開放式基金錨定啟發(fā)式偏差對其績效的影響

摘要:本文利用最小二乘法對我國開放式基金的投資看漲情緒變動指標(biāo)與行業(yè)超額收益率的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了檢驗，考察開放式基金作為一個整體在各個行業(yè)上是否存在錨定啟發(fā)式偏差，并進(jìn)一步設(shè)計指標(biāo)衡量單只開放式基金的錨定啟發(fā)式偏差程度，利用BB動態(tài)面板模型考察了錨定啟發(fā)式偏差對基金績效的影響，發(fā)現(xiàn)基于行業(yè)當(dāng)期超額收益率的錨定啟發(fā)式偏差顯著利于提高投資績效，而基于行業(yè)歷史超額收益率的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差對投資績效的影響不大。

關(guān)鍵詞:開放式基金;錨定啟發(fā)式偏差;投資績效

Abstract:In this paper，we test the relationship between the investor sentiment index and the industrial wide abnormal return using Ordinary Least Square method，and analyze whether our open-end funds as a whole are prone to anchoring heuristics bias for each industry. And we design a new indicator to measure the extent of anchoring heuristic bias for each open-end fund. Furthermore we apply BB dynamic panel-data model to examine the influence of anchoring heuristic bias on their performance. We find that the Momentum anchoring heuristic based on the current industrial abnormal return can improve the investment performance significantly，while the reversal anchoring bias based on historical industrial abnormal returns barely has any influence on the performance.

Key Words:open-end funds，anchoring heuristics bias，investment performance

中圖分類號:F830.3 文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A文章編號:1674-2265(2010)10-0075-06

一、文獻(xiàn)綜述與問題的提出

行為金融學(xué)認(rèn)為投資者普遍存在系統(tǒng)性認(rèn)知偏差，而認(rèn)知偏差主要包括“啟發(fā)式偏差”(Heuristics Bias)和“框架依賴”(Framing Dependence)。其中，“啟發(fā)式偏差”是指投資者多依據(jù)“經(jīng)驗法則”來進(jìn)行投資決策而產(chǎn)生的認(rèn)知偏差。投資者依賴“啟發(fā)法”做出的投資決策帶有不確定性，只能說可能是正確的結(jié)論。但如果所遺漏的因素和現(xiàn)象很重要，那么信息的缺損就會導(dǎo)致產(chǎn)生判斷與估計上的嚴(yán)重偏差。啟發(fā)式偏差的一種重要形式是錨定啟發(fā)式偏差(Anchoring Heuristics Bias)。人們在形成某一判斷和估計時，經(jīng)常先始于某初始值或基準(zhǔn)(可能是任意的，也可能是基于歷史信息的)，目標(biāo)價值就是以此為基礎(chǔ)結(jié)合其他信息進(jìn)行上下調(diào)整而得出的，即人們趨向于把對將來的估計和過去已有的估計相聯(lián)系，然后相對此值再做“調(diào)整”，這種行為產(chǎn)生的啟發(fā)式偏差即為錨定啟發(fā)式偏差。

國外對錨定啟發(fā)式偏差進(jìn)行了大量的研究。Kahnemann和Tversky(1974)以幸運(yùn)輪實驗為例對直覺驅(qū)動的偏差進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)人們很容易過多地受到無意義的初始值的約束與左右;Cutler、Poterba和Summers (1989)，Bernard和Thomas (1992)等認(rèn)為股票價格反應(yīng)不足的現(xiàn)象表明投資者對股票未來價格的預(yù)測更多的是基于股票過去的表現(xiàn)，而不是對未來的預(yù)期。Block和Harper (1991)研究發(fā)現(xiàn)，無法通過事先的警告來完全消除錨定啟發(fā)式偏差;Ritov (1996)探討了決策過程中的錨定啟發(fā)式偏差，發(fā)現(xiàn)其不會隨著經(jīng)驗的增加而呈現(xiàn)減少的趨勢。至于對投資者錨定啟發(fā)式偏差的判斷，許多學(xué)者是通過分析投資者對未來的預(yù)期與歷史投資收益率之間是否具有穩(wěn)定相關(guān)性來實現(xiàn)的。如Michael和Statman (1988)，F(xiàn)isher和Statman(2000)均通過這種方法證實了投資者具有錨定啟發(fā)式偏差。

