楊 英 杰， 周 戰(zhàn) 強， 李 德 峰

(1.中共中央黨校 報刊社，北京 100091； 2.中央財經大學 經濟學院，北京 100081；3.中央財經大學 金融學院，北京 100081)

一、引言

傳聞是股票市場上的一種常見信息。在正式傳播渠道供給信息不足的情況下，相當多的投資者尤其是個人投資者往往自覺或不自覺地利用傳聞作為投資參考，做出交易決策。一些消息靈通人士也會故意散布傳聞，吸引投資者交易，操縱股價變動。在這個過程中，個人投資者往往是傳聞事件的最大受害者。由此提出的一個重要問題是：既然個人投資者在出現(xiàn)傳聞的情況下會進行股票交易，那么是什么因素影響了他們的交易決策? 分析這一問題，對于深入理解個人投資者的交易決策過程，改進和完善股市傳聞治理，減少傳聞對個人投資者交易的影響，保護個人投資者利益都具有重要意義。

目前有關股市傳聞與交易行為的研究集中在兩個方面：一是借助事件研究法，實證分析傳聞事件對目標公司股票價格或交易量的影響；二是在理論上從社會互動角度揭示傳聞如何影響股價波動。這些實證研究關注的是傳聞與投資者交易決策的結果，即股票價格或交易量變動的關系，而沒有從微觀層面上對傳聞情景下投資者交易決策做出直接分析。雖然相關理論研究涉及傳聞情景下社會互動與投資者交易決策的關系，但并未得到實證結果的支持。因此，目前并不清楚傳聞情景下投資者的實際交易決策過程，這一決策過程仍是一個黑箱。本文實證分析上市公司傳聞情景下個人投資者交易決策的影響因素，對這一決策過程進行探討。

在股票市場上，既有關于宏觀政策和產業(yè)政策的傳聞，又有關于上市公司的傳聞。后者在市場中占有更大的比例，對投資者股票交易決策的影響更為具體明確，并且不涉及選擇股票的問題，因此本文選擇上市公司傳聞情景進行分析。個人投資者是股市傳聞產生影響的關鍵環(huán)節(jié)，最易受傳聞的影響，并且往往是其最大的受害者，因此,本文關注的是個人投資者的交易決策。由于傳聞傳遞是發(fā)送方將傳聞信息傳遞到接收方的過程，這一過程中涉及的因素，如傳聞信息、發(fā)送方和接收方，都可能影響接收方投資者的交易決策。本文借助對中國股票市場上個人投資者進行的傳聞問卷調查數(shù)據(jù)，采用logit模型和多項logit模型，實證發(fā)現(xiàn)傳聞信息的重要程度、發(fā)送方交易行為、交流與核實傳聞狀況、觀察到的相應股價變動情況等因素會影響其交易概率。

本研究的創(chuàng)新和貢獻表現(xiàn)在以下幾個方面：一是探究了傳聞情景下個人投資者交易決策的影響因素，豐富和拓展了有關投資者交易決策的研究，這對理解出現(xiàn)新聞信息情況下投資者的交易決策過程具有借鑒意義。二是在變量選擇上，直接用投資者的信息交流變量而不是用其他替代變量?，F(xiàn)有投資文獻多利用處于同一城市、社區(qū)或證券營業(yè)廳的投資者交易情況作為投資者之間信息交流的替代變量，而電話、互聯(lián)網等的發(fā)展使得個人投資者的實際信息交流可以突破地域限制，這樣形成的替代變量并不能完全反映投資者之間的信息交流情況。三是能為解釋傳聞對股價影響的理論模型提供一定的經驗證據(jù)。一些研究試圖構建理論模型，從先前投資人數(shù)、投資者之間的傳聞交流次數(shù)等角度來解釋傳聞對股價的影響，但其結論缺乏經驗支持，本文的研究在一定程度上支持了這些理論模型分析的結果。

二、文獻綜述

有關股市傳聞與交易行為的研究可以歸為實證研究和理論建模分析兩類。

(一)傳聞信息與交易行為的實證研究

傳聞信息會影響股價和交易量變動。Pound和Zeckhauser[1]、Zivney等[2]研究了《華爾街日報》上有關欄目中的接管傳聞對股價的影響，發(fā)現(xiàn)在公布它們之前，接管目標公司股價一般會有顯著上升。Jayaraman等[3]分析了并購傳聞公布前股票期權市場的交易活動，發(fā)現(xiàn)在公布并購傳聞之前，相關公司買賣方期權的交易活動顯著增加。Bettman等[4]研究了網上股票留言板記錄的接管傳聞，發(fā)現(xiàn)這些傳聞會導致顯著升高的異常收益率和交易量。在這些傳聞散布前后的24小時，相對于市場資產組合的異常收益為1.86%。Gao和Oler[5]分析了在公布接管之前目標公司股票的交易活動，發(fā)現(xiàn)在顯著價格變動之前存在異常高的交易量。Marshall等[6]研究了一條美國聯(lián)合航空公司申請破產傳聞的影響。這條傳聞導致該公司市值縮水73%，所有航空公司和聯(lián)合航空供應商的市值減少42億美元。國內學者劉華等[7]對中國股市傳聞的分析表明，在傳聞公布日前2天及后3天，傳聞消息對股價有明顯影響。陳靜和張曉明[8]、趙靜梅等[9]利用滬深兩市上市公司傳聞的研究表明，在傳聞公布日之前和公布當日股價明顯異動。

