基金经理的个人特征和基金业绩综述Word文档格式.docx

基金经理的个人特征和基金业绩综述Word文档格式.docx

《基金经理的个人特征和基金业绩综述Word文档格式.docx》由会员分享，可在线阅读，更多相关《基金经理的个人特征和基金业绩综述Word文档格式.docx（12页珍藏版）》请在冰点文库上搜索。

　　Israelsen（1998）研究表明，任职时间超过6年的基金经理能获得较高的收益率，其晨星评级和平均评级、基金净值等指标较高，而任职时间长的经理所管理基金的周转率因而较低。

Khorana（2001）发现，新任经理不能带来显著的业绩提高，且新任经理投资组合的总风险相对于经理变更前会有所降低，这说明经理更换使继任者趋于保守。

Bliss和Potter（2001）则重点考察了经理的性别差异对基金风险偏好及业绩的影响，发现女性经理比男性经理具有更高的风险偏好，且女性经理的业绩优于男性。

Br、Niessen和Ruenzi（2007）的研究与Bliss和Potter（2001）发现相反，在美国市场上男性基金经理的平均任职长于女性，且喜欢采用极端的投资策略，同时其投资风格的持续性很强，而大公司和声誉好的公司更倾向于雇佣女性。

Ding、Wermers（2004）和Kostovetsky（2009）进一步探讨基金业绩的持续性与经理个人特征的关系。

上述文献表明，基金经理的任期、毕业学校、最高学历等个人特征均会对基金业绩产生影响，其影响的方向和形式可能较为复杂。

　　此外，国内学者徐明东、黎捷（2005）分析了基金经理的学历、性别、从业经验等特征变量与业绩间的关系。

其研究表明，拥有MBA学位经理的业绩并未比没有MBA学位的经理更好；

从业时间较长和任期较长的基金经理的业绩反不如经验较浅的经理。

彭聪（2005）研究，发现从业经验、管理同一只基金的经理人数与业绩没有显著的相关性，而年轻的经理拥有较好的业绩，有过基金经理经验的经理比新上任经理业绩好。

陈鹏（2007）、吴琦（2010）、陈霞（2010）分别考察了经理的年龄、证券从业时间、任职时间、管理同一只基金的经理人数、学历等变量对业绩的影响，而结论却存在较大的差异。

胡晓燕（2011）则将这一研究扩展到私募基金，探讨了经理的个人特性对私募基金业绩的影响。

　　从现有的文献来看，国内外学者的研究各有侧重地考察了基金经理的性别、教育背景、国籍、从业经验、所持证书等特征对基金业绩的影响，但是其个人特征变量对业绩的影响尚无定论。

在国内，虽有实证研究分析了基金经理的个人特征变量对业绩的影响，但是仍存在不足，表现在：

第一，用于分析的样本不尽相同，数据量相对较小，可能造成样本选择偏误，特别是没有控制基金的个体特质影响，使得研究结果可信度大幅降低；

第二，没有考虑可能的异质性影响。

若在基金业绩的不同分位点上，个人特征对其影响并不相同，即个人特征对基金业绩的影响并非是均匀、同质的，对样本选择和处理将筛选出不同的样本，会导致研究结果出现较大差异，国内研究结果的矛盾可能正缘于此。

有鉴于此，我们进一步使用了Koenker和Bassett（1982）、Rogers（1993）所建议的分位数回归方法来研究不同分位点上基金经理的个体特征影响的变化情况。

　　本文选取从2001年9月①至2011年6月间我国所有股票型开放式基金为研究样本，在控制了基金设立的时间、份额增长率、资产规模的基础上，利用截面多元回归和分位数回归方法较为系统地探讨经理的个人特征对基金业绩的影响及其影响可能存在的异质性。

