李學(xué)峰 朱虹

(1.南開(kāi)大學(xué) 金融學(xué)院，天津 300071；2.中再資產(chǎn)管理股份有限公司，北京 100033)

引言

已有的對(duì)基金(治理或績(jī)效)的研究大多基于一種傳統(tǒng)模式或者說(shuō)做了一個(gè)隱含的假定：參與基金投資決策、日常管理時(shí)，基金管理人與基金產(chǎn)品通常是一對(duì)一的角色，即一個(gè)基金管理人通常只管理一只基金的組合配置，稱之為單人管理模式。近年來(lái)，多個(gè)基金管理人共同管理一只基金的團(tuán)隊(duì)管理模式越來(lái)越普遍(稱之為團(tuán)隊(duì)模式)，就我國(guó)情況來(lái)看，目前團(tuán)隊(duì)模式已占全部開(kāi)放式股票型基金的23.6%。

正如已有的大量文獻(xiàn)(Tversky and Kahneman，1974；Gervais and Odean，2001；李學(xué)峰等，2011；喻國(guó)平，許林，2016)[14] [4] [19] [26]所揭示的，證券投資基金在其投資管理中也會(huì)如個(gè)人投資者一樣存在非理性行為。邏輯上可以推論的是，單經(jīng)理模式下，基金管理人個(gè)人的主觀判斷會(huì)直接對(duì)投資組合決策造成影響，從而當(dāng)基金管理人存在非理性行為偏差時(shí)，更是容易使投資結(jié)果與基金的投資目標(biāo)產(chǎn)生偏離。那么，上述基金管理模式變化后，作為團(tuán)隊(duì)的非理性行為與單一基金管理人的非理性行為會(huì)有什么差異嗎？這對(duì)于深化、細(xì)化投資者非理性行為的研究具有重要的理論價(jià)值。

進(jìn)一步，也已有很多研究(Bar et al.，2011；Karagiannidis，2012；Dass et al.，2013)[1][7][2]指出，由于基金管理人團(tuán)隊(duì)在每個(gè)人年齡、學(xué)歷、專業(yè)、投資經(jīng)驗(yàn)等方面均有不同，對(duì)于經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)的觀點(diǎn)以及投資組合的資產(chǎn)選擇方面的偏好也均有不同，因此相比于單個(gè)基金管理人投資而言，會(huì)產(chǎn)生績(jī)效方面的差異1。這些研究雖然從基金管理人團(tuán)隊(duì)與單個(gè)基金管理人的個(gè)體特征對(duì)業(yè)績(jī)的影響進(jìn)行了比較，但正如已有大量研究所揭示的(DeLong et al.，1990；林樹(shù)，俞喬，2010)[3][22]，投資者的非理性行為會(huì)對(duì)投資業(yè)績(jī)產(chǎn)生重大影響，因此，有必要考慮兩種模式下基金管理人可能存在的非理性行為差異對(duì)基金績(jī)效的不同影響——這甚至可能是導(dǎo)致不同模式投資業(yè)績(jī)產(chǎn)生差異的原因之一。

上述兩個(gè)問(wèn)題相結(jié)合，即引發(fā)出這樣一個(gè)問(wèn)題：雖然團(tuán)隊(duì)模式近年來(lái)越來(lái)越普遍，但國(guó)內(nèi)外的現(xiàn)實(shí)是單經(jīng)理模式并沒(méi)有消失。那么團(tuán)隊(duì)模式與單經(jīng)理模式又為什么會(huì)并存呢？換一個(gè)角度說(shuō)，什么情況下更適宜采取團(tuán)隊(duì)模式，而何種情況下采取單經(jīng)理模式更好呢？這不僅是一個(gè)有趣的理論問(wèn)題，也是基金公司選擇不同的管理模式、改進(jìn)和提升基金管理效率的一個(gè)重要的實(shí)際問(wèn)題。

本文基于過(guò)度自信和群體決策的視角，對(duì)不同管理模式下的基金管理人認(rèn)知偏差過(guò)程的表現(xiàn)以及由此引發(fā)的對(duì)于基金業(yè)績(jī)的影響進(jìn)行理論分析，并據(jù)此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從而對(duì)上述問(wèn)題給出了答案：團(tuán)隊(duì)模式下的過(guò)度自信程度要大于單經(jīng)理模式；團(tuán)隊(duì)模式和單經(jīng)理模式的過(guò)度自信偏差均落于對(duì)業(yè)績(jī)產(chǎn)生負(fù)向影響的區(qū)間，且團(tuán)隊(duì)模式在投資業(yè)績(jī)方面相比于單經(jīng)理模式具有低效率；進(jìn)一步本文發(fā)現(xiàn)，兩種基金管理模式在不同條件下都具有各自的相對(duì)優(yōu)勢(shì)和效率，基金公司采取不同的模式是要遵循一定的條件的。

文獻(xiàn)綜述與問(wèn)題提出

包括過(guò)度自信(Overconfidence)在內(nèi)的投資者的各類(lèi)非理性行為長(zhǎng)期以來(lái)一直是理論研究的一個(gè)重點(diǎn)(Tversky and Kahneman，1974；DeLong et al.，1990；李學(xué)峰等，2013)[14][3][18]，針對(duì)過(guò)度自信的成因，目前比較廣為接受的是行為人的“自我歸因偏差說(shuō)”(Self-attribution bias)，即認(rèn)為當(dāng)人們?cè)谀稠?xiàng)工作中獲得成功時(shí)，會(huì)傾向于將成功歸因于自己個(gè)人的一些特質(zhì)，卻將失敗歸因于偶然因素或外部因素，進(jìn)而引起了在按照Bayes法則更新自己對(duì)事件的看法或信念時(shí)，過(guò)大權(quán)重地偏向于成功的經(jīng)驗(yàn)，從而引起過(guò)度自信(Gervais and Odean,2001)[4]。其他認(rèn)為引發(fā)過(guò)度自信的觀點(diǎn)一是“難度效應(yīng)”(Difficulty Effect)說(shuō)，即人們?cè)诿鎸?duì)困難程度較大的問(wèn)題時(shí)，更容易產(chǎn)生過(guò)度自信(Griffin and Tversky，1992)[5]；二是時(shí)間效應(yīng)說(shuō)，即認(rèn)為人們做出決策的時(shí)間越短，對(duì)該決策的準(zhǔn)確性的自信心就越大(Zakay and Tuvia, 1998)[16]。

