鄒恒甫，2007；潘莉和徐建國，2011；田利輝、王冠英、譚德凱，2014）。這樣形成期和持有期會出現相互交叉的情況，優(yōu)點是樣本個數能夠滿足概率統計的自由度要求，避免樣本偏差過大，從而保證了檢驗的解釋能力。但是缺點是在計算獲得的組合收益率數據具有自相關和異方差特征，因此需要用Newey、West（1987）的估計方法對t值進行調整。本文中給出的所有t值均是經過Newey-West調整后的值。

若持有期收益顯著為正，則說明贏家跑贏了輸家，即呈現動量效果，收益越大，動量越劇烈；若持有期收益顯著為負，則說明輸家跑贏了贏家，即呈現反轉效果，收益越小，反轉越劇烈；若持有期收益不顯著，則說明對未來沒有預測能力。同時為了排除Fama-French三因子（下稱FF-3）對投資組合收益率的解釋能力，還對投資組合持有期原始收益（Raw）進行了調整。方法如Roberto和Eric（2008）、賀京同和鄭為夷（2013），即對收益進行三因子回歸，取其截距項作為FF-3調整后的收益。

2.構建個股波動率分組下的投資組合

根據個股波動率對股票進行分組的方法，采用的是國外根據因子分組考察動量或反轉的經典方法（Zhang，2006；Da、Liu、Schaumburg，2014；Avramov、Cheng、Hameed，2015）。每周，樣本內的所有股票根據它們上一個星期的收益分成5個投資組合（從低到高，M1至M5）。進一步地，對于每一個投資組合，又根據個股波動率的大小分成5個投資組合（從小到大，U1至U5），這樣就形成了5x5的投資組合。通過觀察分組后的持有期收益是否存在變化規(guī)律，可以判斷出個股波動率對反轉是否有影響力。

3.回歸分析

為了解釋為什么在有的樣本期間內A股股票呈現短期收益反轉，而有的期間內又沒有短期收益反轉的現象，還需要考察隨時間變化的市場整體的波動率對反轉收益的影響。這里借鑒Avramov、Cheng、Hameed（2015）的回歸辦法①同樣地，t值也用Newey-West的方法進行調整。。首先根據形成期收益率將樣本股票分為10組，計算投資組合持有期的收益率。對該收益率進行回歸，方程如下：

WMLt是持有期贏家股票減去輸家股票的平均收益。a0是Intercept，即截距項。Ft代表FF-3，包括市場因子（RMRF）、市值因子（SMB）和賬面市值比因子（HML）。MktVolt-1是形成期的市場波動率。et是隨機擾動項。通過對比方程1和2中MktVolt-1因子加入與否對Intercept的影響，可以判斷出市場的狀態(tài)對短期收益反轉的解釋能力。

接下來，對贏家股票和輸家股票分別進行回歸，方法同上。但是被解釋變量換為贏家股票的超額收益或者輸家股票的超額收益。超額收益為減去市場無風險利率的持有期收益。

最后，對樣本5x5分組后的高、低個股波動性對應的WMLt以及差值分別進行回歸，對比市場狀態(tài)對高、低個股波動率造成的反轉收益是否存在不同的影響。

四、實證結果及分析

（一）短期收益反轉現象是否存在

從1997年1月至2015年12月的每個星期，根據個股的周累積收益率排序。買入贏家組合賣出輸家組合。表1報告了不同持有期下投資組合的收益率。其中Raw代表周累積平均收益率，Fama-French代表FF-3模型中的截距項，即與三因子風險無關的超額收益率。由于前人研究中大多發(fā)現早期的A股市場反轉的現象很弱，因此為了驗證樣本期間對反轉的影響，本文還將樣本期間分為1997～2001、2002～2008、2009～2015年三個子樣本，即表1中的Panel B至Panel D。*、**、***分別代表10%、5%、1%的顯著水平。

從Panel A中可以看出，就整體而言，周收益的確具有預測能力。通過買入贏家賣出輸家而形成的投資組合在接下來的短（1至6周）、中（12至26周）持有期內的平均收益顯著為負（介于-0.72%至-0.05%之間），這意味著我國A股的確存在著非常明顯的短期收益反轉現象。并且隨著持有期的增加，反轉帶來的收益慢慢減小直至消失，但是不會出現動量。并且該結論對于經過FF-3風險調整后的超額收益，仍然成立，即三因子模型無法解釋該反轉收益。