　　结合业界在基金募集期对基金经理的宣传②，本文选择以下四个变量加以考察其经理个人特征对基金业绩的影响，其分别是：

　　变量一：

基金经理的任职时间（Tenure）。

任职时间即在任天数体现了基金经理承担委托，履行职责，负责整个基金运作的时间。

任职时间越长与公司研究团队及其他职能部门接触、合作时间越长，将更有利于经理理解公司研究成果，特别是在具体投资标的间收益和风险权衡选择中更充分地利用基金公司优势；

同时，任职时间越长经历的市场变动也越多，经验累积有可能更易于经理针对自身和基金特点进行调整以获得更高的收益。

预期其影响为正。

　　变量二：

基金经理的性别（Gender）。

性别上客观存在的差异会直接影响经理的心理、风险偏好、投资风格以及压力承受能力等，进而影响基金业绩，但其影响的方向和程度不能确定。

　　变量三：

基金经理的最高学历（Education）。

证券投资活动是一项高知识密集型的智力活动，经理的学识和眼界决定其具体投资组合的收益-风险配比，从而影响基金业绩。

一般而言，接受过更高等级教育的经理，金融理论知识更为扎实，资产组合结构更为合理，基金业绩也更好。

预期其影响为正，即随着经理最高学历的上升，基金业绩逐渐上升。

　　变量四：

基金经理的证券从业时间（Occupationtime）。

从业经验对经理的能力存在影响，从业时间越长，积累的经验更为丰富，能力有所提升，基金业绩表现越好。

　　本文研究重点在于上述四个变量对基金业绩的影响及其影响可能存在的异质性，从而形成对基金经理个人特征变量和业绩的关系较为全面的认识。

为便于研究，我们提出以下可供检验的假设：

　　H1：

基金经理在任时间对基金业绩存在正向影响。

　　H2：

基金经理为男性对基金业绩存在正向影响。

　　H3：

基金经理最高学历对基金业绩存在正向影响。

　　H4：

基金经理的证券从业时间对基金业绩存在正向影响。

　　二、实证研究设计

（一）样本数据说明。

　　鉴于股票型开放式基金具有运作时间长、规模大、管理规范的特点，本文选取了从2001年9月至2011年6月间我国所有股票型开放式基金为研究样本。

数据通过选取Wind数据库、国泰安数据库及锐思数据库相关数据相互印证、补充而得到。

共收集到179只股票型开放式基金，625个基金经理的相关数据。

（二）计量模型设定。

　　为研究基金经理的个体特征对业绩的影响，本文将被解释变量确定为经理在任职期间所创造的基金业绩，参照徐明东、黎捷（2005）、彭聪（2005）、包睿（2008）、吴琦（2010）的实证方法，将基本的计量模型1设定为：

　　各变量与

（1）中含义基本相同，下标τ表示在τ分位点上的估计结果。

　　（三）变量设定。

　　1、被解释变量。

　　为更全面衡量基金业绩，本文选用当前在业界和投资者间被广泛应用的四个指标来度量基金业绩，分别为：

基金累计净值增长率Growth、夏普比率Sharpe、詹森系数Jensen和特雷纳系数Treynor。

　　事实上，基金经理所对应业绩的确定是国内外相关研究的难点，由于我国基金业存在着多人同时担任某一基金的经理、基金经理变换异常频繁等情况，使得我国基金经理所对应业绩的确定更为困难。

借鉴Golec（1996），Chevalier和Ellison（1999a，1999b）、Ding和Wermers（2004）和Kostovetsky（2009）关于基金经理业绩的归集和确定方法，本文按照以下原则来归集基金经理所创造的业绩③：

原则1，若一段时间内，存在唯一的基金经理，该时期基金业绩归于该经理；

原则2，若某基金原基金经理仍然在任，增加新的经理，业绩归于原经理（时间优先原则）；

原则3，若某基金原经理离任或基金开设时，同时任命多人为基金经理，又先后离职，以担任经理时间最长的经理为领头经理④，业绩归于领头经理（时期优先原则）；

原则4，原基金经理离任或基金开设时，同时任命多人为基金经理，且这些经理又同时离职（或离职的时间差距较短（少于30天），以从业时间最长的经理为领头经理，业绩归于领头经理（资历优先）；