過(guò)度自信既可能是一個(gè)個(gè)體行為，也可能發(fā)生在群體的行為選擇和決策上(Hardies et al.，2013)[6]，這就涉及到了對(duì)群體決策(Group Decision)的研究。這一領(lǐng)域目前主要存在兩類(lèi)觀點(diǎn)：一類(lèi)是群體轉(zhuǎn)移理論(Group Shift Theory)，認(rèn)為團(tuán)隊(duì)成員的決策會(huì)向團(tuán)隊(duì)中具有較為極端觀點(diǎn)的人的方向轉(zhuǎn)移，因此團(tuán)隊(duì)決策比單人決策可能結(jié)果更加極端(Kerr，1992)[8]；另一類(lèi)是觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)(Diversification of Opinions Hypothesis)，認(rèn)為團(tuán)隊(duì)的觀點(diǎn)是團(tuán)隊(duì)所有成員意見(jiàn)的均值，由于每個(gè)成員都可能具有觀點(diǎn)的差異，因此團(tuán)隊(duì)決策將是對(duì)各自觀點(diǎn)的妥協(xié)(Sah and Stiglitz, 1986,1988)[12][13]。

將群體決策理論應(yīng)用到基金管理方面的研究主要集中在對(duì)于基金管理模式——團(tuán)隊(duì)模式和單經(jīng)理模式的業(yè)績(jī)影響研究。Bar et al.(2011)[1]檢驗(yàn)了基金管理模式方面的群體轉(zhuǎn)移理論和觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)的存在性。Karagiannidis(2012)[7]認(rèn)為基金管理人團(tuán)隊(duì)的人數(shù)、組成時(shí)間、專業(yè)性等團(tuán)隊(duì)特征因素對(duì)投資組合的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和風(fēng)格極端性有顯著影響。Dass et al.(2013)[2]發(fā)現(xiàn)，盡管團(tuán)隊(duì)管理可以在組織架構(gòu)方面更加專業(yè)，但也同時(shí)引發(fā)了協(xié)調(diào)決策的成本問(wèn)題；相反，單經(jīng)理模式可以表現(xiàn)出顯著的市場(chǎng)擇時(shí)優(yōu)勢(shì)。國(guó)內(nèi)研究中，祖國(guó)鵬等(2010)[27]研究了2007年之前我國(guó)開(kāi)放式基金的管理模式與績(jī)效之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)決策結(jié)果較溫和，支持觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)。代昀昊(2013)[17]發(fā)現(xiàn)基金管理人團(tuán)隊(duì)在業(yè)績(jī)方面并未優(yōu)于個(gè)人基金管理人管理。此外，國(guó)內(nèi)相關(guān)研究也對(duì)基金以外的投資者在社會(huì)互動(dòng)及群體交易行為的發(fā)生機(jī)制進(jìn)行關(guān)注(林芳竹等，2013；楊曉蘭等，2016)[21][25]。

就上述已有研究來(lái)看，一方面，眾多的文獻(xiàn)都已證明，包括基金管理人在內(nèi)的各類(lèi)投資者都會(huì)存在過(guò)度自信等非理性行為，將這一結(jié)論推進(jìn)到基金管理的團(tuán)隊(duì)模式和單經(jīng)理模式下，就涉及到Hardies et al.(2013)[6]所指出的，過(guò)度自信等非理性行為是個(gè)人偏差的自我歸因和社會(huì)互動(dòng)等外部因素共同決定的。那么基金管理人團(tuán)隊(duì)作為一個(gè)小型社會(huì)互動(dòng)環(huán)境，其決策同時(shí)受團(tuán)隊(duì)其他成員的觀點(diǎn)意見(jiàn)的影響，相比單基金管理人管理模式而言，在過(guò)度自信等非理性行為的表現(xiàn)上肯定是存在差異的，因?yàn)榘凑杖后w決策理論的兩個(gè)觀點(diǎn)，“群體轉(zhuǎn)移理論”下的極端結(jié)果或“多樣化觀點(diǎn)假說(shuō)”下的妥協(xié)后果，都會(huì)使過(guò)度自信等非理性行為的程度肯定與單經(jīng)理模式存在差異。但問(wèn)題是，具體的差異是什么呢？按照群體決策理論的兩個(gè)觀點(diǎn)，這里是“群體轉(zhuǎn)移”決定的差異——更為極端？還是“多樣化”導(dǎo)致的差異——更為溫和呢？這是已有文獻(xiàn)沒(méi)有回答的。

另一方面，上述多數(shù)文獻(xiàn)均從基金管理人團(tuán)隊(duì)的特征、成本收益等方面考察兩種管理模式的差異性以及對(duì)基金投資業(yè)績(jī)的后續(xù)影響，而忽略了不同基金管理模式下的一個(gè)重要問(wèn)題——基金管理者可能存在的非理性行為差異是導(dǎo)致其投資決策和投資業(yè)績(jī)差異的原因之一。正如Gervais and Odean(2001)[4]對(duì)本文的啟示是：過(guò)度自信這種非理性行為是由基金管理人自身認(rèn)知偏差引發(fā)的，進(jìn)一步可能影響當(dāng)期和未來(lái)的投資業(yè)績(jī)表現(xiàn)。換言之，已有文獻(xiàn)所揭示的基金管理人團(tuán)隊(duì)的特征因素等雖然也是導(dǎo)致群體決策結(jié)果差異的原因，但一個(gè)不可忽視的因素更在于過(guò)度自信等心理因素產(chǎn)生的非理性行為所導(dǎo)致的不同結(jié)果。

此外，雖然已有研究(Bar，2011； Karagiannidis，2012；Dass et al.，2013)[1][7][2]對(duì)團(tuán)隊(duì)模式和單經(jīng)理模式的業(yè)績(jī)表現(xiàn)進(jìn)行了揭示，而且也有文獻(xiàn)對(duì)團(tuán)隊(duì)模式中的群體轉(zhuǎn)移理論或者觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)的成立進(jìn)行了研究(Kerr，1992；Sah and Stiglitz, 1986,1988)[8][12][13]，但迄今的文獻(xiàn)尚未發(fā)現(xiàn)，團(tuán)隊(duì)模式和單經(jīng)理模式在現(xiàn)實(shí)中為什么會(huì)并存呢？進(jìn)一步說(shuō)，基金公司采取不同的管理模式是否要滿足不同的條件呢？