(二)傳聞信息與交易行為的理論模型分析

從理論上建模分析傳聞與交易行為的研究可以概括為兩個方面：一是注重行為模仿的作用。Banerjee[10]假設一個投資項目的收益僅為少數(shù)人所知，成本較高，但成本是私人信息，投資者只能觀察到其他投資者是否投資于這個項目，如果過去聽到傳聞而投資的人數(shù)多，后續(xù)投資者就越有可能模仿他們，進行投資。Avery和Zemsky[11]的研究表明，如果市場上擁有不太精確的信息，比如傳聞的投資者比例越高，他們越會忽略自己的信號，模仿其他人的行為。二是重視人際交流的作用。Kosfeld[12]建模分析了傳聞的口頭交流傳播過程。他假定傳聞交流僅限于熟人，交易者相信傳聞真假的概率依賴于與其交流傳聞的人數(shù)。交易者與熟悉的人交流越多，越可能相信傳聞。如果這種交流足夠有力，傳聞信息對目標商品持肯定態(tài)度，就會影響個人信念和交易策略，導致該商品的價格顯著上升?？梢?，他把價格演變歸結為交易者之間傳聞擴散的結果。Andrei和Cujean[13]在建模時也強調交流的作用，與Kosfeld不同，他們假定市場是集中的，但信息不是集中的，每個投資者都獲得一條有關資產收益的傳聞信息，隨著與更多投資者進行交流，收集到更多信息，傳聞信息的精確性逐漸增加，據(jù)此進行的交易也增加，這導致資產收益的動量，價格遠離基本價值。

從以上分析可以看出，有關傳聞的實證研究表明股價會對傳聞發(fā)生反應，這些研究集中于傳聞對股價和交易量的影響。無論是股價變動，還是交易量變動，都是投資者交易決策的結果?；诮灰讻Q策結果的研究，并未對其背后的投資者交易決策做出直接分析和評價。有關傳聞的理論研究從投資者交流、行為模仿等角度構建了分析傳聞對價格影響的模型，雖然涉及投資者交易行為，但缺少相應的經驗分析支持。本文實證分析了上市公司傳聞情景下個人投資者交易決策的影響因素，為現(xiàn)有理論模型提供了一定的經驗支持。

三、研究假設

由于傳聞是未經證實的信息，接收方出于利用、分享這一信息，減緩由此帶來的擔心或焦慮等動機，可能將它傳遞給別人。這一傳遞過程中涉及傳聞信息及其發(fā)送方、接收方，它們都可能會影響接收方即受訪個人投資者的交易決策。在傳聞信息方面，本文關注的是傳聞信息的重要性和可信性。重要性是形成傳聞的必要條件。可信性主要是因為傳聞是未經證實的信息，接收方會懷疑傳聞的真實性，會根據(jù)對其真實性的相信程度做出合適的行動選擇。就傳聞發(fā)送方而言，這里考察的是發(fā)送方根據(jù)傳聞的交易行為。發(fā)送方把傳聞信息傳遞給接收方的同時，也可能把自己是否根據(jù)傳聞進行交易的信息傳遞給接收方。行動勝過語言。行為傳遞出的傳聞真實性的信號要遠強于傳聞信息本身的交流。就傳聞接收方來說，這里關注的是其交流傳聞、核實傳聞、觀察到相應股價變化情況、對傳聞的態(tài)度。傳聞出現(xiàn)后，接收方需要對其進行解釋和求證。接收方除了利用發(fā)送方傳遞的信息外，還可能會去搜索官方發(fā)布的相關澄清信息，或者搜索其他相關信息，核實傳聞真實性，也可能通過與他人交流傳聞信息，或者觀察相應股價變化情況，形成對傳聞真實性的判斷，做出合適的行為選擇。另外，接收方對傳聞的一般態(tài)度或看法也會影響其行為反應。

(一)傳聞信息的重要性

傳聞形成的一個重要條件是傳聞事件的主題必須對傳聞發(fā)送方和接收方具有某種重要性，對他們來說，沒有任何重要性的事件不可能形成傳聞。在證券市場上，傳聞事件內容廣泛，主要涉及兼并收購、資產重組、經營業(yè)績、高管變動、投融資、主力走勢、宏觀和產業(yè)政策等，這些事件與投資者利益密切相關，對其投資的重要程度不言而喻。這些傳聞信息一旦出現(xiàn)，就可能影響一些投資者的買賣決策，引起股價變化。它們對投資者的重要程度存在一定差異，影響也就有所不同，重要的傳聞對交易決策的影響相對要大。因此可提出以下假設：

