在传统金融学表面中，投资者仅根据祈望收益和投资风险来采用我方的投资组合。 关联词，已有巨额实证筹备恶果标明，投资者由于受到生理、 热枕、 学问结构和社会配景等身分的影响，在配置金钱时会存在彰着的投资步履偏好如腹地偏好[1]、 价钱偏好[2]和小盘股偏好[3]等。
频年来，筹备者对股票商场中投资者投资步履的筹备发现，部分投资者在投资有打算经过中偏好投资于那些具有高偏度、 廉价钱、 高换手率、 高历史极点正收益等特质的股票。 由于这些股票相宜博彩行径的特色，具有高投契性，筹备者将此类股票称为博彩型股票，而对于博彩型股票的偏好则被称为博彩性投资偏好。 其中，Barberis等[4]指出，个东说念主的博彩热枕不仅存在于参与一般性的彩票和赌博行径，而同期也存在于个东说念主的投资步履之中。 Statman[5]对博彩步履和股票投资步履对比分析后以为，个东说念主博彩步履和股票投资步履具有许多的相似之处。 Kumar[6]指出，投资者由于受到自己的博彩热枕的影响，过度购买配置具有高投契性特质的博彩型股票，从而影响股票商场的精深订价机制。 同期，他们也指出由于商场在当期对博彩性股票给以了过高的估价，从而使博彩型股票将来的收益发达较差，颖慧的投资者应该幸免投资于博彩性股票。
同期，中国股票商场的参与者现阶段仍以个东说念主投资者为主。据上海证券往复所的敷陈[7]，2014年个东说念主投资者的往复额占上海证券往复所总往复额的80%以上。 个东说念主投资者的投资偏好和往复步履皆会对中国股票商场产生权臣的影响。 由于受到自己和外皮身分的制约，与机构投资者比拟，个东说念主投资者的投资有打算盲目性相对较大。 不少个东说念主投资者受博彩热枕的影响，在参与股票商场时偏离了“投资”这一目标，视股市为赌场，发达出了较强的博彩性投资偏好。 因此，从步履金融学的角度对中国股票商场中的主要径直参与者——个东说念主投资者的投资步履和偏好进行筹备，将会为惩办中国股票商场发展中碰到的问题提供更深入的建议和启示。
到目下为止，已有一些关联中国股票商场博彩性投资的筹备。孔东民等[8]和郑振龙等[9]对博彩型股票将来收益作念了相干筹备，发现中国股票商场中的博彩性投资偏好无彰着行业聚会和个股合手续风物，同期博彩型股票的年收益较差，投资者不应该投资于博彩型股票。 孔高文等[10]则发现机构投资发达出了博彩侧目标步履，投资步履较为合理。 可是，在对于中国股票商场的筹备中，仍阑珊从个东说念主投资者的角度动身，对博彩性投资偏好以及投资者个东说念主特征与其博彩性投资偏好的关系的相干筹备。
本文将中国股票商场中个东说念主投资者的博彩性投资偏好作为筹备要点，使用来自国内某大型券商的个东说念主投资者骨子往复数据，发现个东说念主投资者存在彰着的博彩性投资偏好。 此外，筹备恶果还通晓： 具有年青、 男性、 投资训戒少、 换手率高以及处于西部地区等特征的个东说念主投资者更偏好博彩型股票; 而在牛市技能，投资者的这一投资偏好发达得愈加激烈。 本文将有助于加深对于中国股票商场中个东说念主投资者往复步履的雄厚和领会，同期为开展有针对性的投资者教师提供了相干的训戒凭据。
1 表面分析与筹备配景 1.1 博彩热枕的表面依据巨额的实证筹备标明，投资者对于金钱的采用存在彰着的偏好，而这些偏好并不一定首肯传统的祈望效率最大化的条目。 其中，博彩性投资偏好响应了投资者的投契热枕，是具有代表性的投资者投资步履偏好之一。