基于以上分析，本文在Gervais and Odean(2001)[4]的動(dòng)態(tài)行為模型基礎(chǔ)上，加入群體決策因子，從認(rèn)知偏差(Learning Bias)和群體決策的角度研究了不同基金管理模式下的過(guò)度自信的行為表現(xiàn)及差異，并進(jìn)一步對(duì)可能引發(fā)的投資業(yè)績(jī)差異進(jìn)行理論討論和實(shí)證檢驗(yàn)。在上述研究基礎(chǔ)上，本文闡釋了現(xiàn)實(shí)中團(tuán)隊(duì)模式與單經(jīng)理模式并存的原因以及采取不同模式所需要的條件。

基金管理模式差異的行為與群體決策理論基礎(chǔ)

一、不同管理模式下過(guò)度自信偏差比較

1．群體決策模型

假設(shè)市場(chǎng)只存在一只股票，市場(chǎng)上有兩類(lèi)參與者：(1)基金管理人，其中這類(lèi)交易者由兩種形式構(gòu)成，一類(lèi)是具有兩個(gè)成員的基金管理團(tuán)隊(duì)(team)，另一類(lèi)是單基金管理人(individual)；(2)流動(dòng)性提供者，表示交易的對(duì)手方，其主要目的是為使市場(chǎng)出清。t期期末股票價(jià)格為。

在t期期初，風(fēng)險(xiǎn)中性的基金管理人觀察到一個(gè)信號(hào)指標(biāo)0，該信號(hào)與相關(guān)。t期期末，基金管理人知曉自己的信息是否預(yù)測(cè)準(zhǔn)確，即時(shí)，信息真實(shí)，而時(shí)，信息是噪聲的。

基金管理人團(tuán)隊(duì)和單個(gè)基金管理人對(duì)有效信息的判斷行為分別為和，預(yù)測(cè)概率分別為Φ0和φ0，即表示了兩類(lèi)基金管理人(團(tuán)隊(duì))的能力，具體可表示為公式(1)：

群體決策模式下，當(dāng)成員意見(jiàn)不一定一致時(shí)，選擇決策正確成員的意見(jiàn)權(quán)重為κ。

引理1：當(dāng)κ=0.5時(shí)，；當(dāng)κ＞0.5時(shí)，，反之相反。

(2)式可理解為，基金管理人團(tuán)隊(duì)存在2人，每人面臨預(yù)測(cè)正確或錯(cuò)誤的判斷，那么團(tuán)隊(duì)模式預(yù)測(cè)的表現(xiàn)是否優(yōu)于單經(jīng)理模式?jīng)Q策，決定于團(tuán)隊(duì)最終決策時(shí)采取了正確預(yù)測(cè)成員決策的決策權(quán)重κ：κ=0.5表明團(tuán)隊(duì)決策沒(méi)有偏重，每個(gè)人的意見(jiàn)在最終團(tuán)隊(duì)決策時(shí)都賦予相等的權(quán)重，一定程度上可以理解為“觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)”的條件；當(dāng)κ≠0.5時(shí)，團(tuán)隊(duì)模式?jīng)Q策會(huì)偏重其中一人的意見(jiàn)，即“群體轉(zhuǎn)移理論”的條件。

2．非理性管理者的認(rèn)知偏差與過(guò)度自信

本文借鑒Gervais and Odean(2001)[4]中的處理方式，將理性模型進(jìn)行改造，在使用貝葉斯公式時(shí)有意將預(yù)測(cè)成功對(duì)能力評(píng)估的權(quán)重放大，而對(duì)失敗的權(quán)重賦予假定是正確的。使用一組認(rèn)知偏差因子進(jìn)行衡量。當(dāng)γ=1時(shí)，該交易者是理性的；當(dāng)γ＞1時(shí)，存在認(rèn)知偏差。

假設(shè)1：在群體轉(zhuǎn)移理論下，基金管理人團(tuán)隊(duì)認(rèn)知偏差因子可表示為，在觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)下，基金管理人團(tuán)隊(duì)認(rèn)知偏差因子可表示為。

t期時(shí)，基金管理人認(rèn)為自己具有高能力的概率可表示為：

且存在認(rèn)知偏差的單個(gè)基金管理人更新其能力認(rèn)知的行為可表示為：

同理，具有認(rèn)知偏差的基金管理人團(tuán)隊(duì)的高能力概率也相應(yīng)表示為：

存在認(rèn)知偏差的基金管理人團(tuán)隊(duì)更新其能力認(rèn)知的行為可表示為：

過(guò)度自信和認(rèn)知偏差的聯(lián)系是，現(xiàn)實(shí)中知情交易者往往認(rèn)為自己比一個(gè)無(wú)偏理性交易者的能力還要強(qiáng)，那么過(guò)度自信的程度實(shí)際上可以用具有認(rèn)知偏差的交易者與理性交易者的自我評(píng)價(jià)能力的相對(duì)值進(jìn)行衡量，因此，認(rèn)知偏差越大，過(guò)度自信程度越大。

推論1：群體轉(zhuǎn)移理論下，若基金管理人團(tuán)隊(duì)的初始預(yù)測(cè)能力大于單人，且認(rèn)知偏差也大于單人，則團(tuán)隊(duì)過(guò)度自信高于單個(gè)管理人過(guò)度自信。

上述推論表明，如果群體轉(zhuǎn)移理論是成立的，團(tuán)隊(duì)過(guò)度自信的程度大于單個(gè)基金管理人過(guò)度自信程度發(fā)生時(shí)，這種過(guò)度自信的偏大一方面來(lái)自于基金管理人團(tuán)隊(duì)真實(shí)預(yù)測(cè)能力的水平相當(dāng)或偏高，一方面來(lái)自于認(rèn)知偏差的放大效應(yīng)。

2．觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)下，有，因此有以下推論：

推論2：觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)下，當(dāng)單個(gè)基金管理人初始預(yù)測(cè)水平較高或與基金管理人團(tuán)隊(duì)預(yù)測(cè)水平相當(dāng)，且個(gè)人認(rèn)知偏差大于團(tuán)隊(duì)時(shí)，單人基金管理人的過(guò)度自信程度大于團(tuán)隊(duì)。

二、不同基金管理模式下過(guò)度自信對(duì)基金業(yè)績(jī)的影響

本文使用市場(chǎng)均衡條件探討單經(jīng)理制與團(tuán)隊(duì)模式的過(guò)度自信差異對(duì)于基金投資業(yè)績(jī)(這里用基金投資收益率代表)的影響。假設(shè)t期市場(chǎng)均衡時(shí)的股票價(jià)格pt與基金管理人對(duì)股票的需求量mt是線性關(guān)系，而基金管理人對(duì)股票的需求量mt又由其投資經(jīng)驗(yàn)st-1和當(dāng)期信號(hào)θt決定，即：