原则5，若原基金经理在任，增加经理，且原经理一段时间离任，新增加的经理继续在任，新旧基金经理同时任职的时间较短（少于30天），分别按各自任职时期归集业绩。

　　2、控制变量。

　　为了准确评估基金经理的个人特征对基金业绩的效应，必须控制基金个体特质对基金绩效的影响。

在本文的研究中，本文选取了基金成立时间（Fundage）、份额增长率（Growthofshares）、资产规模（Size）作为控制变量。

　　三、实证检验结果及分析

（一）描述性统计分析。

　　表2报告了主要变量的描述性统计量。

样本中基金的净值超额增长率存在明显的差异，最小值为-56.719，最大值为519.372，标准差高达70.585。

这表明基金业绩差异化显著，基金的选择对投资者收益确实存在较大的影响。

夏普比率、詹森系数、特雷纳系数的均值都接近于0，从平均的角度来看，经风险调整后的业绩较小，我国基金经理的业绩并不突出。

但各业绩指标的标准差相对其均值（0.114/0.006、0.001/0.000、0.004/0.000）而言都异常大，说明基金业绩的仍具有较大的不确定性，研究经理个人特征与基金业绩关系具有重要的现实意义。

经理在职时间差异明显，求对数后最小值为1.792，最大值为7.836，最大值是最小值的4.373倍，而基金经理的人均在任天数为579.8天，仅仅约合1.58年。

而欧洲6成以上的基金经理任职年限超过4年，任职期限在2年以内的只占3%，澳大利亚基金经理的任职期限也在三年左右。

相比于西方证券市场，中国基金经理的更换过于频繁，可能会对基金业绩造成不利的影响⑥。

基金经理的证券从业时间跨度较大，最短只有3年，最长达到20年，多数则集中在8-12年之间。

控制变量也具有较大的变差，如规模变量Size，其均值为3.099，标准差为1.220。

（二）截面回归结果及分析。

　　在估计中，考虑基金业绩间可能存在的误差项非独立和非同分布问题，本文采用了对异方差稳健的Huber-White估计量，分别以净值增长率、夏普比率、詹森系数、特雷纳系数为被解释变量，对基金经理的个人特征进行多元回归分析，分别形成回归

（1）至回归（4），其结果见表3。

　　在控制了基金个体特质后，净值增长率、夏普比率、詹森系数、特雷纳系数的回归方程拟合效果较好。

在回归

（1）到回归（4）中，在任时间的系数为正，且在1%的水平上显著，表明在任时间对基金业绩存在明显的正向影响，这与Golec（1996）、徐明东、黎捷（2005）的发现一致。

性别的系数多为正，但均不显著，说明基金经理性别差异不会产生对基金业绩的明显影响。

最高学历为硕士的系数为正，并在至少10%的水平上显著，最高学历为硕士的基金经理的净值增长率、夏普比率比最高学历为专科的基金经理分别高出26.518和0.025，这与Ding和Wermers（2004）、徐明东、黎捷（2005）相反，却与陈鹏（2007）的研究相一致。

证券从业时间的系数均为负，但均不显著，说明业界在基金招募时所广泛宣传的正向影响并不存在。

一个可能解释是，我国基金经理的频繁变动对基金从业人员树立了恶劣的示范效应，破坏了从业者在工作中的经验积累和相关技能的学习。

上述结论支持基本假设H1和H3，基本假设H2和H4没有得到证实。

　　基金的个体特质对基金业绩的影响并不一致，在回归

（1）和

（2）中，基金成立时间在1%的水平下显著为负，表明净值增长率和夏普比率随基金运营时间上升而下降；

而在回归（3）和（4）中并不显著。

可能的解释是由于基金个体特质与其风险密切相关，由市场风险指标和系统风险而计算的詹森系数、特雷纳系数部分或全部损失了与基金个体相关的信息。

这不同于Ding和Wermers（2004）和徐明东、黎捷（2005）的发现。

　　（三）分位数回归结果及分析。

　　为考察经理个人特征对基金业绩可能存在的异质性影响，我们进一步使用了分位数回归方法估计模型二。

限于篇幅，我们仅报告了以基金净值增长率为被解释变量，在0.20、0.40、0.50、0.60、0.80分位点上的估计结果并以回归（5）至回归（9）的形式保存在表4中⑦。