假設1：對個人投資者交易越重要的傳聞，越可能引發(fā)交易行為。

(二)傳聞信息的可信性

在股票市場上，股價的未來變化是不確定的，投資者需要信息來解釋和預測價格變化，作為進一步行動的參考，但這種信息需求一般都難以得到滿足，即信息需求往往超過了來自制度渠道的信息供給，產生了信息真空，就可能出現(xiàn)傳聞。傳聞在一定程度上填補了信息真空，滿足或者緩解了人們的信息需求。但是傳聞作為一種未經證實的信息，其接收方從開始就對它抱有懷疑態(tài)度，不知其真假?？赡芙涍^一段或短或長的時間，傳聞所涉及的機構或個人才公開澄清它的真實性；也有的傳聞可能不了了之，永遠得不到證實。因此，想利用傳聞獲得先機的投資者必須對傳聞的真實性有一個判斷。他們相信傳聞的真實性越高，越可能采取交易行動。因此可以提出以下假設：

假設2：個人投資者越相信傳聞是真實的，就越可能進行交易。

(三)傳聞發(fā)送方的交易行為

傳聞一般出現(xiàn)在模糊的情境之中。在這種情境中，人們往往無法確定該采取什么行為更合適，因此會積極了解周圍其他人的行為選擇，作為自己行為的參照和借鑒。周圍其他人的行為選擇在一定程度上暗示了解決問題的一種途徑，會被模仿。越是模糊不清的情境，就越可能模仿其他人的選擇。尤其是在重大突發(fā)性事件傳聞出現(xiàn)時，一些人甚至會不假思索地模仿其他人的行為。有關社會互動與投資選擇的研究表明，投資者的決策會受到周圍人投資行為的影響。一個投資者的投資選擇與其鄰居、同社區(qū)或同一證券營業(yè)廳投資者的投資行為存在一定的關聯(lián)關系。傳聞發(fā)送方的交易行為最有可能被接收方獲知，并加以模仿。其實，如果發(fā)送方根據(jù)傳聞進行交易，這就傳遞給接收方一個傳聞可能更為真實可信的信號，他就有可能也采取相應的交易選擇。因此可以形成以下假設：

假設3：個人投資者在獲悉傳聞發(fā)送方進行了交易后更可能選擇交易。

(四)傳聞信息交流狀況

傳聞出現(xiàn)后，人們對相關事件的解釋性信息產生了需求，如果主流媒體未能及時有效地刊載相關澄清信息，或者由于個人專業(yè)知識所限，無法或難以對傳聞事件進行核實，人們就有通過相互議論獲得解釋的動機。傳聞接收方既可能與發(fā)送方進行信息交流，又可能會主動與親屬、朋友、同事等同伴群體進行交流和討論，獲取更多信息，降低傳聞的模糊性，做出對傳聞的合理判斷。因此，一方面，傳聞的傳遞過程也是投資者之間的信息交流過程。如果一個投資者與鄰居、親戚、朋友等之間的交流越多，越可能參與市場投資。傳聞交流可以減少資產價值的不確定性，增加利潤。另一方面，由于存在群體壓力，同伴群體會展現(xiàn)出某種一致的行為模式，促進其成員行為趨于某種一致化，即出現(xiàn)從眾行為，從而影響到投資者的交易決策和行為。因此可提出以下假設：

假設4：與同伴群體交流傳聞信息的個人投資者更可能進行交易。

(五)股價變動情況

與個人投資者是否相信傳聞相比，市場上其他投資者是否相信傳聞顯得更為重要。市場上其他投資者對傳聞的總體看法可以通過股市價格變化反映出來。也就是說，價格變動實際上可以作為一個市場信號，傳遞著市場上其他投資者對傳聞的看法和行動。股價近期變化會對投資者的交易行為產生影響。如果一個投資者在聽到或看到傳聞時，觀察到目標公司的股價發(fā)生了相應變動，就很可能會認為股價變動是由這個傳聞引起的，其他投資者了解的信息更多、更精確，相信傳聞揭示的股價變動趨勢，并采取交易行動。由此可以形成以下假設：

假設5：看到傳聞目標公司股價發(fā)生變動的個人投資者更可能進行交易。

(六)傳聞核實狀況

傳聞的一個重要特征是并不總能立即被證實，這反映了傳聞信息證明材料的質量差。在這種情況下，個體就會產生焦慮或擔心，并可能導致自我控制感缺失。為了減少焦慮或擔心，獲得對環(huán)境的自我控制感，個體就會有強烈的動機，來獲取有關事件的清晰信息或真實情況，借此確定自己的行為。在證券市場上，接到傳聞的投資者獲取傳聞事件清晰信息或真實情況的一條主要途徑是，查看有無關于傳聞的澄清信息。根據(jù)中國證監(jiān)會2007年頒布并實施的《上市公司信息披露管理辦法》，上市公司如果出現(xiàn)公司業(yè)績、重大事項等傳聞，應當及時披露相關信息。因此，傳聞目標公司會在上海和深圳證券交易所網站以及《中國證券報》《上海證券報》等證監(jiān)會指定報刊上公開發(fā)布傳聞澄清公告。除此以外，一些媒體如《證券導報》《深圳商報》《每日經濟新聞》《股市動態(tài)分析周刊》等對其中一些傳聞進行求證后，也會發(fā)布澄清消息。多數(shù)研究表明，這些傳聞澄清信息會引起股價發(fā)生波動，這說明投資者可能會根據(jù)傳聞的核實情況采取相應的交易決策。由此可以形成以下假設：