频年来，通过对投资者的风险作风的筹备，筹备者还是渐渐运行探索更好的表面来代替传统的祈望效率表面对金钱进行订价。 最蹙迫的表面来自于Kahneman等[11]提倡的前程表面。 根据前程表面，个东说念主在对事件作出有打算评价的经过中，需要面临价值函数和有打算权重函数。 其中，通过价值函数评价的效率需要通过有打算权重函数被赋予权重。 所谓有打算的权重不是概率，而是真实概率的函数。 因此，有打算权重函数描写的是事件影响个东说念主的首肯进度，而不是事件被意志到的似然概率。 尔后，Kahneman等[12]和Barberis等[4]提倡并践诺欺诈了积蓄前程表面，即把积蓄泛函欺诈到前程表面之中，使其能讲解任何数目恶果的不祥情味和风险步履。 在这一表面中，有打算权重函数很好地讲解了个东说念主参与博彩等不祥情味行径的动因，即博彩热枕的产生起首于： 个东说念主老是会给以低概率但高收益的事件过大的祈望权重，而对于中高概率的事件爱好不及，这就使得其时常会偏好那些具有极小概率赢得极大文告的投资即博彩行径。
1.2 博彩型股票的筛选机制所谓博彩型股票，便是与博彩行径访佛，具有高投契特质的股票。 根据累计前程表面，博彩行径之是以眩惑东说念主，主如果因为其具以小概率赢得大收益的特色。 在博彩型股票的界说上，文[4， 6， 9]等皆对此进行了有计划。 筹备者一般从以下几个贪图上进行推敲： 1) 价钱，唯有博彩行径的单次参与资本填塞低才能眩惑个东说念主参加，即体现了“以小博大”的原则。 2) 换手率或波动率，一方面体现了投资者对于将来预期的不合进度，另一方面也体现了投资者合手有周期的吵嘴。 当某只股票的换手率较高时，证据投资者对于其将来的发达有在较大不合，股票投资风险较大，体现出其高不祥情味特征。 同期，高换手率意味着投资者合手有此类股票的周期较短，也体现出短周期的投契性特征。 3) 极点收益或偏度，这是影响投资者博彩性偏好的主要身分，亦然筹备者判断博彩型股票的蹙迫筛选圭臬。 举例，博彩行径中，彩票具有极低概率赢得普遍收益的特征，而这一特征就体当今其收益率分散具有高偏度。
2 数据起首和筹备步履 2.1 数据起首本文使用的数据包括：
1) 个东说念主投资者往复数据。 本文所用的个东说念主投资者往复数据起首于国内某家天下性证券公司提供的个东说念主投资者股票往复记载。 原始数据包含两个部分： 客户信息和往复信息。 其中，客户信息主要包括客户号、 客户性别、 成就年月和开户时间等; 往复信息主要包括证券代码、 往复类别、 成交日历、 成交价钱和成交数目等。 数据时间跨度为2003年1月至2009年6月，地域包含了6个省市的8个商业部。为了保证数据能准确地描写个东说念主投资者的往复步履，本文在数据中裁撤了单笔往复金额卓著30万元东说念主民币的投资者数据，开户时间均在2006年之前。 最终样本中共包含个东说念主投资者 27 801 名。
2) 股票商场数据。 本文所使用的沪深两市A股上市公司日(月)往复数据(除ST、 PT股票外)以及机构投资者合手股数据均起首于锐念念数据库。
为了保证数据的有用性并摒除很是样本对本筹备的影响，本文对于原始数据样本作出以下处理： 只使用精深上市的沪深两市A股股票，撤消ST、 PT等受涨跌幅戒指的影响; 撤消单日涨跌幅卓著10%的往复日样本; 剔除由ST转入精深上市的股票当月的样本数据; 从样本中去除每3个月往复天数小于15天的股票确当月数据; 为了摒除IPO的折价刊行和承销商托市的影响，上市第2个月运行计入样本。
2.2 筹备问题和步履本文以为使用股票的价钱、 换手率、 历史极点正收益[9]作为分类贪图是合理且相宜中国股票商场骨子情况的。 本文将以同期股票相应特征的中位数作为离别圭臬，将廉价钱、 高换手率以及高的历史极点正收益的股票界说为具有博彩特质的股票，即博彩型股票; 反之，将高价钱、 低换手率以及低的历史极点正收益的股票界说为具有非博彩特质的股票，即非博彩型股票; 从而将统统股票离别为3类： 博彩型股票、 非博彩型股票和其他类型股票。 由于中国股票商场存在涨跌幅戒指，是以本文用上一月份股票最高3日涨幅的均值作为“历史极点正收益”。