　　从表4中发现，分位数回归所得到的系数符号与多元回归大体相似，但系数大小随着基金净值增长率的不同位置而变动。

基金经理的在任时间和最高学历为硕士的系数呈现出一定规律性变化。

从结果来看，在任时间的系数在各分位点处至少在5%的水平上显著为正，且随着条件分布由低端向高端变动，其系数逐渐上升。

这表明随着基金净值增长率的条件分布的分位点上升，在任时间的正向促进作用不断上升。

这一结果在一定程度上支持包睿（2008）、杨敏敏（2010）⑧关于频繁变更基金经理并没有导致业绩的提升，而变更基金经理的行为对业绩有显著负向影响的发现。

最高学历为硕士的系数及显著性存在变化：

在净值增长率50%分位点以下最高学历与基金业绩的关系并不显著，支持徐明东、黎捷（2005）的结论；

在50%分位点以上，其系数在10%水平上显著为正，支持陈鹏（2007）的发现，且系数随分位点的上升而不断上升。

基金经理为男性和证券从业时间的系数在各分位点均不显著，且方向存在变化。

　　在控制变量方面，基金的成立时间、份额增长率和基金资产规模在大部分分位点上在10%的水平上不显著，符号多有所变化。

　　上述结果表明，基金经理的个体特征对基金业绩存在异质性影响，即在不同的位点上，基金经理的个体特征对基金业绩存在差异。

这一发现可以解释徐明东、黎捷（2005）和陈鹏（2007）等研究发现的差异。

　　（四）稳健性测试。

　　为检验实证结果的稳健性，本文进行了一系列的稳健性测试。

　　首先，针对业绩越好的经理任期越长，业绩差的经理会被替换，从而可能存在的内生性问题，我们使用基金经理的年龄作为在任时间的工具变量，利用2SLS方法对回归

（1）到（4）中进行估计，分别得到结果回归（10）到（13），列示在表5中。

　　表5内生性测试结果

　　其次，彭聪（2005）指出，基金经理在任时间小于一定期限如60天，有可能不能按照自己意愿调整投资组合，故不能形成归集于该经理所对应的基金业绩。

为缓解这一问题，我们依次考虑删除基金经理在任时间小于等于90天、180天的样本。

再次，本文在模型中加入了基金经理个人特征的其他变量：

是否是名校毕业⑨、是否具有海外留学经历、是否具有CFA资格证书，不同于Golec（1996），Chevalier和Ellison（1999a，1999b）的研究发现，上述新加入的个人特征变量均不显著。

以上的稳健性测试结果均显示，表3、表4、表5的主要研究结论未发生实质性的改变⑩，表明上述的实证结果是稳健的。

　　四、研究结论

　　基金总是在基金经理特定的投资组合下运作的，基金业绩也必然受到基金经理的个人特征的影响。

本文在控制基金个体特质的影响下，选取基金的净值增长率、夏普比率、詹森系数、特雷纳系数作为基金业绩的度量，利用2001年9月至2011年6月股票型开放式基金的截面数据，较为全面地探讨了基金经理个人特征变量对基金业绩的影响，并运用分位数回归方法探讨了在不同分位点上这一影响的变化。

研究表明，基金经理的任职时间和最高学历为硕士总体上对基金业绩有显著的正向促进作用，且个体特征对基金业绩存在异质性影响。

任职时间对基金业绩的促进作用随分位点的上升而不断上升；

在较低分位点上，基金经理的最高学历为硕士对基金业绩不存在促进作用，其促进作用仅存在于较高的分位点上，且随分位点的上升该促进作用不断上升。

并且上述结论经一系列稳健性测试后仍然成立。

　　注释：

　　①2001年9月11日，我国首只开放式基金“华安创新”启动发行工作。

　　②根据我们收集的基金宣传资料，基金管理公司对基金经理个人特征的披露主要集中在性别、学历、从业时间、是否名校毕业、是否具有海外留学经历、是否具有CFA资格证书等方面。

　　③我们对仅按照原则1所归集基金经理业绩的样本进行分析，结论基本没有发生变化。

这说明我们的处理方法是可信的。

　　④Chevalier和Ellison（1999a），Kostovetsky（2009）文中称之为LeadMananger。

　　⑤在读硕士记为本科学历，在读博士记为硕士学历。

样本中基金经理的最高学历存在四种可能：

专科、本科、硕士和博士，但是由于部分数据缺失，因此进入回归方程的样本只存在专科、本科、硕士三种可能。

　　⑥国内业已出现了研究基金经理变更对基金业绩影响的研究，多采用事件研究法，如于芳（2006）、包睿（2008）等的研究，笔者认为可从基金经理任职时间的角度来思考，是一条全新的思路，这也是本文研究的初衷之一。