假設6：核實傳聞的個人投資者更可能進行交易。

(七)投資者關于傳聞的態(tài)度

態(tài)度是個體對外界事物的一種穩(wěn)定的心理準備狀態(tài)或行為傾向。個體對待某一事物的態(tài)度是逐步學習形成的，一旦形成就會影響人們的行為。Berkowitz[14]的研究表明，雖然態(tài)度和行為之間可能會出現(xiàn)不一致，但是如果測量態(tài)度和行為的標準相匹配，態(tài)度對行為就會有很強的預測能力。態(tài)度強度越大，其影響就越大。在證券市場上，態(tài)度會影響到投資者的資產配置行為。在我國證券市場出現(xiàn)的傳聞中，相當大比例的傳聞澄清信息并沒有給出證實或證否傳聞的結論，還有一些傳聞始終沒有澄清信息。一些個人投資者在接到傳聞又沒有權威確認信息的情況下，對待傳聞無法做到無動于衷，只好抱著“寧可信其有，不可信其無”的態(tài)度對待它。更有甚者，有些傳聞會出現(xiàn)先否認而后證實的澄清信息，這進一步強化了這種態(tài)度。如果個人投資者對這種態(tài)度或看法越贊同，越可能根據(jù)傳聞進行交易。因此可以假設：

假設7：越贊同“寧可信其有，不可信其無”看法的個人投資者越可能進行交易。

四、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自于2011年2～3月對中國股市個人投資者的抽樣問卷調查。調查內容涉及投資者的基本特征、股市傳聞的產生、傳遞和影響等方面。為避免受訪者對股市傳聞的理解偏差，在調查問卷的扉頁上給出了股市傳聞的工作定義：股市傳聞是指任何與股票市場有關的難以立即確定真實性或精確性的消息、報告、聲明或故事。調查采用多階段分層隨機抽樣方式進行，首先，在全國地級及其以上城市中隨機抽取14個城市：北京、赤峰、德陽、南充、南寧、紹興、沈陽、通遼、邢臺、徐州、揚州、宜賓、銀川、玉溪。其次，在其中人口規(guī)模較大的5個城市中，每個城市隨機選擇2個證券營業(yè)廳，其余每個城市各隨機選擇1個證券營業(yè)廳。再次，在其中每個證券營業(yè)廳，采用隨機偶遇抽樣的方式，借助調查問卷扉頁上的甄別問題，抽取30名“3個月內曾聽到或看到股市傳聞”的個人投資者進行問卷調查。一共發(fā)放調查問卷570份，最后回收有效問卷503份。

我們分析了該問卷調查的信度和效度。整個問卷中涉及投資者態(tài)度或看法的題目有9個，①主要包括兩類：一是受訪者對所報告?zhèn)髀劙l(fā)生的可能性、可信度、重要性、傳聞目標的印象的看法；二是他們對傳聞的普遍看法，如一般傳聞信息的重要性，傳聞與新聞可靠度比較，對于傳聞“寧可信其有，不可信其無”、中國股市就是消息市、尋找莊股信息的看法等。據(jù)此，我們利用克朗巴哈系數(shù)(Cronbach’s Alpha)檢驗了問卷調查的內部一致性信度，結果表明對這些態(tài)度或看法的克朗巴哈系數(shù)值在0.73～0.77之間，這說明該調查內部一致性信度較高。然后，利用因子分析檢驗了問卷調查的結構效度。求解因子載荷使用的是主成分方法，并經過方差最大化的正交旋轉。結果表明，提取出3個公共因子，它們能解釋總體方差的65.16%，每一態(tài)度或看法在其中一個公共因子上的因子載荷值較高，達到0.63以上，這說明該調查的結構效度較好。

我們還對比了該問卷調查與2011年進行的中國家庭金融調查的人口統(tǒng)計學特征。兩個調查中受訪者的平均年齡分別為37.95歲和38.09歲，相差無幾；男性比例分別為54.4%和50.7%，較為接近。另外，兩個調查的拒訪率分別為9.6%和11.6%，也比較接近。這說明該問卷調查具有一定的代表性。

調查問卷中關于傳聞與交易決策方面的問題為本研究提供了數(shù)據(jù)資料。刪除非上市公司傳聞以及本研究涉及的相關問題上數(shù)據(jù)不全的資料，最后得到的有效樣本量為331。

(二)變量說明

本研究涉及的變量見表1。

1.因變量

本研究的因變量是個人投資者的交易決策(RDEC)。它可以分為兩種情形：一是受訪投資者是否根據(jù)傳聞進行了交易，記為RDEC1。如果他根據(jù)傳聞進行了交易，RDEC1=1；否則，RDEC1=0。二是定義了一個包含3個類別的細分交易變量RDEC2。如果受訪投資者沒有根據(jù)傳聞進行交易，RDEC2=0；如果根據(jù)傳聞賣出，RDEC2=1；如果根據(jù)傳聞買入，RDEC2=2。