其中l(wèi)t表示流動(dòng)性提供者對(duì)股票的需求量，bt、ct為函數(shù)系數(shù)。

聯(lián)立(7)、(8)式，在市場(chǎng)出清下可以得到不同基金管理模式下的收益率分別可表示為(9)、(10)式：

進(jìn)一步推出不同基金管理模式下的過(guò)度自信與基金投資收益方面的關(guān)系：

推論3：無(wú)論何種模式，當(dāng)管理人過(guò)度自信程度均在一門(mén)檻值范圍內(nèi)時(shí)，其投資收益率將保持正值，否則管理人投資將產(chǎn)生負(fù)收益。當(dāng)基金管理人團(tuán)隊(duì)過(guò)度自信程度大于單個(gè)基金管理人時(shí)，在其他條件相同情況下，基金管理人團(tuán)隊(duì)的收益將差于單個(gè)基金管理人；反之亦然。

至此，通過(guò)以上的理論模型，本文得到了如下結(jié)論：

第一，就過(guò)度自信的程度來(lái)看，團(tuán)隊(duì)模式與單經(jīng)理模式孰高孰低，一方面取決于二者初始預(yù)測(cè)能力的高低，另一方面取決于認(rèn)知偏差的比較。在群體轉(zhuǎn)移理論下，初始預(yù)測(cè)能力高的團(tuán)隊(duì)模式的過(guò)度自信程度會(huì)大于單經(jīng)理模式的過(guò)度自信程度；而觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)下，初始預(yù)測(cè)能力高的單經(jīng)理模式的過(guò)度自信水平會(huì)高于團(tuán)隊(duì)模式的過(guò)度自信。

第二，就非理性行為對(duì)績(jī)效的影響來(lái)看，在群體轉(zhuǎn)移理論和觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)兩種不同的假說(shuō)條件下，單基金管理人模式和基金管理人團(tuán)隊(duì)模式具有不同的結(jié)論：在群體轉(zhuǎn)移假說(shuō)條件下，團(tuán)隊(duì)模式過(guò)度自信程度大于單經(jīng)理管理模式，進(jìn)一步可推出團(tuán)隊(duì)管理基金業(yè)績(jī)?nèi)跤趩谓?jīng)理管理下的基金業(yè)績(jī)；在觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)條件下，單基金管理模式過(guò)度自信程度大于團(tuán)隊(duì)模式，因此團(tuán)隊(duì)基金業(yè)績(jī)更優(yōu)。

上述結(jié)論共同說(shuō)明，無(wú)論是從預(yù)測(cè)能力、過(guò)度自信程度來(lái)看，還是從過(guò)度自信對(duì)投資績(jī)效的影響而言，團(tuán)隊(duì)模式與單經(jīng)理模式都不能被否定，二者孰優(yōu)孰劣關(guān)鍵要取決于現(xiàn)實(shí)中群體決策的表現(xiàn)是群體轉(zhuǎn)移理論成立還是觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)。這也就從本文的視角闡釋了現(xiàn)實(shí)中團(tuán)隊(duì)模式與單經(jīng)理模式并存的原因——現(xiàn)實(shí)中群體轉(zhuǎn)移理論是存在的，同時(shí)觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)也是成立的。這里本文還要特別指出的是，無(wú)論采取何種管理模式，當(dāng)過(guò)度自信超過(guò)一定的程度時(shí)，均會(huì)導(dǎo)致投資績(jī)效為負(fù)。這也就說(shuō)明，已有文獻(xiàn)直接研究不同管理模式對(duì)投資績(jī)效的影響，確實(shí)忽視了二者之間的重要環(huán)節(jié)與機(jī)制——投資者行為的作用，從而也就遺漏了大量重要的信息。

基金管理模式的實(shí)證檢驗(yàn)分析

實(shí)證檢驗(yàn)部分，本文將通過(guò)如下兩個(gè)工作，對(duì)上述理論結(jié)論進(jìn)行實(shí)證考察：鑒于團(tuán)隊(duì)模式和單經(jīng)理模式下過(guò)度自信程度及其對(duì)投資績(jī)效的影響取決于群體轉(zhuǎn)移理論存在還是觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)成立，因此本文首先對(duì)此二者的存在性進(jìn)行考察。其次，本文考察不同基金管理模式下過(guò)度自信對(duì)基金業(yè)績(jī)的影響。

一、變量選擇

1．過(guò)度自信變量

已有研究發(fā)現(xiàn)(Odean，1998；Wang，2001)[9][15]，過(guò)度自信會(huì)導(dǎo)致過(guò)度交易。因此，本文選用具有交易特征的換手率對(duì)過(guò)度自信進(jìn)行衡量(譚松濤，王亞平，2006；廖理等，2013)[24][20]，存在過(guò)度自信時(shí)，換手率也相應(yīng)增加。換手率具體表示為：

其中，TOi,t表示t期基金i的換手率，wki,t表示基金i在t期持有股票k的市值占基金i總市值之比，t分別表示基金i在t期買(mǎi)入和賣(mài)出股票k的數(shù)量，表示基金在t期持有股票k的數(shù)量，Ni,t表示基金i在t期買(mǎi)入或賣(mài)出不同股票的個(gè)數(shù)。

使用換手率作為過(guò)度自信代理變量的合理性在于，由于基金以季度頻率披露重倉(cāng)股調(diào)整信息，期間的交易信息無(wú)法得知；從季度時(shí)間長(zhǎng)度來(lái)看，基金的流動(dòng)性需求基本可以忽略，且從交易成本來(lái)看，由于股票交易成本遠(yuǎn)高于銀行短期貸款利息，因此除非發(fā)生大規(guī)模贖回的情況，則基金管理人可以通過(guò)銀行短期借貸及銀行間市場(chǎng)交易等方式滿足流動(dòng)性需求，而非出售股票。此外，考慮到部分管理人調(diào)整組合需求的可能性，一方面，本文參考譚松濤和王亞平(2006)[24]對(duì)樣本的處理方法，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中只考慮基金管理人在出售某只股票時(shí)，將其持有的該股票所有份額全部售出的交易，從而盡可能地把基金管理人重新平衡某只股票持有份額的交易目的剔除；另一方面，使用基金交易費(fèi)用作為過(guò)度自信變量的代表變量加以檢驗(yàn)。

2．基金業(yè)績(jī)變量

基金業(yè)績(jī)測(cè)度使用兩個(gè)指數(shù)進(jìn)行衡量，一是夏普指數(shù)(Sharpe Ratio)，二是基于基金凈資產(chǎn)價(jià)值構(gòu)造的凈資產(chǎn)收益率(NAV Ratio)，分別表示為：