在國外相關(guān)理論基礎(chǔ)上，國內(nèi)學(xué)者開始對中國股票市場投資者的錨定啟發(fā)式偏差進(jìn)行理論和實證研究:饒育蕾(2003)以持股比例作為衡量投資者看漲情緒的指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)我國的封閉式證券投資基金存在錨定啟發(fā)式偏差;茅力可(2004)使用協(xié)整理論實證檢驗表明，上海股票市場存在錨定啟發(fā)式偏差;黃松、張宇和尹昌列(2005)利用線性回歸的方法研究表明，我國證券公司存在顯著的錨定啟發(fā)式偏差，并隨著時間推移表現(xiàn)出一種“謹(jǐn)慎的看漲情緒”;李學(xué)峰、于翠珍和茅勇峰(2008)從風(fēng)險與收益相匹配的視角，設(shè)計了衡量投資者心理預(yù)期變動的新指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)我國開放式基金在投資心理上具有錨定啟發(fā)式偏差，這種投資心理會對當(dāng)期市場走勢產(chǎn)生顯著的正向影響，而對未來市場走勢產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。

上述研究為我們研究我國開放式基金的投資心理特征提供了重要的理論基礎(chǔ)和研究方法。然而，我們看到，一方面，以往的研究多使用整個市場收益率為錨定對象來研究開放式基金或封閉式基金的啟發(fā)式偏差行為，而從行業(yè)的角度對兩類投資者的啟發(fā)式偏差行為的研究還處于空白，而考察基金在各個行業(yè)上的啟發(fā)式偏差行為有助于拓寬我們的研究視角。另一方面，以往的研究還停留在將開放式基金或封閉式基金作為一個整體，考察其是否存在啟發(fā)式偏差，尚未有研究考察過單只基金的啟發(fā)式偏差，更不要說，對單只基金的啟發(fā)式偏差行為對其績效的影響進(jìn)行研究了。此外，我們根據(jù)看漲情緒變動與行業(yè)超額收益率的相關(guān)關(guān)系進(jìn)一步區(qū)分了慣性啟發(fā)式偏差與反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差①，以更加細(xì)致全面地考察基金啟發(fā)式偏差行為對其績效的影響。以上三方面的推進(jìn)有助于我們更加深入了解和認(rèn)識啟發(fā)式偏差行為，也對機(jī)構(gòu)投資者更加合理地進(jìn)行行業(yè)配置，提高其自身投資績效具有積極意義。

本文使用行業(yè)超額收益率②指標(biāo)衡量投資者心理預(yù)期的變動，以此研究開放式基金在各個行業(yè)的配置上是否具有錨定啟發(fā)式偏差，并進(jìn)一步構(gòu)造衡量單只基金啟發(fā)式偏差程度指標(biāo)，考察其啟發(fā)式偏差行為對自身投資績效的影響。

二、研究設(shè)計

(一)研究思路

首先，根據(jù)中國證監(jiān)會的行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)，我們將行業(yè)劃分為農(nóng)林牧漁業(yè)、采掘行業(yè)、制造行業(yè)(飲料食品、紡織服裝、木材家具、造紙印刷、石油化工、電子行業(yè)、金屬非金屬、機(jī)械設(shè)備、醫(yī)藥生物業(yè))、公用事業(yè)、建筑行業(yè)、交運(yùn)倉儲板塊、信息技術(shù)板塊、商業(yè)貿(mào)易板塊、金融板塊、房地產(chǎn)板塊、社會服務(wù)業(yè)、文化傳播業(yè)、綜合行業(yè)等21個行業(yè)。t時期，行業(yè)i的超額收益率的計算如公式(1)、(2)所示:

=(t期期末i行業(yè)指數(shù)-t期期初i行業(yè)指數(shù))/t期期初i行業(yè)指數(shù)(1)