2.自變量

(1)傳聞信息的重要性(IMP)。在有關傳聞的研究中，一般用受訪者對傳聞信息重要程度的評價作為傳聞重要程度的衡量指標?？紤]到股市傳聞可以分為利好和利空兩類，這里利用受訪者對傳聞信息利好或利空程度的判斷作為傳聞重要程度的衡量指標，用數(shù)字0到3表示傳聞信息重要程度越來越大。

表1 變量說明及描述性統(tǒng)計

注：對于只有兩類的變量，給出的是選擇“1”的百分比；對于3類別的變量，給出的是每個類別的百分比。

(2)傳聞信息的可信性(CRED)。Difonzo[15]等學者用受訪者最初獲悉傳聞時相信它是真實的程度來衡量傳聞信息的可信性。這里借用這一衡量指標，采用從“完全不相信”到“完全相信”的7等級Likert選項來衡量可信性的變化。

(3)傳聞發(fā)送方交易行為(SDEC)。已有研究在考慮投資者受他人交易行為的影響時，一般采用相同城市、相同社區(qū)或相同營業(yè)部中其他投資者的交易行為作為分析變量。由于其他投資者交易的股票可能與考察投資者交易的股票沒有關系，即使交易的股票相同，其動機也可能不一樣，這里以受同一傳聞信息影響的發(fā)送方交易行為作為分析變量，它與接收方的交易行為更有對應性。如果傳聞發(fā)送方根據(jù)傳聞進行了交易，SDEC=1；否則，SDEC=0。

(4)傳聞信息交流狀況(TRANS)。Hong[16]等學者的研究利用是否知道近鄰、是否訪問鄰居、人際交往等作為投資者交流變量，這類變量測度的交往內容可能非常廣泛，不僅包括投資事項，還包括很多其他事項。由于投資者接到傳聞后，可能會與同伴群體成員針對傳聞信息進行交流，在交流過程中傳聞發(fā)生傳遞，因此可以用受訪者接到傳聞后是否傳遞傳聞這一更有針對性的指標來測度傳聞信息交流狀況。如果受訪者傳遞了傳聞，TRANS=1；否則，TRANS=0。

(5)相應股價變化情況(PRICE)。一般采用股價變動數(shù)據(jù)來衡量股價變化情況，由于受訪投資者根據(jù)傳聞交易決策的具體日期難以確定，因此利用他接到傳聞后相應股價是否有變化的回答作為股價變化情況的測度。如果受訪投資者接到傳聞后，發(fā)現(xiàn)相應股價有一定變化，PRICE=1；否則，PRICE=0。

(6)傳聞核實狀況(CHECK)。投資者核實傳聞的信息可能來自上市公司的正式公告、媒體求證信息或其他間接證明材料。這里以受訪投資者在接到傳聞后是否核實傳聞來衡量。如果受訪者接到傳聞后，尋找信息，核實傳聞的真實情況，CHECK=1；否則，CHECK=0。

(7)投資者關于傳聞的態(tài)度(ATTI)。以受訪投資者對傳聞“寧可信其有，不可信其無”的贊同程度來衡量，采用從“非常不同意”到“非常同意”的7等級Likert選項來衡量贊同程度的變化。

3.控制變量

為了減少遺漏變量帶來的估計偏誤，我們盡可能地控制了有可能影響交易決策的變量。投資者的個人特征及傳聞傳遞特征會影響其投資決策，這包括投資者的性別、年齡、文化程度、過度自信、風險承受程度、處理傳聞的經驗、傳聞傳遞渠道等。性別(SEX)變量中，如果受訪者是男性，SEX=1；否則，SEX=0。年齡(AGE)以受訪者填寫的歲數(shù)表示。文化程度(EDU)以受訪者是否受過大學教育加以衡量，如果受過?？萍捌湟陨辖逃珽DU=1；否則，EDU=0。過度自信程度(CONF)以受訪者對投資水平的判斷來衡量，如果認為自己的投資水平高于平均水平，CONF=1；否則，CONF=0。風險承受程度(RISK)以受訪者的投資是否保守來測度，如果投資保守，RISK=1；否則，RISK=0。處理傳聞的經驗用EXP表示，如果受訪者有一定的相關知識或經驗，EXP=1；否則，EXP=0。傳聞傳播渠道用SOUR表示，如果受訪者獲得的傳聞信息來自報刊、電視、廣播等傳統(tǒng)媒體，SOUR=1；否則，SOUR=0。

(三)分析思路和模型

本研究的因變量是個人投資者在接到傳聞后的交易行為選擇，它是一個分類變量，因此這里采用logit類模型進行上述7個假設的檢驗分析。具體分析思路是：首先，把個人投資者接到傳聞后的交易行為選擇分為兩類，即交易和不交易，使用下列l(wèi)ogit模型進行假設檢驗分析。

+α8SEX+α9AGE+α10EDU+α11CONF+α12RISK+α13SOUR+α14EXP+ε

(1)