当先，本文将个东说念主投资者作为一个合座进行筹备，测验个东说念主投资者这个群体对于具有高投契性的博彩型股票的配置偏好。 本文引入式(1a)和(1b)对个东说念主投资者合手股偏好进行固定时间效应的面板数据追念分析。
$E{{W}_{i，t}}=\left( {{w}_{i，t}}-w{{'}_{i，t}} \right)/w{{'}_{i，t}}.$ (1a)其中： EWi，t度量了个东说念主投资者对于不同特质股票的配置偏好; wi，t为个东说念主投资者合座对股票i的配置比例; w'i，t为当月末股票i的市值在商场中的市值所占比例。
$\begin{align} & \begin{matrix} E{{W}_{i，t}}=\alpha +{{\beta }_{1}}lottery\_dumm{{y}_{i，t}}+ \\ {{\beta }_{2}}nonlottery\_dumm{{y}_{i，t}}+\text{ } \\ \end{matrix} \\ & {{\beta }_{3}}idio\_skewnes{{s}_{i，t}}+{{\beta }_{4}}idio\_volatilit{{y}_{i，t}}+\text{ } \\ & {{\beta }_{5}}avg\_dailyretur{{n}_{i，t}}+{{\beta }_{6}}log\_marketvalu{{e}_{i，t}}+\text{ } \\ & {{\beta }_{7}}market\_bet{{a}_{i，t}}+{{\beta }_{8}}amihud\_rati{{o}_{i，t}}+{{F}_{t}}+{{\varepsilon }_{i，t}}. \\ \end{align}$ (1b)其中： lottery_dummyi，t为博彩型股票哑变量，指股票i在第(t-1)个月末被归类为博彩型股票，则取值为1，不然取值为0; nonlottery_dummyi，t为非博彩型股票哑变量; idio_skewnessi，t为股票i在第(t-3)至(t-1)个月的日收益的个体偏度，其筹备参考文[13]; idio_volatilityi，t为股票i在第(t-3)至(t-1)个月的日收益的个体波动率，其筹备参考文[6]; avg_dailyreturni，t为股票i在第(t-1)个月的平均日收益; log_marketvaluei，t为股票i在第(t-1)个月末的畅通股市值的当然对数值; market_betai，t为指股票i在第(t-1)个月末的商场Beta值; amihud_ratioi，t为股票i在第(t-1)个月的非流动性贪图，其筹备参考文[14]。
为了筹备不同个东说念主特征的投资者对于博彩性投资的偏好进度，本文使用式(2a)和(2b)进行追念分析。
$\begin{matrix} L{{P}_{j，t}}= \\ \frac{1}{{{D}_{t}}}\sum\limits_{d=1}^{{{D}_{t}}}{{}}\frac{投资者j在第d天投资于博彩型股票的总市值}{投资者j在第d天投资组合的总市值}\times 100%. \\ \end{matrix}$ (2a)其中： LPj，t是第t个月内每天个东说念主投资者j的博彩性偏好的均值，Dt为在第t个月的天数。 其中，投资者j合手有的博彩性股票市值占其合手有股票总市值的比例为其博彩性偏好进度，即合手有比例越高则该投资者的博彩性投资偏好越激烈。