其中表示行業(yè)i在時期t的收益率， 表示時期t的市場收益率。

其次，根據(jù)上文關(guān)于錨定啟發(fā)式偏差的定義，研究投資者在行業(yè)i上是否具有錨定啟發(fā)式偏差主要是分析投資者對未來預(yù)期是否由行業(yè)i的超額收益率所決定。因此，首先需要選擇合適的指標(biāo)反映投資者對未來行業(yè)i走勢的預(yù)期。從預(yù)期收益的角度而言，如果開放式基金預(yù)期未來行業(yè)i超額收益將上升，那么基金經(jīng)理可以對i行業(yè)進(jìn)行增持③，以從行業(yè)i超額收益率上升中獲得更高的收益;反之，如果預(yù)期未來行業(yè)i超額收益將下降，那么基金經(jīng)理可以減持所屬行業(yè)i的股票，以降低由于行業(yè)i超額收益率下降所造成的損失。因此，基金投資組合中所屬行業(yè)i股票的持有比例的變動可以明確地反映基金經(jīng)理對行業(yè)i未來走勢的預(yù)期。故我們可以選擇t時期所統(tǒng)計的在行業(yè)i上進(jìn)行增持的開放式基金數(shù)占開放式基金總數(shù)的比作為衡量整個開放式基金對行業(yè)i的看漲情緒指標(biāo)

，并進(jìn)一步計算看漲情緒變動指標(biāo)，以衡量開放式基金整體對未來行業(yè)i指數(shù)走勢的心理預(yù)期變動。

在選定上述指標(biāo)的基礎(chǔ)上，需要通過檢驗兩個指標(biāo)之間的相關(guān)關(guān)系來驗證開放式基金在對行業(yè)i的配置上是否具有錨定啟發(fā)式偏差，并設(shè)計指標(biāo)計算單只基金的啟發(fā)式偏差程度以衡量基金的啟發(fā)式偏差對其績效的影響。我們將實證檢驗分為以下四個步驟:第一步，由于看漲情緒變動指標(biāo)和行業(yè)超額收益率均為時間序列，因此需要對其進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。我們將利用單位根檢驗中的ADF(Augmented Dickey-Fuller)方法④對看漲情緒變動指標(biāo)和行業(yè)i超額收益率進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗;第二步，在通過平穩(wěn)性檢驗的基礎(chǔ)上，利用最小二乘法估計對行業(yè)i超額收益率和看漲情緒變動指標(biāo)進(jìn)行相關(guān)分析，以確定開放式基金在行業(yè)i上的啟發(fā)式法則;第三步，基于行業(yè)超額收益率的視角，計算單只基金的啟發(fā)式偏差程度;最后，我們使用動態(tài)面板模型考察基金啟發(fā)式偏差程度對其自身績效的影響。

(二)研究模型

1. 單只基金啟發(fā)式偏差程度的計算。根據(jù)上文的研究思路，我們首先需要利用單位根檢驗方法對投資者看漲情緒變動指標(biāo)和市場收益率進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，即檢驗原序列是否存在單位根。如果不存在單位根，則說明原序列是平穩(wěn)的。反之，則認(rèn)為原序列是不平穩(wěn)的。其回歸方程式為:

公式(3)中， 為所需檢驗的時間序列，為誤差項。如果檢驗結(jié)果表明 顯著為0，則原序列是不平穩(wěn)的;若 顯著小于0，則原序列是平穩(wěn)的。

其次，利用公式(4)、(5)分別考察開放式基金基于i行業(yè)當(dāng)期超額收益率和歷史超額收益率的啟發(fā)式法則。方法如下:

其中， 表示t期投資者對行業(yè)i看漲情緒的變化， ，、分別表示t期和t-1期對行業(yè)i進(jìn)行增持的開放式基金占開放式基金總數(shù)的比例，即投資者對行業(yè)i的看漲情緒指標(biāo); ，