其中P(RDEC1=0|X)、P(RDEC1=1|X)分別表示給定自變量與控制變量情況下受訪者選擇不交易和交易的條件概率，ε是隨機誤差項。

其次，由于利用logit模型的分析只能說明這些自變量是否影響受訪個人投資者選擇交易的可能性，但沒有說明它們對受訪者買入、賣出決策是否都有影響。因此，把受訪投資者接到傳聞后的交易行為選擇分為賣出、買入和不交易3類，利用下列多項logit模型做進一步的假設檢驗分析。

+α8SEX+α9AGE+α10EDU+α11CONF+α12RISK+α13SOUR+α14EXP+ε

(2)

其中因變量有3個類別，以不交易即第0類為參照類別，i=1和2分別表示賣出和買入。

五、實證結果分析

(一)變量描述性統(tǒng)計

表1右側5列給出了變量的描述性統(tǒng)計結果?？梢钥闯?，樣本中55.93%的受訪者是男性，男性比例略高于女性。受訪者的平均年齡在39歲，超過七成的受訪者受過大學教育。在證券投資上風險承受程度較低的受訪者占37.16%，過度自信的比例較低，僅占12.16%。78.25%的受訪者具有一定處理傳聞的知識或經驗。38.91%的受訪投資者會根據(jù)傳聞進行交易，其中有8.51%、30.40%的受訪投資者分別選擇了賣出、買入。這說明傳聞對相當多受訪者的交易行為產生了影響。在受訪者報告的傳聞中，有18.48%來自報刊、電視、廣播等傳統(tǒng)媒體。他們對傳聞重要程度的評價平均較低，這可能是由于傳聞是一種未經證實的信息。平均來說，他們有點相信傳聞是真實的，可能覺得是無風不起浪。傳聞發(fā)送方的交易比例為17.65%，遠低于受訪投資者的交易比例，可能原因是如果傳聞發(fā)送方在和受訪投資者交流后進行交易，受訪投資者可能并不知道。由于傳聞信息的不確定性，有56.40%的受訪者在接到傳聞后會與他人交流傳聞信息，但是搜集信息、核實傳聞真實性的受訪者比例并不高，僅占26.22%。有超過六成的受訪投資者接到傳聞后發(fā)現(xiàn)股價發(fā)生了相應變化。平均而言，受訪者對傳聞“寧可信其有，不可信其無”的贊同程度處于中間水平。

表2給出了變量的Pearson相關程度和方差膨脹因子。可以看出RDEC1與IMP、CRED、TRANS、PRICE的相關程度相對稍強，與其他變量之間的相關程度較弱。自變量和控制變量之間相關程度絕大多數(shù)相對較弱，其方差膨脹因子(VIF)小于10，說明不存在多重共線性問題。

(二)logit模型回歸結果分析

表3給出了以RDEC1，即投資者交易、不交易為因變量的logit模型估計結果。模型1～7是在考慮控制變量后，每次加入一個自變量的估計結果，可以看出這些自變量符號均為正，至少在5%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。模型8是所有自變量都放入模型的估計結果，可以看出，CRED、ATTI分別在5%、10%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，其他自變量都在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。下面根據(jù)模型8對估計結果進行分析。

表2 變量的相關程度和方差膨脹因子

注：變量行和列的1-15分別表示變量DEC1、IMP、CRED、SDEC、TRANS、PRICE、CHECK、ATTI、SEX、AGE、EDU、CONF、RISK、SOUR、EXP。

表3 logit模型回歸估計結果

注：(1)括號中的是標準誤；(2)***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上統(tǒng)計顯著；(3)為節(jié)省篇幅，略去了7個控制變量系數(shù)的估計結果。

IMP的系數(shù)為正值，并且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，在保持其他條件不變的情況下，傳聞重要程度一個標準差的增加，導致交易發(fā)生比是原來的1.787倍。這說明在其他條件不變的情況下，越重要的傳聞越可能導致受訪投資者進行交易。這驗證了假設1。這與Pound和Zeckhauser、趙靜梅等發(fā)現(xiàn)的股價受傳聞影響的實證結果相符合。

CRED的系數(shù)為正，僅在5%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，在其他條件不變情況下，受訪者最初相信傳聞為真實的程度增加一個標準差的幅度，導致交易發(fā)生比是原來的1.280倍，說明受訪者越相信傳聞是真實的就越可能進行交易。這驗證了假設2。

SDEC的系數(shù)為正，并在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，在其他條件不變時，獲悉傳聞發(fā)送方交易行為的受訪者的交易發(fā)生比是沒有了解到這一信息受訪者的3.002倍，說明如果傳聞發(fā)送方根據(jù)傳聞進行了交易，受訪投資者更可能進行交易。這驗證了假設3?？梢?，受訪投資者的交易行為會受到周圍其他投資者交易行為的影響，這與Ivkovic和Weisbenner、Ng和Wu的實證研究結果一致。

TRANS的系數(shù)為正，并且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，在其他條件不變的情況下，交流傳聞的受訪者的交易發(fā)生比是不交流者的2.615倍，說明如果受訪投資者與他人交流傳聞信息，更可能進行交易。這驗證了假設4。這與Kosfeld、Andrei和Cujean在理論分析中得出的交流傳聞信息會導致參與者交易的結論相一致，為他們的模型提供了經驗支持。