其中，Ri,t表示基金i在t時(shí)期的收益率，Rf為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率，本文使用當(dāng)前銀行一年定期存款稅前收益率進(jìn)行表示，σi,t為收益率波動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差，NAVi,t表示基金i在t時(shí)期的單位基金資產(chǎn)凈值，Markett為t時(shí)期的市場(chǎng)流通市值的加權(quán)收益率。

使用上述收益率，一方面是從基金的凈價(jià)值方面進(jìn)行業(yè)績(jī)衡量，另一方面從收益-風(fēng)險(xiǎn)角度進(jìn)行衡量，從而對(duì)基金業(yè)績(jī)進(jìn)行更全面的描述。

3．基金預(yù)測(cè)能力變量

本文用擇時(shí)能力(Time_Select)對(duì)基金管理人的預(yù)測(cè)能力進(jìn)行衡量。擇時(shí)能力體現(xiàn)了基金管理人投資時(shí)點(diǎn)的判斷和預(yù)測(cè)，從而代表了基金管理人對(duì)于未來(lái)投資的預(yù)判能力。根據(jù)二次市場(chǎng)超額收益模型：

其中Ri為基金i的凈值收益率，Rf為無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率，考慮到目前我國(guó)國(guó)債期限結(jié)構(gòu)不成熟等原因，如已有大多數(shù)研究一樣，這里用當(dāng)前銀行一年定期存款稅前收益率表示，Rm為基準(zhǔn)標(biāo)的指數(shù)收益率。通過(guò)回歸上述模型，得到ρ表示該基金捕捉市場(chǎng)實(shí)際的能力，即選時(shí)能力。

4．控制變量

此外，為了更好地避免其他基金特質(zhì)變量對(duì)于過(guò)度自信、業(yè)績(jī)之間的影響關(guān)系的干擾，在實(shí)證過(guò)程中還應(yīng)對(duì)基金管理人的相關(guān)特征變量和基金自身的特征變量進(jìn)行控制，如表1所示。

二、模型設(shè)定

1．基金管理模式假說(shuō)驗(yàn)證

考慮到上一部分理論分析中，過(guò)度自信在不同基金管理模式下的差異的前提是其初始預(yù)測(cè)能力的差別，故在驗(yàn)證我國(guó)開(kāi)放式基金符合哪種管理模式時(shí)，首先應(yīng)對(duì)兩種管理模式的預(yù)測(cè)能力進(jìn)行對(duì)比，進(jìn)而對(duì)預(yù)測(cè)能力對(duì)過(guò)度自信的影響進(jìn)行分析，具體回歸方程如下：

其中，Overconfidence為過(guò)度自信變量，本文使用換手率(Turnover)表示。PA表示預(yù)測(cè)能力(Predict Ability)，用基金擇時(shí)能力(Time_Select)表示。

需要指出的是，上述檢驗(yàn)成立需要具有很強(qiáng)的限制條件，即必須滿足“給定其他條件相同”，因此，只有當(dāng)單人和團(tuán)隊(duì)管理模式在其他各方面都相同時(shí)，才可以對(duì)預(yù)測(cè)能力PA直接進(jìn)行比較，從而進(jìn)一步分析過(guò)度自信與之的關(guān)系。因此，為排除基金其他特征對(duì)預(yù)測(cè)能力的影響，本文采用傾向得分匹配的方法進(jìn)行處理(Rosenbaum and Rubin，1983，1984)[10][11]。該方法的基本思路是，給定某一單人管理模式基金(作為“處理組”)，采用傾向得分匹配的方法，在所有團(tuán)隊(duì)管理模式基金中選出與之得分最接近的樣本作為“對(duì)照組”，并在此基礎(chǔ)上對(duì)(15)式進(jìn)行估計(jì)。具體估計(jì)原理為：

表1 控制變量定義

首先，使用Probit模型對(duì)(16)式進(jìn)行估計(jì)：

其中，Individualk為虛擬變量，表示基金k屬于單人管理(Individualk=1)或團(tuán)隊(duì)管理(Individualk=0)。為正態(tài)分布函數(shù)。Xk為反映基金k的特征變量(表1)。根據(jù)(16)式的估計(jì)結(jié)果，得到基金k的傾向得分值，即Pk的估計(jì)值k。

對(duì)于每一個(gè)單人管理基金k，設(shè)C(k)為k的對(duì)照組，則需要達(dá)到兩基金的傾向得分值盡可能接近的效果，由此可得到除處理變量(單人/團(tuán)隊(duì))之外其余特征變量皆匹配的樣本，從而突出比較基金管理模式差異所引起的預(yù)測(cè)能力、過(guò)度自信差異。

2．基金業(yè)績(jī)的過(guò)度自信效應(yīng)模型

由已有的有關(guān)研究和本文的理論模型可以看到，過(guò)度自信與基金業(yè)績(jī)之間存在內(nèi)生關(guān)系，即過(guò)度自信更容易出現(xiàn)于前期投資業(yè)績(jī)領(lǐng)先的基金管理人，而過(guò)度自信的行為偏差也會(huì)影響下一期投資決策，進(jìn)一步引起投資業(yè)績(jī)的變動(dòng)。因此，為了克服變量?jī)?nèi)生性所導(dǎo)致的有偏估計(jì)，本文采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行本部分的實(shí)證檢驗(yàn)。

為此，本文設(shè)定如下回歸模型：

其中，yit表示基金i在t時(shí)刻的業(yè)績(jī)，Xit為過(guò)度自信變量，Zit為控制變量，μit , εit為隨機(jī)項(xiàng)，α, ρ, β, δ均為估計(jì)系數(shù)。

三、樣本選取及描述性統(tǒng)計(jì)

2006年之后，基金行業(yè)開(kāi)始大規(guī)模的擴(kuò)張和成長(zhǎng)。因此，本文研究期間為2006年第一季度至2014年第四季度，研究樣本為股票型開(kāi)放式基金，經(jīng)過(guò)剔除缺失值和異常值等處理，共選擇291只股票型開(kāi)放式基金，其中由單個(gè)基金管理人管理的基金數(shù)為142只，由基金管理人團(tuán)隊(duì)管理的基金數(shù)為149只，并對(duì)應(yīng)選取其基金業(yè)績(jī)變量和過(guò)度自信變量對(duì)應(yīng)的代理變量。其中，過(guò)度自信使用基金每期持倉(cāng)變動(dòng)情況，基金業(yè)績(jī)分別使用每期夏普比率及凈資產(chǎn)收益率。數(shù)據(jù)均來(lái)源與Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。為保證數(shù)據(jù)有效性并消除異常樣本對(duì)研究結(jié)論的影響，本文利用Winsorize的方法對(duì)1%異常值進(jìn)行縮尾處理。