分別表示t期和t-1期行業(yè)i的超額收益率，即投資者可能的錨定參照物;、為回歸系數(shù)， 為殘差項。如果回歸參數(shù) 具有顯著性，則表明投資者心理預(yù)期變動與行業(yè)i當(dāng)期(歷史)超額收益率之間存在相關(guān)關(guān)系，投資者預(yù)期的變動依賴于行業(yè)i的當(dāng)期(歷史)超額收益率，即投資者在行業(yè)i上存在啟發(fā)式偏差。若 為正，則表明開放式基金在行業(yè)i上的看漲情緒變動與行業(yè)i的超額收益率正相關(guān)，我們稱這種啟發(fā)式偏差為基于當(dāng)期(歷史)超額收益率的慣性啟發(fā)式偏差(以下簡稱為慣性啟發(fā)式偏差);如果 顯著為負(fù)，則表明開放式基金在行業(yè)i上的看漲情緒變動與行業(yè)i的超額收益率負(fù)相關(guān)，我們稱這種啟發(fā)式偏差為基于當(dāng)期(歷史)超額收益率的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差(以下簡稱為反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差)。

再次，假設(shè)單只基金k在時期t持有n個行業(yè)的股票，若開放式基金在行業(yè)i上具有基于當(dāng)期(歷史)超額收益率的慣性啟發(fā)式偏差，那么，當(dāng)行業(yè)i股票總市值占基金k投資組合總市值變動與行業(yè)i的當(dāng)期(歷史)超額收益率符號相同時，則認(rèn)為基金k在行業(yè)i上存在基于當(dāng)期(歷史)超額收益率的慣性啟發(fā)式偏差。其他情況，則認(rèn)為基金k在行業(yè)i上不存在慣性啟發(fā)式偏差。若開放式基金在行業(yè)i上具有基于當(dāng)期(歷史)收益率反轉(zhuǎn)的啟發(fā)式偏差，則當(dāng)行業(yè)i股票總市值占基金k投資組合總市值變動與行業(yè)i的當(dāng)期(歷史)超額收益率符號相異時，認(rèn)為基金k在行業(yè)i上存在基于當(dāng)期(歷史)超額收益率反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差。其他情況，則認(rèn)為其在該行業(yè)上不存在反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差。我們使用公式(6)、(7)衡量慣性、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差程度⑤。

、 為基金k在時期t的基于當(dāng)期超額收益率的慣性、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差程度， 為時期t行業(yè)i股票市值占基金k投資組合總市值的比重，

為指示函數(shù)，如(8)式所示。

2. 啟發(fā)式偏差對基金績效影響的度量。為了更加深入地揭示慣性、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差對基金績效的影響，且考慮到基金t時期的績效可能受到前期績效的影響，本文運(yùn)用Blundel和Bond(1998)提出的BB動態(tài)面板估計模型⑥，探究開放式基金啟發(fā)式偏差行為對于自身績效的影響。投資者在考慮收益的時候也必須考慮風(fēng)險的大小，因此，本文使用Sharpe指數(shù)來衡量基金的投資績效，我們得到式(9):

為時期t基金k的Sharpe指數(shù)， 、

分別為t時期基金k的基于當(dāng)期超額收益和歷史超額收益的慣性啟發(fā)式偏差值，、 分別為t時期基金k基于當(dāng)期超額收益和歷史超額收益的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差值， 為時期t的市場收益率，

為隨機(jī)誤差項。

通過(9)式得到的回歸系數(shù) 體現(xiàn)當(dāng)期績效受到前1期績效水平的影響， 、 、 、 分別表示基于當(dāng)期超額收益的慣性、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差以及基于歷史超額收益慣性、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差對基金Sharpe指數(shù)的影響，代表市場因素對基金Sharpe指數(shù)的影響。

對于(9)式，若 、 顯著大于零，則表明基金基于行業(yè)當(dāng)期超額收益的慣性、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差有利于基金的績效;若、顯著小于零，則表明基金基于行業(yè)當(dāng)期超額收益的慣性、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差不利于基金的績效;若 、不顯著，則認(rèn)為基金當(dāng)期和前一期的慣性啟發(fā)式偏差對基金績效的影響不顯著。對系數(shù)、的解釋與、的解釋相類似。

三、實證檢驗與結(jié)果分析

本文的研究期以季度為單位，針對以往研究時期較短的不足，本文將研究時期擴(kuò)展為2003年9月30日至2009年12月31日，以2003年第三季度作為第1期，以后每季度1期，至2009年12月31日，共26期。