$\begin{align} & \begin{matrix} L{{P}_{j，t}}=\alpha '+{{\beta }^{'}}_{1}ag{{e}_{j，t}}+{{\beta }^{'}}_{2}experienc{{e}_{j，t}}+{{\beta }^{'}}_{3}mal{{e}_{j，t}}+ \\ {{\beta }^{'}}_{4}log\_siz{{e}_{j，t}}+{{\beta }^{'}}_{5}t\_turnove{{r}_{j，t}}+{{\beta }^{'}}_{6}nst{{k}_{j，t}}+\text{ } \\ \end{matrix} \\ & \text{ }{{\beta }^{'}}_{7}onlin{{e}_{j，t}}+{{\beta }^{'}}_{8}vi{{p}_{j，t}}+{{\beta }^{'}}_{9}B{{J}_{j}}+{{\beta }^{'}}_{10}S{{H}_{j}}+\text{ } \\ & {{\beta }^{'}}_{11}G{{D}_{j}}+{{\beta }^{'}}_{12}J{{S}_{j}}+{{\beta }^{'}}_{13}C{{Q}_{j}}+{{\beta }^{'}}_{14}bul{{l}_{t}}+{{\varepsilon }^{'}}_{j，t}. \\ \end{align}$ (2b)其中： agej，t为投资者年岁，值为往复日历与成就日历之差除以365; experiencej，t为投资训戒，值为往复日历与开户日历之差除以365; malej，t为男性哑变量，投资者为男性则取值为1，不然取值为0; log_sizej，t为投资者所合手有投资组合在第t个月内日均的市值的当然对数值; t_turnoverj，t为投资者在第t个月内日均总换手率，投资者的总换手率为投资者买入换手率与卖出换手率之和的一半［15］; nstkj，t为投资者在第t个月内日均合手有的股票个数; onlinej，t为辛勤往复哑变量; vipj，t为大户室往复哑变量; BJj、 SHj、 GDj、 JSj和CQj分别为投资者位于北京、 上海、 广东、 江苏以及重庆的哑变量; bullt为牛市哑变量，当投资者处于牛市区间(2006年6月至2007年9月)时取值为1，不然取值为0。
3 实证测验恶果与分析 3.1 描写性统计基于节2.2筹备步履的变量设定，表 1为相干变量的描写性统计。
从股票特征来看，平均每个月有16.42%的股票被归类为博彩型股票，有15.47%的股票被归类为非博彩型股票，况且这一比例相对褂讪。 此外，各个时间平均来看，股票的个体偏度约为0.54，个体波动率约为0.02，日均收益率约为0.12%，而市值的对数值约为21.08爱配优配。 在个东说念主投资者的个东说念主特征方面，样本中参与股票商场的投资者平均年岁约为46.92岁，投资训戒约为6.72 a。 其中，男女比例相对均衡，男性投资者略多。 投资者所合手有股票市值的当然对数约为9.68，平均日换手率约为2.76%，所合手股票只数约为2.42。 从投资者往复面目上来看，大多数投资者使用辛勤往复的面目，平均占到68.34%; 而使用通过大户室进行往复的投资者较少，仅为9.65%。
3.2 个东说念主投资者合座是否存在博彩性投资偏好本节将个东说念主投资者作为一个合座进行筹备，测验个东说念主投资者这个群体是否存在博彩性投资偏好。