表1　多樣本期內投資組合收益率（%）

參考潘莉、徐建國（2011），將樣本分為多個時期后發(fā)現，Panel B即1997～2001年的時間段中，僅在持有期為1個星期時，存在顯著的反轉效應（-0.33**）。而在其他持有期內，均不存在反轉，甚至會出現不顯著的正收益。這與潘莉、徐建國（2011）結論一致。在Panel C、Panel D中，短期、中期均存在反轉效應，甚至在最近的樣本期間（2009～2015年）內，52周仍然存在顯著的反轉（-0.03*）。這意味著反轉的現象會隨時間發(fā)生變化，并且有逐年加劇的趨勢。

（二）個股波動率對短期收益反轉的影響

前人的研究表明并不是所有股票都經歷相同程度的短期收益反轉。對于那些難以判斷價值的公司，由于投資者難以從公開市場獲得有效信息，因此只能依靠私人信息做出判斷，從而產生過度自信，最終導致反轉。Zhang（2006）認為股票的波動率可以反映消息的不確定性。為了驗證個股波動率對反轉的影響，本文依據形成期收益率和波動率來構建5x5的投資組合。

表2　不同波動率下的反轉收益（%）

續(xù)表2

從表2中可以看出，在各個持有期中個股波動率與未來持有期的收益率始終存在顯著的負相關。不論是輸家組合，還是贏家組合，U5-U1的值總是顯著為負，說明隨著波動率的上升，未來的收益顯著下降。如，當k=1時，輸家中波動率最小的20%的那一組股票在接下來1周的平均收益率是0.71%，而最大的20%的那一組平均收益率是0.13%，且兩者間的差值（U5-U1）是-0.58%（t=-9.45）。

當持有期為1周時，對于任何同一個等級的波動率來說，通過買入贏家賣出輸家而構建的投資組合的收益都是顯著為負的（對應的M5-M1的值顯著為負），意味著短期收益反轉效應非常明顯。但是高個股波動率和低個股波動率對應的投資組合收益差值僅為0.06%，并且不顯著（t=0.68）。這說明個股波動率無法解釋持有期為1周的短期收益反轉。

然而當持有期開始增加時，情況就不同了：低波動率的投資組合對應的反轉效應消失了，而高波動率下仍然存在強烈的反轉。買入贏家中高波動率的股票同時賣出輸家中高波動率的股票，甚至在k=52時，該投資組合持有期內平均收益仍為顯著的負收益（-0.02%*）。并且對于大部分的持有期而言，高波動率和低波動率投資組合之間的差異是顯著的，如k=6時，差值為-0.17（t=-4.59），意味著個股的波動率的確會影響短期反轉的收益。對于低波動率的個股，反轉效應不存在；而那些高波動率的個股則經歷非常顯著的收益反轉。

（三）市場波動率對短期收益反轉的影響

個股波動率可以很好地解釋除持有期為1周以外的收益反轉效應。但是對持有期為1周的反轉卻無能為力。既然，個股波動率反映的是針對個別股票的橫向對比，那么從縱向上來看，整個市場不同時期的市場波動率的變化，對收益反轉現象會不會有影響呢？

每一周，買入周累積收益前10%的股票，同時賣出后10%的股票形成投資組合，利用前述Model1、Model2考察時間序列回歸中投資組合在持有期的平均收益與形成期市場波動率的關系。從表3中可以看出，三因子模型所無法解釋的短期反轉產生的收益，卻可以被市場波動率完美地解釋。如當k=1時，方程1的截距項為-0.007（t=-7.10），意味著投資組合的收益中有-0.7%的收益是FF-3的三個因子（RMRF、SMB、HML）所無法解釋的，短期收益反轉的現象非常明顯。而當模型中加入市場波動率（MktVol）后，反轉收益消失了（0.005），說明市場中之所以會出現顯著的短期收益反轉現象，實際上是由形成期的市場波動率導致的，當考慮該因子后，反轉就消失了，甚至會出現動量。并且，市場波動率和未來的投資組合收益之間存在顯著的負相關（MktVol的系數為-0.626***），即市場波動率越大，反轉越強烈，也就可以解釋為什么后期樣本中反轉效應比前期更加顯著。這可能是因為隨著互聯網的普及，投資者獲取信息的渠道逐步擴充，投機交易加劇了整體市場的波動水平，從而導致了更強烈的反轉。

表3　市場波動率和短期收益反轉①研究中發(fā)現不論持有期為短期、中期還是長期，結論都是相似的。因此為了節(jié)約篇幅，表中只報告k=1和k=6兩個持有期的結論。

