1.研究设计

本节的研究目的在于探讨中国证券监管者在决策判断中是否会受到启发式思考的影响而出现行为偏差，而这方面的理性水平又是否显著区别于证券市场投资者。在行为金融研究中，研究者多用描述性研究范式对研究对象的行为及心理动因进行分析。因此，本节的研究设计将参考Tversky和Kahneman（1971，1974，1983）研究启发式行为偏差时用到的经典实验情境，采用心理问卷调查的方式来观察中国证券监管者和证券市场投资者在不同启发式行为偏差上的表现，通过量化的计算方法对研究对象的决策理性水平进行评分，再通过不同人群之间评分结果的比较来得出研究结论。

根据上述研究思路，本节的研究在问卷设计中共包含五道与启发式偏差相关的情境题目，其中与代表启发式相关的行为偏差题目共三道，分别考察研究对象在合取谬误、赌徒谬论和样本规模忽视上的表现。相比之下，由于以往研究较少对易得启发式和锚定启发式下的行为偏差表现进行类别上的区分，因而只各选择一道经典的行为偏差题目。为减少被调查者的歧义，在问卷设计中尽量包含少的选项供被调查者选择，最终测量结果以0−1二项分布呈现。由于在Tversky和Kahneman（1984）的研究分类中，并未强调代表启发式、易得启发式和锚定启发式对于行为主体的影响孰轻孰重，因此，本节的研究假设这三类启发式思考对于行为主体的影响同等重要。具体的问卷测量内容如表4−1所示。

表4-1　测量启发式思考偏差的情景问题

在数据的处理和分析方面，本节的研究中将首先测量监管者人群和投资者人群在代表启发式偏差、易得启发式偏差和锚定启发式偏差中的表现，然后对不同行为偏差题目上的得分进行加总并取平均值，乘以100，转化成百分制，进而得出不同人群在启发式思考影响下的理性水平。得分越高则表明启发式思考的影响越大，理性水平也越低。具体的测量过程如下。

根据中心极限定理：设随机变量序列X1，…，Xn相互独立，均具有相同的数学期望与方差，即EXi=μ，DXi=σ2，令：

但由于无法得知总体的μ和σ2，需要用样本均值和样本方差来代替，故变为：

其中s2是随机变量X的样本方差。当T分布的自由度大于100时，可以用正态分布来代替T分布。为了检验各群体的认知保守性水平，本章设计了以下检验，其中D11、D12、D13、D1、D2、D3、Dsum分别代表不同子样本的合取谬误、赌徒谬论、样本规模忽视、代表启发式偏差、易得启发式偏差、锚定启发式偏差和整体启发式偏差之差，P代表各偏差出现的概率，subsample1为中国证券监管者的样本，subsample2和subsample3分别为散户投资者和机构投资者的样本，具体公式表示为：

在问卷的发放和回收方面，由于研究对象以中国证券监管者和中国证券市场投资者为主，所以向中国证券监督管理委员会及其位于北京的派出机构中的工作人员发放了问卷，回收问卷中有118份有效问卷，向证券市场投资者发放并回收的问卷中，有效问卷为600余份。其中，中国证券市场投资者分为两类，即散户投资者和机构投资者，前者以从事股票投资时间超过2年的自然人为主，后者以基金公司和券商从业人员为主。为了进行配对的差异计算和检验，在剔除了无效样本后，从散户投资者和机构投资者中各随机抽取118个样本与中国证券监管者进行配对分析，调查样本的群体组成情况如表4−2所示。对于样本中数据缺失的处理，假定年龄、学历的缺失值都是均匀分布在各类人群中的，所以用存在回答的子样本的各类特征来代替总样本的特征可以被认为是无偏的。由表4−2可以看出，调查样本覆盖范围较广，包含各个年龄段、各个学历层次和性别的人群。因此采用此数据进行研究，符合研究要求，可以得到准确的研究结果，具有代表意义。

表4−2　受测群体组成情况

(www.daowen.com)

2.实证结果

依据研究设计中的数据处理思路，首先通过描述性统计的方式观察中国证券监管者和投资者由启发式思考所导致的各行为偏差上的表现，结果如表4−3所示。

表4−3　三类被调查人群在不同启发式偏差上的表现

注：括号中为标准差，表示各指标的离散程度，下同。

表4−3的描述性统计结果表明，无论是中国证券监管者还是投资者，大部分的人群容易受到启发式思考的影响而做出非理性判断和行为，但也可以发现这三类人群在不同的启发式偏差中的表现也是有所不同的。其中，和散户投资者、机构投资者相比，中国证券监管者人群中出现代表启发式偏差和易得启发式偏差的比例更低，但出现锚定启发式偏差的人群比例则略高，这表明中国证券监管者在决策中可能要比证券市场投资者更容易受锚定启发式偏差的影响。将这三类启发式偏差进行量化合并后发现，中国证券监管者在启发式思考影响下的决策理性水平（MSR=71.37，SDSR=22.75）要低于散户投资者（MRI=76.74，SDRI=19.16）和机构投资者（MII=73.63，SDII=20.59），为了进一步检验这一差异结果的显著性，接下来将采用差异检验的方法予以检验，结果如表4−4和表4−5所示。

表4−4　中国证券监管者和散户投资者在各项启发式偏差上的差异检验

注：***代表P＜0.001，**代表0.001＜P＜0.01，*代表0.01＜P＜0.05，+代表边缘显著，下同。

从表4−4中可以看出，除了易得启发式偏差，中国证券监管者与散户投资者在其他启发式偏差上表现的差异显著性P都远大于0.1，说明这两类人群在代表启发式偏差和锚定启发式偏差上的表现并不存在显著差异，但在易得启发式偏差上却存在非常显著的差异（P=0.002＜0.01）。综合来看，中国证券监管者在启发式思考影响下的决策理性水平显著高于散户投资者（P=0.063＜0.1），这说明中国证券监管者和散户投资者虽然都会受到启发式思考的影响而产生非理性行为，但中国证券监管者受影响的程度显著更低。

表4−5　中国证券监管者和机构投资者在各项启发式偏差上的差异检验

续表

从表4−5中可以看出，中国证券监管者除了在代表启发式偏差上的表现与机构投资者存在非常显著的差异之外（P=0.008＜0.01），在锚定启发式偏差和易得启发式偏差上的表现与机构投资者并无显著的差异（P＞0.1）。综合来看，中国证券监管者在启发式思考影响下的决策理性水平与机构投资者并无显著的差异（P=0.461＞0.1），这说明中国证券监管者和机构投资者都会受到启发式思考的影响而产生非理性行为，并且证券监管者的决策理性水平并不显著高于机构投资者。