当先，由于将个东说念主投资者视为一个投资合座，本文将样本中统统投资者在每个月份月末所合手有的股票按照市值加权汇总，从而得到每只股票在个东说念主投资合座投资组合的配置比例; 再通过节2.2对于股票种类的界说，将股票分为3类; 临了，根据分类得到每一类股票投资组合占个东说念主投资者总投资组合的市值比例。 表 2为个东说念主投资者投资组合中各类股票的平均占比、 商场中各类股票的平均市值比例以及个东说念主投资者相对于商场的逾额配置比例。 如果个东说念主投资者对于博彩型股票和非博彩型股票不存在稀奇的偏好，则其配置比例应该与各类股票商场市值比例不存在权臣各异。 由表 2中的全时间区间数据不错看出： 一方面，个东说念主投资者在我方的投资组合中比商场比例权臣地多配置了5.19%的博彩型股票; 另一方面，个东说念主投资者权臣地过少配置了6.75%的非博彩型股票。 这个恶果证据，个东说念主投资者在配置股票时，存在彰着的博彩性投资偏好。
同期，在不同技能区间中，个东说念主投资者在投资组合中配置的博彩型股票比例一直权臣高于博彩型股票在商场中所占的市值比例。 极端是在2006年6月至2007年9月技能，中国股票商场处于极点的牛市技能，而个东说念主投资者的博彩型股票的逾额配置比例进一步增大，达到7.80%，而这一数值在其他时间区间内仅为4.51%。 同期，也不错看到，个东说念主投资者对于非博彩型股票的合手有偏好在不同商场环境下并莫得彰着的篡改。 对于这一风物，Gervais等[16]指出在股票商场上行技能，个东说念主投资者由于正反馈效应的作用增多了过度自信的进度，从而摄取了愈加激进的投资步履。
可是，投资者的这种投资偏好是否是由于股票的其他特质引起的呢？本文根据式(1b)，对个东说念主投资者的股票配置偏好进行固定时间效应的面板追念测验，筹备个东说念主投资者对于不同特质的股票的逾额配置比例情况。 在表 3中，通过式(1b)分别测验了在戒指了股票的其他特征之后，个东说念主投资者对于博彩型股票和非博彩型股票的偏好进度。 从测验1不错看出，即使在戒指了时间身分和股票的其他特质之后，个东说念主投资者仍旧对博彩型股票有权臣的正偏好，即比拟非博彩型和其他类型股票，个东说念主投资者更倾向于配置博彩型股票; 同期，测验2还测验个东说念主投资者对于非博彩型股票的配置偏好情况，可见在戒指了时间身分和股票的其他特质之后，个东说念主投资者对于非博彩型股票存在权臣配置不及的情况，即个东说念主投资者相对更不肯意在其投资组合中配置非博彩型股票。 此外，测验3的恶果通晓，相对于其他类型股票，个东说念主投资者权臣地更倾向于合手有博彩型股票，而更不肯意合手有非博彩型股票。
3.3 投资者个东说念主特征与博彩性投资偏好本节将对个东说念主投资者特征与投资步履偏好进行筹备，具体解答在中国股票商场中，具有什么样个东说念主特征的投资者配置了更高比例的博彩型股票，具有更高的博彩性偏好。
在此，本文减轻了Kumar[6]在筹备好意思国股票商场个东说念主投资者时的假定，允许个东说念主投资者在不同期期对博彩型股票有不同的偏好进度，这使得不错使用面板数据更好地描写不同类型的个东说念主投资者在不同期期的博彩性投资偏好进度。 个东说念主投资者的博彩性偏好LPj，t，即该投资者对于博彩型股票的配置比例。 本文使用式(2b)对个东说念主投资者的博彩性偏好进行追念分析(见表 4中测验1—3)，以测验哪些类型的个东说念主投资者具有更高的博彩性偏好。 同期，作为矜重性测验，本文鉴戒Kumar [6]使用的步履，假定个东说念主投资者的博彩性偏好相对褂讪，以个东说念主投资者在各月份的博彩性投资偏好的均值AVG_LPj，t作为被讲解变量，使用截面数据进行追念分析，追念恶果见表 4中测验4。
1) 不同类型投资者对于博彩型股票的投资偏好进度。
当先，在表 4中本文测验了不同个东说念主基本特征(年岁、 投资训戒和性别)的投资者对于博彩型股票的配置偏好各异。 从测验1不错看出： 在戒指了时间身分和地区身分之后，年岁较大、 投资训戒丰富的投资者的博彩性偏好权臣较低，而男性投资者的博彩性偏好权臣高于女性投资者的。 这个论断相宜各人对于个东说念主投资者的一般雄厚，即年青的男性常常具有更强的冒险精神，愈加偏好风险。 同期，相对年青、 投资训戒不及的男性投资者常常在投资经过中发达出更强的领会偏误，投资步履非感性进度更强。