基本的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。過(guò)度自信變量由Panel A所示，在2006～2014年區(qū)間內(nèi)，基金管理人團(tuán)隊(duì)管理的基金在持倉(cāng)換手的幅度的水平值為0.86%，遠(yuǎn)大于單個(gè)基金管理人換手均值0.52%，且在波動(dòng)方面大于單個(gè)基金管理人，達(dá)到0.0268，說(shuō)明團(tuán)隊(duì)基金管理人的持倉(cāng)變動(dòng)水平和波動(dòng)幅度相對(duì)更大。從統(tǒng)計(jì)方面我們初步可以看出，團(tuán)隊(duì)模式的過(guò)度自信程度大于單經(jīng)理模式，進(jìn)一步，這說(shuō)明我國(guó)基金管理更符合群體轉(zhuǎn)移假說(shuō)模式。在下一部分本文將使用傾向得分匹配(PSM)方法進(jìn)一步驗(yàn)證這一結(jié)論。

業(yè)績(jī)方面，由Panel B可知，無(wú)論從夏普比率或是從基金凈值增長(zhǎng)率衡量的基金業(yè)績(jī)來(lái)看，單個(gè)基金管理人的平均表現(xiàn)(分別為4.32%和3.47%)都略低于基金管理人團(tuán)隊(duì)(分別為4.72%和3.53%)3，而從波動(dòng)幅度來(lái)看，兩種管理模式的業(yè)績(jī)波動(dòng)近似，約為0.33。

表2 各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

預(yù)測(cè)能力方面，單個(gè)基金管理人和基金管理人團(tuán)隊(duì)的擇時(shí)能力均較差，為負(fù)值(Panel C)；相比之下單個(gè)基金管理人的擇時(shí)能力更差，不僅均值為-2.5316低于基金管理人團(tuán)隊(duì)的-2.1889，而且標(biāo)準(zhǔn)差更大，表現(xiàn)不穩(wěn)定。

四、基于傾向得分匹配的管理模式假說(shuō)檢驗(yàn)

在理論部分，個(gè)人基金管理人和基金管理人團(tuán)隊(duì)的過(guò)度自信程度孰輕孰重，在“觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)”以及“群體轉(zhuǎn)移假說(shuō)”兩種假說(shuō)存在結(jié)論差異，原因之一即兩種假說(shuō)設(shè)定的兩類(lèi)管理模式的初始預(yù)測(cè)能力大小之間存在差別。在上一部分本文使用描述性統(tǒng)計(jì)方法初步驗(yàn)證了我國(guó)開(kāi)放式基金的過(guò)度自信水平符合“群體轉(zhuǎn)移假說(shuō)”，但由于基金規(guī)模、成立年限等基金個(gè)性特征之間存在差距，且基金初始預(yù)測(cè)能力也具有顯著差別，因此并不能完全驗(yàn)證這一觀點(diǎn)。在這一部分本文使用傾向得分匹配的方法進(jìn)一步對(duì)“群體轉(zhuǎn)移假說(shuō)”加以佐證。

由表3回歸結(jié)果可知，兩種管理模式下的基金管理人預(yù)測(cè)能力具有顯著差異。在95%的置信水平下，單人預(yù)測(cè)能力弱于基金管理人團(tuán)隊(duì)，平均差異為0.59%。從過(guò)度自信水平比較，單人基金管理人和基金管理人團(tuán)隊(duì)之間也存在顯著偏差，且均表現(xiàn)為單人過(guò)度自信程度低于基金管理人團(tuán)隊(duì)。在未控制預(yù)測(cè)能力變量的情況下，兩種管理模式下的過(guò)度自信水平相差0.0201%?？紤]到前文理論部分推論中，預(yù)測(cè)能力對(duì)過(guò)度自信也有一定影響，因此本文繼續(xù)考察控制預(yù)測(cè)能力之后，單人/團(tuán)隊(duì)模式對(duì)于過(guò)度自信的影響，發(fā)現(xiàn)在95%置信水平下，單人模式的過(guò)度自信水平仍弱于團(tuán)隊(duì)模式，但差距有所縮小，為0.0155%。這進(jìn)一步驗(yàn)證了我國(guó)開(kāi)放式基金的兩種管理模式符合“群體轉(zhuǎn)移理論”4，即推論1的結(jié)論：團(tuán)隊(duì)初始預(yù)測(cè)能力高于單人基金管理人，而過(guò)度自信水平也大于單人，且在控制初始預(yù)測(cè)能力之后，仍顯著表現(xiàn)出這種關(guān)系，即從認(rèn)知偏差角度，團(tuán)隊(duì)的偏差程度也高于單人。這一現(xiàn)象說(shuō)明，我國(guó)基金管理團(tuán)隊(duì)在決策時(shí)更容易受到具有非理性偏差情緒的成員觀點(diǎn)影響，即這種非理性偏差會(huì)不斷疊加，從而表現(xiàn)出過(guò)度自信程度更高、業(yè)績(jī)更易受非理性行為支配的現(xiàn)象。

表3 傾向得分匹配估計(jì)結(jié)果

五、基金業(yè)績(jī)的過(guò)度自信效應(yīng)檢驗(yàn)

如表4顯示，當(dāng)以夏普比率來(lái)衡量業(yè)績(jī)表現(xiàn)時(shí)，過(guò)度自信變量在不同管理模式下對(duì)業(yè)績(jī)影響的方向均為負(fù)，但幅度不同。這說(shuō)明我國(guó)開(kāi)放式股票型基金市場(chǎng)中，兩類(lèi)管理模式存在的過(guò)度自信程度均在推論3中的門(mén)檻值v*之上，即過(guò)度自信程度的增加將降低基金投資業(yè)績(jī)。在單經(jīng)理管理模式下，過(guò)度自信每增加1單位，會(huì)引起基金業(yè)績(jī)降低0.63，而在基金管理人團(tuán)隊(duì)模式下，基金業(yè)績(jī)隨過(guò)度自信增加而降低的幅度更大，達(dá)到0.96。這說(shuō)明基金管理人團(tuán)隊(duì)的過(guò)度自信偏差對(duì)于業(yè)績(jī)的影響程度更大，這進(jìn)一步印證了前文理論部分推論3中的結(jié)論，即過(guò)度自信偏差與基金業(yè)績(jī)之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，且團(tuán)隊(duì)模式過(guò)度自信偏差相對(duì)更大，引起基金業(yè)績(jī)下降變動(dòng)幅度也更大。