PRICE的系數(shù)為正，并在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，在其他條件不變情況下，看到股價變化的受訪投資者的交易發(fā)生比是未看到的3.755倍，說明如果傳聞出現(xiàn)后其目標公司股票價格發(fā)生相應變化，受訪投資者更可能進行交易。這驗證了假設5。這與Grinblatt和Keloharju、何基報和魯直有關股價變動與投資者交易的實證結果一致。股價變動是前面一些投資者交易的結果。如果受訪者認為股價變動是由傳聞造成的，就會認為在他之前接到傳聞的一些投資者進行了交易，可能也會采取相應的交易行為，這與Banerjee、Avery和Zemsky的理論分析結論相符。

CHECK的系數(shù)為正，并且在1%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，在其他條件不變情況下，核實傳聞的受訪投資者的交易發(fā)生比是未核實的2.687倍，說明如果受訪投資者對傳聞信息進行了核實，更可能進行交易。這驗證了假設6。這與張寧和劉春林、賈明等利用傳聞澄清信息與股價交易數(shù)據(jù)實證分析的結論相似。

ATTI的系數(shù)為正值，僅在10%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，在保持其他條件不變的情況下，對“寧可信其有，不可信其無”觀點的贊同程度增加一個標準差的幅度，導致交易發(fā)生比是原來的1.206倍。說明如果受訪投資者對這一觀點越贊同，越可能進行交易。這驗證了假設7。

(三)多項logit模型回歸結果分析

利用多項logit模型的估計結果見表4。①利用Hausman檢驗對“獨立于無關類型假設”進行了檢驗，沒有發(fā)現(xiàn)違背該假設的證據(jù)?？梢钥闯?，CRED的系數(shù)在“賣出對不交易”方程中為負值但不顯著，這可能與厭惡損失有關；在“買入對不交易”方程中為正值，且在5%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，說明傳聞可信程度對買入可能性存在顯著影響。ATTI的系數(shù)在“賣出對不交易”方程中為正值且在5%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，說明該變量對賣出可能性存在顯著影響，但在“買入對不交易”方程中為正卻不顯著?？赡艿脑蚴牵簩τ跊]有持有股票的投資者，遇到利好傳聞，能獲得進一步證實傳聞的信息，才可能會買入，否則就會去關注其他投資機會。對于持有股票的投資者，如果獲悉利空傳聞，在“寧可信其有，不可信其無”的作用下，覺得賣出可能沒什么收益，但至少可以避免價格下跌帶來的損失，因此更有可能會賣出；如果傳聞是利好信息，就可能會繼續(xù)持有(即不進行交易)，除非利好程度足夠大，能得到進一步的證實信息，否則不會增持。其余5個自變量的系數(shù)均為正值，至少在10%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著，這進一步驗證了假設1、3～6。進而可以利用似然比檢驗分析每個自變量對因變量是否有顯著影響。檢驗的零假設是某一自變量不影響因變量，也就是說它在兩個方程的系數(shù)都為零。檢驗結果見表4第4列，可以看出，除ATTI變量的似然比檢驗在10%顯著性水平上統(tǒng)計顯著外，其余自變量的似然比檢驗都至少在5%的顯著性水平上統(tǒng)計顯著。因此，可以拒絕這些自變量在兩個方程中的系數(shù)同時為零的假設，說明它們對受訪者選擇買入或賣出的可能性有顯著影響。

表4 多項logit模型回歸估計結果

注：(1)括號中的是標準誤；(2)***、**、*分別表示在1%、5%、10%顯著性水平上統(tǒng)計顯著；(3)為節(jié)省篇幅，略去了7個控制變量系數(shù)的估計結果。

值得注意的是，這些變量在兩個方程中的系數(shù)并不相同。因此有必要檢驗一下同一變量在不同方程中的系數(shù)是否存在顯著差異，為此進行了Wald檢驗。檢驗的零假設是某一自變量在兩個方程中的系數(shù)相等。檢驗結果見表4第5列，可以看出，兩個方程中CRED變量的系數(shù)在5%的顯著性水平上存在顯著差異，說明傳聞可信性對買入的影響明顯大于賣出的。其他自變量對于受訪者選擇賣出與買入的影響沒有明顯差異。

(四)穩(wěn)健性分析

1.利用替代變量進行穩(wěn)健性分析

通過替代變量后進行l(wèi)ogit模型和多項logit模型的回歸估計，可以考察結果的穩(wěn)健性。具體按以下兩種方式進行：一是替代傳聞信息可信性變量。在調查問卷中有個問題是“當您最初聽到或看到這一傳聞時，您認為它描述的事件有可能發(fā)生嗎？”，采用從“完全不可能”到“完全可能”的7等級Likert選項來衡量，這里用它(以CRED1表示)替換CRED變量，然后進行l(wèi)ogit模型和多項logit模型回歸估計，二是替代傳聞信息交流狀況變量。在問卷中我們設計了一個問題“您是否將這一傳聞告訴他人？”該題的選項可以歸為“沒有告訴”“告訴了，沒有討論”“告訴了，并進行了簡要討論”“告訴了，并進行了積極討論”四類，分別賦值1～4，數(shù)值越大代表信息交流越多。采用它(以TRANS1表示)替代TRANS，然后進行l(wèi)ogit模型和多項logit模型回歸估計。不論根據(jù)哪個模型的估計結果，都可以看出前面分析的結論基本成立。