在選擇樣本基金時，本文遵循以下原則:選取股票型和混合型開放式基金為研究對象;選取的基金在進(jìn)入考察期時，已經(jīng)完成建倉并且投資過程連續(xù)⑦，共選取了259家2007年9月30日前成立的股票型和混合型開放式基金。

本研究以基金每季度末公布的行業(yè)分布明細(xì)數(shù)據(jù)為主要研究對象，以反映基金的行業(yè)配置狀況。該部分?jǐn)?shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫。

根據(jù)前文的研究設(shè)計，統(tǒng)計各個時期中對行業(yè)i進(jìn)行增持的基金家數(shù)占當(dāng)時已完成建倉的股票型和混合型開放式基金總數(shù)的比，并計算各個時期行業(yè)i的看漲情緒的變動。根據(jù)公式(1)、(2)計算行業(yè)i各個時期的超額收益率;根據(jù)(3)式，對各個行業(yè)看漲情緒變動序列、超額行業(yè)收益率序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗;根據(jù)(4)、(5)式，使用行業(yè)i的當(dāng)期和歷史超額收益率對行業(yè)i的看漲情緒變動進(jìn)行回歸，并根據(jù)回歸系數(shù)的顯著性判斷開放式基金在行業(yè)i上是否存在啟發(fā)式偏差，根據(jù)回歸系數(shù)的正負(fù)符號，判斷開放式基金在行業(yè)i上是存在慣性啟發(fā)式偏差還是存在反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差。以上實證結(jié)果如表1所示。

由表1可見，各行業(yè)超額收益率和看漲情緒指標(biāo)變動都具有平穩(wěn)性，因此可直接利用最小二乘法分析二者的關(guān)系，進(jìn)而對我國開放式基金在各行業(yè)上是否具有錨定啟發(fā)式偏差進(jìn)行檢驗。我們發(fā)現(xiàn)，基于行業(yè)的當(dāng)期超額收益率，開放式基金在采掘行業(yè)、食品飲料、公用事業(yè)、商業(yè)貿(mào)易、綜合行業(yè)、石油化工、電子行業(yè)、金屬非金屬、醫(yī)藥生物、交運(yùn)倉儲、金融服務(wù)、房地產(chǎn)、社會服務(wù)、文化傳播、綜合行業(yè)等行業(yè)存在啟發(fā)式偏差，且均為慣性啟發(fā)式偏差⑧。在農(nóng)林牧漁等其他行業(yè)上不存在啟發(fā)式偏差;基于行業(yè)的歷史超額收益率，開放式基金在采掘行業(yè)、食品飲料、石油化工、金屬非金屬、機(jī)械設(shè)備、醫(yī)藥生物、公用事業(yè)、交運(yùn)倉儲、商業(yè)貿(mào)易、金融服務(wù)、房地產(chǎn)、文化傳播等行業(yè)上存在反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差，在其他行業(yè)上不存在啟發(fā)式偏差。通過對匯總后的開放式基金行業(yè)配置匯總進(jìn)行分析，我們發(fā)現(xiàn)，這些開放式基金存在啟發(fā)式偏差的行業(yè)，其市值規(guī)模一般較大，占開放式基金的凈值比也較大，而其他開放式基金不存在啟發(fā)式偏差的行業(yè)，一般鮮有基金問津。亦即，在開放式基金主要持有的行業(yè)上，其行為均存在基于當(dāng)期超額收益率的慣性啟發(fā)式偏差或基于歷史超額收益率的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差。

根據(jù)公式(6)、(7)、(8)計算各只基金在時期t的基于當(dāng)期收益的慣性啟發(fā)式偏差值和基于歷史收益的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差值⑨。

本文涉及面板數(shù)據(jù)，為避免偽回歸問題，應(yīng)首先通過單位根檢驗研究期間樣本數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。Im等(1997)提出了IPS檢驗，使用組平均LM統(tǒng)計量進(jìn)行檢驗;Levin等(2002)考慮了誤差過程存在著自相關(guān)和異方差的情況，提出了新的檢驗步驟和統(tǒng)計量，對LL方法進(jìn)行了改進(jìn)，得到LLC方法。本文同時運(yùn)用IPS和LLC方法進(jìn)行單位根檢驗(本文數(shù)據(jù)分析運(yùn)用Eviews6.0和Stata10)，結(jié)果(如表2所示)證明所有變量均在1%顯著性水平下平穩(wěn)。