表4 不同管理模式下過(guò)度自信行為偏差對(duì)業(yè)績(jī)的影響

而從基金單位凈值增長(zhǎng)率角度來(lái)看，兩種管理模式下的過(guò)度自信對(duì)業(yè)績(jī)的負(fù)影響方向和水平接近，影響幅度在0.38～0.40之間，只是單經(jīng)理管理模式下的影響稍大——過(guò)度自信變量每變動(dòng)一單位，會(huì)引起基金業(yè)績(jī)降低0.40。

結(jié)合兩種業(yè)績(jī)衡量指標(biāo)，本文認(rèn)為用夏普比率和單位凈值增長(zhǎng)率兩種業(yè)績(jī)指標(biāo)受過(guò)度自信影響的差異源于，基金單位凈值增長(zhǎng)率代表了基金業(yè)績(jī)的絕對(duì)收益，而夏普比率代表了基金業(yè)績(jī)經(jīng)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整過(guò)后的相對(duì)收益。因此，雖然從絕對(duì)收益來(lái)看，單經(jīng)理基金管理人管理模式的過(guò)度自信對(duì)業(yè)績(jī)的負(fù)面影響水平稍大，但經(jīng)過(guò)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整之后，基金管理人團(tuán)隊(duì)模式下的基金受過(guò)度自信偏差遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于單經(jīng)理模式，因此本文認(rèn)為團(tuán)隊(duì)模式下基金管理人的過(guò)度自信偏差導(dǎo)致其在之后投資決策時(shí)傾向于采取過(guò)度風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，引起了業(yè)績(jī)波動(dòng)的加劇，從而導(dǎo)致基金業(yè)績(jī)的下降幅度更大。

此外，兩種基金管理模式下，業(yè)績(jī)自身滯后一期和兩期對(duì)于當(dāng)期業(yè)績(jī)也具有顯著影響，且符號(hào)相反，這也進(jìn)一步說(shuō)明基金管理人在投資過(guò)程中不斷在自身的理性決策和行為偏差中動(dòng)態(tài)調(diào)整，當(dāng)當(dāng)期基金業(yè)績(jī)較好時(shí)，其過(guò)度自信偏差增大，引起下一期投資決策的非理性程度和收益波動(dòng)加大，一旦獲得了較差收益，則他們會(huì)再次總結(jié)原因，在接下來(lái)的投資決策中回歸謹(jǐn)慎分析。但注意到業(yè)績(jī)滯后一期正向影響的幅度均大于滯后二期的負(fù)向影響幅度，這也說(shuō)明過(guò)度自信的有偏性，負(fù)面業(yè)績(jī)引起的信念和決策調(diào)整幅度小于正面業(yè)績(jī)引發(fā)的過(guò)度自信偏差的決策調(diào)整幅度，這正印證了“自我歸因偏差說(shuō)”的觀點(diǎn)，即人們傾向于將成功歸功于自己的能力，而將失敗歸于外部環(huán)境原因——這正是過(guò)度自信產(chǎn)生的重要原因之一(Gervais and Odean, 2001)[4]，從而在遇到投資收益較差的時(shí)刻，這種“失敗”對(duì)于其下一期的投資決策的“反省”程度遠(yuǎn)小于“成功”對(duì)下一期的“經(jīng)驗(yàn)”程度影響。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

以上的檢驗(yàn)均有一個(gè)共同假設(shè)，即基金管理人均具有非理性過(guò)度自信行為，基金管理人調(diào)整組合的行為均包含非理性因素。然而，嚴(yán)格來(lái)說(shuō)，基金管理人也可能因?yàn)橐恍┖侠碓蛘{(diào)整投資組合構(gòu)成，如滿足流動(dòng)性需求，重新平衡投資組合等目的進(jìn)行的交易行為。正如前文所述，盡管從季度時(shí)間長(zhǎng)度來(lái)看，基金的流動(dòng)性需求基本可以忽略，但為了盡可能剔除季度換手率仍存在流動(dòng)性需求和重新調(diào)整平衡組合配置需求的可能性，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中只考慮基金管理人在出售某只股票時(shí)，將其持有的該股票所有份額全部售出的交易，從而盡可能地把上述兩種調(diào)整正常交易需求完全剔除。檢驗(yàn)結(jié)果如表3(穩(wěn)健性檢驗(yàn)1)及表5(穩(wěn)健性檢驗(yàn)1)所示，經(jīng)過(guò)這種樣本處理之后，檢驗(yàn)結(jié)果依舊支持本文主要結(jié)論，而且在考慮這種將重倉(cāng)股全部交易的極端情況后，本文發(fā)現(xiàn)，無(wú)論單經(jīng)理或團(tuán)隊(duì)基金管理模式，過(guò)度自信對(duì)于業(yè)績(jī)的負(fù)向影響幅度顯著增加，且兩種管理模式的過(guò)度自信程度差距亦顯著擴(kuò)大。

此外，考慮到以基金為代表的機(jī)構(gòu)投資者的決策行為可能受不同市場(chǎng)行情的影響，本文在穩(wěn)健性階段還將樣本劃分為上漲行情和下跌行情進(jìn)行單獨(dú)分析。在對(duì)上漲行情和下跌行情的定義上，本文參考史永東和王謹(jǐn)樂(lè)(2014)[23]的處理方式，為避免已有文獻(xiàn)中對(duì)行情存在主觀判斷而產(chǎn)生的分歧，以上證指數(shù)的季度收益為最小衡量單位，當(dāng)上證指數(shù)的季度收益大于0，則定義為上漲行情，反之為下跌行情。檢驗(yàn)結(jié)果如表3(穩(wěn)健性檢驗(yàn)2、3)及表5(穩(wěn)健性檢驗(yàn)2、3)所示，說(shuō)明無(wú)論市場(chǎng)在上漲行情或下跌行情，基金管理模式均符合“群體轉(zhuǎn)移理論”，而在市場(chǎng)上漲行情下，單人和團(tuán)隊(duì)模式的過(guò)度自信水平差異更大；更進(jìn)一步，在上漲行情下過(guò)度自信對(duì)基金業(yè)績(jī)影響的幅度顯著大于下跌行情，進(jìn)一步證明了這一非理性行為在市場(chǎng)整體狀態(tài)向上的情況下，投資者情緒對(duì)投資決策影響力更大，而非理性情緒的擴(kuò)大使得業(yè)績(jī)受負(fù)向影響的可能性亦增大。