而通過對贏家和輸家超額收益的回歸對比可以發(fā)現，贏家經歷了更多的反轉，如k=1時，三因子調整后的超額收益為-0.5%（t=-8.48），而輸家為0.2%（t=3.31），與何誠穎、陳銳、藍海平、徐向陽（2014）的結論一致。這可能是由我國股市限制做空、做空成本過高的市場結構導致的。當加入市場波動率作為解釋變量后，贏家的負收益消失了，相反呈現正的收益（0.005**）。并且市場波動率與贏家的超額收益是負相關（-0.500***），而與輸家的超額收益是無關（0.126）。意味著市場波動率僅對贏家的超額收益有解釋能力，主要是通過影響贏家未來收益的下降來實現整個投資組合短期收益的反轉。

在確定了市場整體的波動率的確會導致短期收益反轉后，再進一步考察對于不同個股波動率的股票，市場波動率對反轉的影響是一致的還是有區(qū)別的。如前文結論一樣，從表4中可以發(fā)現k=1是一個反轉特別強烈的持有期。在該持有期中，不論是高波動率個股投資組合還是低波動率個股投資組合，都會產生非常顯著的反轉現象，并且兩者帶來的反轉收益沒有顯著的區(qū)別（0.000，t=0.26）。當持有期拉長后，低波動率個股的投資組合就不再有反轉的現象，如k=6時，經過三因子調整后的收益為-0.000（t=-0.31），而高波動率個股的投資組合收益為-0.002（t=-5.42）——反轉現象仍然存在，并且兩者之間的差異非常顯著（-0.002，t=-5.14）。

表4　市場波動率和高、低個股波動率下的短期收益反轉①同樣的，由于不同持有期結論都是相似的。因此為了節(jié)約篇幅，表中只報告k=1和k=6兩個持有期的結論。

但是不管對哪一個持有期而言，市場整體的波動性狀態(tài)對高、低波動率投資組合的收益都有一定的修正作用，提高了原有的收益水平。如k=1時，低波動率投資組合收益由-0.004變?yōu)?.006，而高波動率投資組合收益也由-0.004變?yōu)?.004。也就是說，反轉帶來的一部分收益是由市場整體的波動性導致的。同時，MktVol的系數也都是顯著的負相關，即市場波動率越大，反轉越劇烈。但是，在U5-U1 中MktVol的系數卻不顯著（0.084，t=0.36），意味著市場波動率對個股波動率下的短期收益反轉的影響是沒有顯著差別的，即整體市場的狀態(tài)和個股的特點是從縱向和橫向分別來影響反轉的，互不相關。

五、結論

前人對A股市場股票是否存在短期收益動量或反轉做了很多的研究，但是由于樣本期間等差異導致結論不一。本文使用1997年1月至2015年12月近20年的樣本期間，來考察周頻率下A股普通股股票是否存在短期反轉及其收益來源。由于樣本期間時間跨度大，因此可以規(guī)避異常年份的數據對結論帶來的影響。結論主要有以下幾點：

1.我國A股市場的確存在非常顯著的短期收益反轉現象。并且，隨著持有期的增加，反轉的收益逐漸減小，半年后基本消失，但不會轉換為動量。

2.當持有期為1周的時候，短期收益反轉最劇烈，并且其收益無法被形成期的個股波動率所解釋。然而當持有期增加后，低個股波動率的投資組合的收益變得不再顯著，也就意味著前期的收益對未來沒有預測能力，符合有效市場假說。但是，高個股波動率的投資組合仍然經歷非常強烈的反轉，這可能是因為個股波動率反映了關于公司價值的消息的不確定性。對于不確定性高的個股，投資者更容易產生過度自信，從而導致收益反轉。

3.三因子模型無法解釋短期反轉帶來的收益，但是形成期市場整體的波動率水平可以。對于樣本內所有普通股而言，從整體上反映出的反轉收益，事實上是由市場波動率導致的。市場波動率越大，贏家的反轉越劇烈，最終導致整個投資組合的收益反轉。并且，市場波動率不會因個股波動率的高低不同而對反轉收益產生不同的影響。兩者之間是相互獨立的，共同對反轉產生影響。

本文結論揭示了波動率是導致我國股票短期收益反轉的關鍵因素，這與我國投資主體特點是分不開的。我國投資者中個體投資者占多數，當市場波動較大、難以進行價值投資的時候，他們更容易盲目跟風、成為追漲殺跌的代表。同時，對于信息質量差的個股，他們又容易從過度自信轉為后悔心理，矯枉過正。

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