根據(jù)式(9)使用基于行業(yè)當(dāng)期超額收益的慣性啟發(fā)式偏差值和基于行業(yè)歷史超額收益的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差對基金的Sharpe指數(shù)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表3所示。

觀察表3發(fā)現(xiàn)，檢驗拒絕了模型中解釋變量系數(shù)均為0的原假設(shè)，除 系數(shù)不顯著外，其余各解釋變量的系數(shù)均在1%下顯著。我們可以看到基于當(dāng)期行業(yè)超額收益的慣性啟發(fā)式偏差的回歸系數(shù)為正，其大小為0.2659，基金基于當(dāng)期行業(yè)收益的慣性啟發(fā)式偏差正向影響基金績效。基于行業(yè)歷史超額收益的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差，其回歸系數(shù)大小為-0.0787，且不顯著，說明基金的績效受基于行業(yè)歷史超額收益的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差影響很小，且不顯著。此外，從控制變量上來看，上期指數(shù)對當(dāng)期指數(shù)的影響顯著為負(fù)，但其回歸系數(shù)絕對值很小，為-0.0322;基金績效還主要受到當(dāng)期市場收益的影響，基金的指數(shù)與市場收益顯著正相關(guān)。

四、小結(jié)與啟示

本文從行業(yè)超額收益率的視角，考察了我國開放式基金在各個行業(yè)上是否存在啟發(fā)式偏差，并通過設(shè)計新方法度量了單只基金基于行業(yè)當(dāng)期超額收益和行業(yè)歷史超額收益的啟發(fā)式偏差程度值。選取自2003年第三季度至2009年末前后26個季度，對我國開放式基金的啟發(fā)式偏差行為進(jìn)行了度量，并進(jìn)一步運(yùn)用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型研究了啟發(fā)式偏差對基金績效的影響。

研究結(jié)果顯示，基于當(dāng)期行業(yè)超額收益，基金在采掘行業(yè)、食品飲料、公用事業(yè)等行業(yè)上存在慣性啟發(fā)式偏差，而在農(nóng)林牧漁等其他行業(yè)上不存在啟發(fā)式偏差;基于行業(yè)歷史超額收益，基金在采掘行業(yè)、食品飲料等行業(yè)上存在反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差，在農(nóng)林牧漁等其他行業(yè)上不存在啟發(fā)式偏差。而基金基于當(dāng)期超額收益率的慣性啟發(fā)式偏差，對基金的績效起到一定的促進(jìn)作用，而基于歷史超額收益率的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差對基金績效的影響不大。這說明，雖然啟發(fā)式法則是種非理性的行為，但是，從基金的角度來看，其采用的基于行業(yè)超額收益的啟發(fā)式法則是有益于提高其自身績效的，其“非理性”的投資行為是對我國市場環(huán)境的適應(yīng)。

其次，從市場的角度來看，基金的基于當(dāng)期超額收益的慣性啟發(fā)式偏差能夠獲利，說明我國股票市場在信息的反應(yīng)上存在反應(yīng)不足的現(xiàn)象，從而使得開放式基金可以利用慣性啟發(fā)式偏差進(jìn)行獲利;另一方面，基于行業(yè)歷史超額收益，開放式基金存在反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差，這說明我國股票市場上同樣存在反應(yīng)過度的現(xiàn)象。亦即，新信息出現(xiàn)后，開放式基金先表現(xiàn)為反應(yīng)不足，表現(xiàn)在投資行為上就是基于當(dāng)期超額收益的慣性啟發(fā)式偏差;但在信息的擴(kuò)散過程中，其有可能采取了簡單的外推方法，導(dǎo)致過度反應(yīng)，反映在其投資行為上就是基于行業(yè)歷史超額收益的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差。