　　⑦以夏普比率、詹森系数、特雷纳系数为被解释变量的分位数回归结果基本一致，读者可向笔者索取。

　　⑧杨敏敏（2010）的研究表明，基金经理更换后，基金的业绩总体上不能保持原有的业绩水平，不能达到改善业绩的目标，一些基金的业绩指标反而恶化。

　　⑨是否有国内名校学习经历是指在担任某基金的基金经理前是否拥有在中国34所“985”高校求学的经历。

鉴于名校学习经历对基金经理提高自己声誉、校友资源及募集基金等方面的优势，基金经理通常在招募公告中表明自己的毕业学校。

若基金经理的简历中披露拥有国内名校学习经历记为1，未在简历中披露拥有国内名校学习经历记为0。

其他变量的取值与此类似，在其简历中有披露记为1，未披露则记为0。

　　⑩限于篇幅未报告这些稳健性检验，感兴趣的读者可以与笔者联系。

　　【参考文献】

　　[1]AngJ.S.,ChenC.R.andLinJ.W..MutualFundManagers'

EffortsandPerformance[J].TheJournalofInvesting,1998,7（4）.

　　[2]李豫湘，程剑，彭聪.基金经理个人特性对基金业绩影响的研究[J].价值工程，2006，（12）.

　　[3]陈鹏.证券投资基金经理人特征与基金绩效关系研究[D].对外经济贸易大学学士学位论文，2007.

　　[4]KostovetskyL.BrainDrain:

AreMutualFundsLosingTheirBestMinds?

[R].UnpublishedWorkingPaper,2009.

　　[5]DeuskarP.,PolletJ.M.,WangZ.J.,etal..TheGoodortheBad?

WhichMutualFundManagersJoinHedgeFunds?

[J].ReviewofFinancialStudies,2011,24（9）.

　　[6]GolecJ.H..TheEffectsofMutualFundManagers'

CharacteristicsonTheirPortfolioPerformance,RiskandFees[J].FinancialServicesReview,1996,5

（2）.

　　[7]ChevalierJ.,EllisonG..AreSomeMutualFundManagersBetterthanOthers?

CrossSectionalPatternsinBehaviorandPerformance[J].TheJournalofFinance,1999,54（3）.

　　[8]KhoranaA..PerformanceChangesFollowingTopManagementTurnover:

EvidencefromOpen-endMutualFunds[J].JournalofFinancialandQuantitativeAnalysis,2001,36（3）.

　　[9]BlissR.T.,PotterM.E..MutualFundManagers:

DoesGenderMatter?

[J].JournalofBusinessandEconomicStudies,2002,8

（1）.

　　[10]BrM.,NiessenA.,RuenziS..TheImpactofWorkGroupDiversityonPerformance:

LargeSampleEvidencefromtheMutualFundIndustry[R].CentreforFinancialResearchCFRCologneattheUniversityofCologne,2007.

　　[11]DingB.,WermersR..MutualFundStars:

ThePerformanceandBehaviorofUSFundManagers[R].UnpublishedPaper,UniversityofMaryland,2004.

　　[12]吕麟俊.优秀的基金经理有共同点吗？

——基金经理特征及其业绩的文献综述[J].财经界，2010，（3）.

　　[13]陆家骝，王茂斌.什么决定了基金经理的更换[J].证券市场导报，2007，（3）.

　　[14]杨敏敏.基金经理更换对基金绩效影响的实证分析[D].浙江工商大学学士学位论文，2010.

　　[15]徐明东，黎捷.我国基金经理人特征与业绩的关系分析[J].世界经济情况，2005，（9）.

　　[16]王健，庄新田.基于心理契约的基金经理激励机制分类设计[J].中国管理科学，2011，（3）.

　　[17]王聪.证券投资基金绩效评估模型分析[J].经济研究，2001，（9）.

　　[18]KoenkerR.,BassettJr.G..RobustTestsforHeterosceDasticityBasedonRegressionQuantiles[J].Econometrica:

JournaloftheEconometricSociety,1982,

（1）.

　　[19]RogersW..QuantileRegressionStandardErrors[J].StataTechnicalBulletin,1993,（9）.^