同期，本文以为投资者的年岁与投资训戒对于其博彩性投资偏好的影响不一定是通俗的线性关系。 因此，表 5使用式(2c)单独考证了在戒指了其他变量实时间身分的情况下，各个年岁层以及不同投资训戒分组的投资者博彩性投资偏好高下。
$\begin{matrix} L{{P}_{j，t}}=c+{{\lambda }_{1}}age_{_{j，t}}^{^{I}}+{{\lambda }_{2}}age_{_{j，t}}^{^{II}}+{{\lambda }_{3}}age_{_{j，t}}^{III}+ \\ \text{ }{{\lambda }_{4}}age_{_{j，t}}^{IV}+{{\lambda }_{5}}exp_{_{j，t}}^{^{I}}+\text{ } \\ {{\lambda }_{6}}exp_{_{j，t}}^{II}+{{\lambda }_{7}}exp_{_{j，t}}^{^{III}}+\text{ } \\ {{\lambda }_{8}}exp_{_{j，t}}^{^{IV}}+{{\lambda }_{9}}{{X}_{j，t}}+{{e}_{j，t}}. \\ \end{matrix}$ (2c)其中： agej，tⅠ、 agej，tⅡ、 agej，tⅢ和agej，tⅣ分别为投资者j在t月是否属于年岁组Ⅰ(18～30岁)、 年岁组Ⅱ(31～40岁)、 年岁组Ⅲ(41～50岁)以及年岁组Ⅳ(51～60岁)的哑变量，年岁在60岁以上的投资者作为参照组;expj，tI、 expj，tⅡ、 expj，tⅢ和expj，tⅣ分别为投资者j在t月是否属于投资训戒分组Ⅰ(0～2 a)、 分组Ⅱ(3～4 a)、 分组Ⅲ(5～6 a)以及分组Ⅳ(7～8 a)的哑变量，投资训戒在8 a以上的投资者作为参照组;λ9Xj，t为其他戒指变量的影响。
表 5中的恶果通晓，跟着年岁的增长，个东说念主投资者的博彩性投资偏好先高涨后下跌，博彩性投资偏好最高的是年岁在41～50岁年岁层的中年投资者。 这可能是由于： 第一，年岁较大的投资者由于历史文化等原因，形成其金融学问水平低于年青的投资者，使得年岁41～50岁的投资者发达出了最强的博彩性投资偏好; 第二，年岁卓著55岁的投资者由于插足退休年岁，收入权臣镌汰而影响了其风险偏好，其博彩性投资偏好也相对镌汰。 因此，在风险偏好和金融学问水平的互相作用下，投资者跟着年岁的增长，博彩性投资偏好呈倒U型变化。 同期，跟着投资训戒的增多，个东说念主投资者的博彩性投资偏好先下跌后高涨，博彩性投资偏好最高的分组是投资训戒小于2 a的投资者分组。 这可能是因为： 投资训戒丰富的投资者通过长期学习，金融学问水平相对较高，可是跟着投资训戒的增多，也容易出现过度自信的风物。 因此，在金融学问水随和过度自信的互相作用下，投资者跟着投资训戒的增长，博彩性投资偏好呈U型变化。
接着，在表 4的测验2和3中本文加入了个东说念主投资者的往复特征身分(包括投资组合分散度、 投资组合领域、 换手率以及往复面目等)。 追念恶果通晓，换手率较高的个东说念主投资者的博彩性偏好较高; 而投资分散度较高和投资组合总市值较高的投资者的博彩性偏好相对较低。 不异，在测验4中，本文使用Kumar[6]想象的度量贪图作为矜重性测验，得到了一致的恶果。 个东说念主之是以参与博彩行径，便是因为他们对于赢得极大收益的小概率事件的发生概率过度乐不雅。 换手率和投资组合的分散度常常被筹备者作为投资者过度自信的蹙迫度量贪图。 高换手率和低分散进度(过度自信)的投资者具有较高的博彩性偏好。