由以上的結(jié)論和啟示我們可以得到如下的對策建議:第一，我們發(fā)現(xiàn)基于行業(yè)當(dāng)期超額收益率的慣性啟發(fā)式偏差有利于提高開放式基金的投資績效，以往的研究也發(fā)現(xiàn)投資者某些行為或心理因素諸如慣性反轉(zhuǎn)交易策略、處置效應(yīng)等會顯著影響投資績效，這就啟示基金管理者應(yīng)充分重視對市場環(huán)境和(其他)投資者行為的研究，科學(xué)分析后進(jìn)行投資決策，以提高自身投資績效。第二，與其說是基金利用基于當(dāng)期收益的慣性啟發(fā)式偏差獲利，倒不如說是利用我國市場的不足來獲利。換言之，市場的規(guī)范與健全程度，會對投資者的心理和行為產(chǎn)生重要影響，這也就啟示我們，提升我國機(jī)構(gòu)投資者的理性程度、更為充分地發(fā)揮其市場穩(wěn)定功能，不能僅僅從投資者本身著力，還需要對市場環(huán)境、市場制度和交易機(jī)制進(jìn)行不斷的改革和完善。第三，結(jié)合已有的研究(李學(xué)峰、于翠珍和茅勇峰，2008)，錨定啟發(fā)式偏差會對當(dāng)期市場走勢產(chǎn)生顯著的正向影響:導(dǎo)致上升的市場出現(xiàn)進(jìn)一步的上升，下跌的市場則進(jìn)一步下跌。即錨定啟發(fā)式偏差是導(dǎo)致市場暴漲暴跌的因素之一。這使我們看到了博弈論所揭示的個體理性所導(dǎo)致的集體非理性，正因此，除了上述的對市場機(jī)制與制度的完善外，同時需要我們加強(qiáng)對主要機(jī)構(gòu)投資者行為的引導(dǎo)和監(jiān)控。

注:

①關(guān)于看漲情緒變動、行業(yè)超額收益率、慣性啟發(fā)式偏差、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差等概念詳見研究設(shè)計部分。

②我們使用行業(yè)i的收益率減去當(dāng)期市場的收益率作為行業(yè)i的超額收益率。

③如果基金的行業(yè)配置中，i行業(yè)市值所占基金凈值比上升，那么我們認(rèn)為基金對i行業(yè)進(jìn)行了增持，如果i行業(yè)市值所占基金凈值比下降，我們認(rèn)為基金對i行業(yè)進(jìn)行了減持。

④如果序列服從AR(1)且誤差項不存在自相關(guān)的情況時，采用DF檢驗。但是經(jīng)濟(jì)時間序列很難滿足誤差項是同方差且相互獨(dú)立的假定，因此考慮使用ADF方法。

⑤單只基金k在時期t的基于行業(yè)歷史超額收益率的慣性、反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差計算方法與(6)、(7)式類似，在此不再贅述。

⑥早期動態(tài)面板估計主要采用Andersen和Hsiao(1981)估計方法，以被解釋變量兩期滯后項以及兩期與三期滯后項差分作為工具變量。隨后Arellano 和Bond(1991)在此基礎(chǔ)上，利用解釋變量與預(yù)定變量的滯后項、嚴(yán)格外生變量的差分作為工具變量進(jìn)行估計，提高了動態(tài)面板的估計效率。但是這種方法假定隨機(jī)誤差項不存在自相關(guān)，當(dāng)自回歸系數(shù)較高時，估計量表現(xiàn)出較大的不穩(wěn)定性。而后Bundell和Bond(1998)基于Arellano和Bover(1995)的研究，利用其他矩條件推出系統(tǒng)GMM估計量。

⑦考慮到研究時期的長短會影響到回歸的效果，因此剔除2007年第三季度后成立的基金。

⑧此處的慣性啟發(fā)式偏差以及下面的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差，其系數(shù)均通過了5%的顯著性檢驗。

⑨由于基金在所有行業(yè)上不存在基于當(dāng)期超額收益的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差和基于歷史超額收益的慣性啟發(fā)式偏差，故無需計算單只基金基于當(dāng)期超額收益的反轉(zhuǎn)啟發(fā)式偏差和基于歷史超額收益的慣性啟發(fā)式偏差。

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(責(zé)任編輯 耿 欣)