2.利用變換樣本量進行穩(wěn)健性分析

通過對問卷調查數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，受訪投資者對于傳聞目標公司的名稱填寫存在不完整、不準確等現(xiàn)象，填寫的有些傳聞屬于宏觀、產業(yè)政策等方面的，不屬于上市公司傳聞。因此這里采取兩種方式變換樣本量進行穩(wěn)健性檢驗：一是把宏觀、產業(yè)政策等非公司傳聞也包括進來，共319個樣本量，進行l(wèi)ogit模型和多項logit模型回歸估計；二是只保留那些準確填寫傳聞目標公司名稱并能找到股票代碼的數(shù)據(jù)，共264個樣本量，進行l(wèi)ogit模型和多項logit模型回歸估計。無論是采取擴展后的樣本還是子樣本，檢驗結果與前面結果基本一致。①為節(jié)省篇幅，穩(wěn)健性分析的估計結果，如有需要請向作者索要。

六、結論及建議

傳聞是股票市場上正式傳播信息的補充，是信息不對稱情況下投資者對信息正常需求的反映。本文基于傳聞傳遞過程，借助對中國個人投資者進行的股市傳聞調查數(shù)據(jù)，采用logit模型和多項logit模型，探討了上市公司傳聞情景下個人投資者交易決策的影響因素，得出以下結論：(1)傳聞信息的重要程度與可信程度、發(fā)送方的交易行為、傳聞信息交流與核實狀況、相應股價變動、受訪投資者關于傳聞的態(tài)度都會影響其選擇交易的可能性；(2)傳聞信息的重要程度、發(fā)送方的交易行為、傳聞信息交流與核實狀況、相應股價變動對于受訪投資者選擇賣出與買入可能性的影響沒有明顯差異；傳聞可信程度只明顯影響買入的可能性；受訪者關于傳聞的態(tài)度只明顯影響賣出的可能性。

從本研究可以得出下列建議：

首先，監(jiān)管部門應進一步規(guī)范上市公司信息披露。嚴格規(guī)范的上市公司信息披露制度是預防傳聞泛濫，減少其對投資者交易行為影響的重要手段。由于我國證券市場發(fā)展時間短，信息披露制度和執(zhí)行監(jiān)督上存在不完善、不規(guī)范之處，在信息的公開性、完整性、真實性、時效性等方面不盡如人意，容易引發(fā)市場傳聞。出現(xiàn)傳聞后，上市公司對傳聞澄清信息的披露存在信息不充分，質量不高，披露不及時不規(guī)范，澄而不清，先否認后肯定等問題。由于重要的傳聞信息和傳聞核實情況都可能影響個人投資者的交易選擇，因此要對信息披露的內容、時間、渠道等做出嚴格、明確規(guī)定，只有及時、全面、準確進行信息披露，才能減少傳聞，尤其是較重要傳聞的出現(xiàn)。如果投資者能夠及時、準確、方便地獲取到傳聞澄清信息，就會對傳聞可信程度做出合適判斷，減少傳聞的傳遞，做出合理的交易決策。同時，監(jiān)管部門要強化監(jiān)管，嚴厲打擊和處罰上市公司信息披露的不實行為。

其次，上市公司要認真對待和處理傳聞。不管是什么性質的傳聞，如果頻繁出現(xiàn)，就會影響投資者對目標公司的信任，這對目標公司的發(fā)展顯然不利。因此上市公司要對經營發(fā)展中出現(xiàn)的信息做好歸類管理，針對可能或容易出現(xiàn)傳聞的重要領域，該公布的信息要及時、準確、充分地公布出來，不能有意控制信息披露的時間、內容和方式來牟取利益，這樣才能減少傳聞的產生。一旦出現(xiàn)傳聞，也要及時、準確、充分地做出澄清，不要澄而不清，更不能做出自相矛盾的澄清。

再次，加強個人投資者應對傳聞的教育。受過良好教育的投資者能更好地認識到傳聞信息的性質，較少受傳聞的影響，更好地保護自身利益。中國股票市場上個人投資者所占比例高達99.6%，相當多的個人投資者表現(xiàn)出追漲殺跌、模仿和從眾心理，有些投資者遇到傳聞不是主動求證，而是盲目相信，這為傳聞信息的泛濫提供了溫床。要對個人投資者進行適當?shù)男麄鹘逃?，促使他們提高對傳聞的辨識能力，遇到傳聞時積極搜集信息核實傳聞，謹慎分析傳聞及其發(fā)送方的交易行為和傳聞出現(xiàn)時的價格波動現(xiàn)象，不要輕信傳聞，不要以“寧可信其有，不可信其無”的態(tài)度對待傳聞，不要隨意傳遞或討論傳聞。

進一步研究可以考慮在擴大樣本的基礎上，分析投資者情緒、核實傳聞的方式和結果對個人投資者交易決策的影響、傳聞對個人投資者交易的作用機制等問題。