此外，个东说念主投资者的骨子往复面目不错分为3种： 辛勤往复、 大户室往复和往复大厅往复。 其中，大户室往复和往复大厅往复均可归为现场往复。 在追念中，本文以通过往复大厅往复的个东说念主投资者作为参照组进行对比。 从表 4中，不错发现通过辛勤往复的个东说念主投资者发达出的博彩性偏好相对低于现场往复的个东说念主投资者; 而现场往复的个东说念主投资者中，在大户室进行往复的投资者对于博彩型股票的偏好要低于在往复大厅往复的个东说念主投资者。 这么的恶果也并不难领会，李涛等[17]在对于个东说念主参与博彩步履的筹备中指出，周围个体参与博彩的邻里效应晋升了个东说念主的博彩参与的倾向。 因此，比拟辛勤往复的个东说念主投资者，在商业厅进行往复的投资者可能受到更强的邻里效应的影响，发达出了更高的博彩性投资倾向; 而在大户室进行往复的个东说念主投资者常常领有相对合理的投资建议和信息上风，因此他们发达出的博彩性偏好相对低于处于往复大厅往复的散户投资者。
2) 区域身分与个东说念主投资者的博彩性偏好。
表 4中的测验2和4中，模子包含了各个省市哑变量作为讲解变量，本文尝试讲解区域身分与个东说念主投资者博彩性偏好的关系。 在追念中，以宁夏地区的个东说念主投资者作为参照组进行对比。
当先，表 4的测验2和4中，在戒指了个东说念主投资者的其他个东说念主特征的情况下，本文发现处于东部地区(北京、 上海、 江苏和广东)的个东说念主投资者的博彩性倾向相对较低，而西部地区(重庆和银川)的个东说念主投资者则在我方的投资组合中配置了相对更多的具有高投契性的博彩型股票。 这证据，在不同区域之间个东说念主投资者的博彩性偏好存在权臣各异。 其次，如果进一步按省市进行区分，不错看出处于重庆的投资者相对于处于其他省市的投资者发达出了权臣更强的博彩性投资偏好，而处于北京和上海的投资者的博彩性投资倾向相对较低。 也便是说，在2个投资者的其他个东说念主特征一致的情况下，处于重庆的个东说念主投资者配置的博彩型股票比例要比处于上海的投资者的魁岸约3%。
3) 商场情谊身分与个东说念主投资者的博彩性偏好。
通过表 4的测验3，本文发现当商场处于牛市时，亢奋的商场情谊使得个东说念主投资者发达出了更高的博彩性投资偏好，即在我方的投资组合中更多地配置了具有高投契性的博彩型股票。 这一趟归恶果，在统计学道理和经济学道理上皆是权臣的，即个东说念主投资者在牛市技能比其他时间在自己的投资组合中多配置了5.03%的博彩型股票。 这证据，在不同商场环境下，个东说念主投资者的博彩性投资偏好的发达具有权臣的各异。 形成这个恶果的原因可能是由于在牛市技能，股票商场行情普遍较好，投资者将赢得的正原始收益视作我方的才略，通过正反馈效率而变得愈加自信，从而也增强了个东说念主投资者的博彩性倾向和投契情谊，使得个东说念主投资者投契步履愈加激进，同期也促生了商场的泡沫。
4 结 语本文使用中国股票商场中个东说念主投资者骨子往复的微不雅数据，对来自6个省市和自治区的27 801位投资者的博彩性投资偏好进行了分析筹备，得到如下论断： 1) 具有廉价钱、 高换手率以及高历史极点正收益特征的博彩型股票的合手有者以个东说念主投资者为主，个东说念主投资者合座呈现的投契倾向较强，存在彰着的博彩性投资偏好; 2) 在个东说念主投资者中，具有年青、 男性、 阑珊投资训戒、 高换手率以及投资分散度低等特征的投资者在我方的投资组合中配置了较高比例的博彩型股票，发达出较强的博彩性投资偏好; 在商业厅进行往复的个东说念主投资者博彩性偏好相对高于通过辛勤往复和在大户室往复的个东说念主投资者的; 处于西部地区的个东说念主投资者的博彩性偏好相对高于处于东部地区的个东说念主投资者; 3) 在牛市技能，个东说念主投资者在股票投资中权臣地发达出了更强的博彩性偏好和投契情谊。