表5 不同管理模式下過(guò)度自信行為偏差對(duì)業(yè)績(jī)的影響(穩(wěn)健性檢驗(yàn))

此外，本文將過(guò)度自信代理變量替換為基金交易費(fèi)用(Trading expense)，樣本頻率為半年度；同時(shí)，將業(yè)績(jī)指標(biāo)替換為跟蹤誤差(Tracking error)。為節(jié)省篇幅，本文僅報(bào)告主要回歸變量系數(shù)值和回歸結(jié)果，而未報(bào)告控制變量系數(shù)，結(jié)果如表5穩(wěn)健性檢驗(yàn)4。從穩(wěn)健性檢驗(yàn)可以看出，交易費(fèi)用越高，過(guò)度自信偏差越明顯，引起的跟蹤誤差幅度越大，業(yè)績(jī)?cè)讲?。且基金管理團(tuán)隊(duì)和單經(jīng)理管理模式的過(guò)度自信行為偏差對(duì)跟蹤誤差的影響幅度分別為5.45和2.05，說(shuō)明團(tuán)隊(duì)模式下的非理性偏差對(duì)業(yè)績(jī)影響遠(yuǎn)大于單經(jīng)理管理模式。因此，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，除個(gè)別系數(shù)不顯著之外，多數(shù)檢驗(yàn)結(jié)論均與主表相近，說(shuō)明本文結(jié)論穩(wěn)健。

結(jié)論與啟示

本文從基金管理者非理性行為角度入手，考察了不同管理模式下的基金管理人認(rèn)知偏差過(guò)程的表現(xiàn)，使用兩種假說(shuō)解釋了單經(jīng)理模式與基金管理人團(tuán)隊(duì)模型并存的原因，分析了兩種模式在不同條件下的優(yōu)劣，并對(duì)由此引發(fā)的過(guò)度自信對(duì)于不同基金管理模式的業(yè)績(jī)影響進(jìn)行理論研究。進(jìn)一步，據(jù)此進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從而達(dá)到從機(jī)構(gòu)投資者行為(Institutional investor behavior)角度展開(kāi)我國(guó)現(xiàn)有基金管理模式效率方面探討。

理論模型方面，本文結(jié)合群體決策理論和投資者非理性偏差模型，從群體觀點(diǎn)轉(zhuǎn)移和觀點(diǎn)多樣化兩個(gè)假設(shè)角度，分別考察了不同管理模式下的過(guò)度自信的表現(xiàn)及由此帶來(lái)的對(duì)投資業(yè)績(jī)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理人的過(guò)度自信差異來(lái)源于自身認(rèn)知偏差程度及初始預(yù)測(cè)能力。此外，在不同的群體決策模式下，基金管理模式也表現(xiàn)出非理性行為上的差異，初始預(yù)測(cè)能力高的團(tuán)隊(duì)模式的過(guò)度自信程度會(huì)大于單經(jīng)理模式的過(guò)度自信程度；而觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)下，初始預(yù)測(cè)能力高的單經(jīng)理模式的過(guò)度自信水平會(huì)高于團(tuán)隊(duì)模式的過(guò)度自信。進(jìn)一步，基金投資業(yè)績(jī)方面，本文發(fā)現(xiàn)基金投資收益率與管理人過(guò)度自信程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且雖然在一定范圍內(nèi)，基金管理人投資仍具有收益為正的可能性5，但是當(dāng)過(guò)度自信程度超過(guò)一定臨界值時(shí)，無(wú)論是單個(gè)基金管理人還是基金管理團(tuán)隊(duì)，其投資均會(huì)產(chǎn)生負(fù)收益。

實(shí)證方面，本文使用我國(guó)股票型基金樣本對(duì)兩種管理模式的過(guò)度自信偏差及后果進(jìn)行檢驗(yàn)，從非理性行為偏差角度證實(shí)了我國(guó)開(kāi)放式股票型基金符合群體轉(zhuǎn)移假說(shuō)。其次，本文發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)模式更傾向于受過(guò)度自信行為偏差的影響，采取非理性的過(guò)度風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為，從而導(dǎo)致業(yè)績(jī)的波動(dòng)性加劇，對(duì)業(yè)績(jī)具有消極影響。需要指出的是，實(shí)證部分本文主要選取傾向得分匹配的方法，盡可能地為兩類(lèi)基金管理模式進(jìn)行匹配，使得檢驗(yàn)結(jié)果盡可能剝離其他因素的影響，但該方法本身也不可避免地存在隱性偏差問(wèn)題，如只控制可測(cè)變量的影響，而忽略了依據(jù)不可測(cè)變量選擇的可能性。

從兩種理論假說(shuō)的結(jié)論的共性以及差異性中，本文可以得到目前基金行業(yè)中單個(gè)基金管理人和基金管理人團(tuán)隊(duì)模式并存的解釋，即“群體轉(zhuǎn)移理論”或“觀點(diǎn)多樣化假說(shuō)”在現(xiàn)實(shí)中的并存：不同的理論或假說(shuō)的存在，即會(huì)造成不同管理模式的相對(duì)優(yōu)勢(shì)和成本，從而導(dǎo)致了在實(shí)踐中團(tuán)隊(duì)模式與單經(jīng)理模式的并存。對(duì)于基金公司而言，兩種管理模式似乎都可以選擇，但群體轉(zhuǎn)移理論和多樣化假說(shuō)下，兩種模式的過(guò)度自信及其對(duì)績(jī)效的影響是不同的。這對(duì)基金公司選擇不同模式的啟示是，無(wú)論實(shí)施哪種模式，前提是要先弄清楚那種群體決策理論在現(xiàn)實(shí)中成立。而且，可以推測(cè)，隨著投資環(huán)境的完善、投資規(guī)則的健全、投資文化的變遷，何種理論在現(xiàn)實(shí)中成立可能是動(dòng)態(tài)變化的(這也是未來(lái)值得進(jìn)一步研究和跟蹤的課題)，就需要基金公司進(jìn)行管理模式的動(dòng)態(tài)調(diào)整。根據(jù)本文的研究，目前中國(guó)，群體轉(zhuǎn)移理論是成立的，那么，一方面提示我們對(duì)團(tuán)隊(duì)模式的使用要慎重，另一方面也提醒基金公司和監(jiān)管當(dāng)局，要密切觀察、引導(dǎo)、控制團(tuán)隊(duì)模式下的非理性偏差及其程度。在有限的成本下進(jìn)一步提升基金的投資質(zhì)量，從而提高我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)資本市場(chǎng)的貢獻(xiàn)效率。

注釋