廖長友

(西華大學管理學院,四川成都610039;西南財經大學工商管理學院,四川成都610074)

我國基金持有人選時能力的實證分析

廖長友

(西華大學管理學院,四川成都610039;西南財經大學工商管理學院,四川成都610074)

在單個證券投資基金層面上對基金持有人的現金流加權收益率與基金資產組合平均收益率進行對比是判斷基金持有人選時能力的一種新方法。實證結果表明,在2004年1月至2008年6月間,當假定基金持有人的買賣行為發(fā)生在季度末時,我國開放式股票型基金持有人實際獲得的現金流加權收益率月均為0.39%,與基金資產組合月平均收益率2.4%相比,相差2個百分點,年均相差27%,基金持有人不具有選時能力。進一步的穩(wěn)健性檢驗也支持我國基金持有人沒有選時能力的結論。

選時能力;現金流加權收益率;基金資產組合平均收益率

在正常情況下,基金管理人在每個交易日結束之后必須根據監(jiān)管機構的規(guī)定計算并公布其管理的資產組合的收益率(凈值增長率),一般稱之為基金資產組合收益率。在此基礎上,市場參與者能夠計算基金資產組合在給定時間段內(如周、月、季度、年)的平均收益率,即基金資產組合平均收益率(po rtfolio average return,PAR)。然而,給定時間段內基金資產組合平均收益率僅僅反映了該基金的管理人賺錢的能力,以此為基礎衡量基金管理人的投資管理能力如股票選擇能力、選時能力是可行的,也涌現出了眾多的研究方法[1][2]。但是基金資產組合平均收益率不能從總體上反映基金持有人實際獲得的收益水平。因為,只有那些在給定時間段的期初就購買基金份額并一直持有至期末的持有人才能夠獲得與基金資產組合平均收益率一致的收益水平,所以資產組合平均收益率又被稱為買入并持有收益率(buy and hold return,BHR)。然而,基金持有人出于自身流動性需要或出于賺取更高收益的動機,而有意識的根據市場行情或基金資產組合收益率的變化趨勢增加或減少投資基金的資金數量,則給定時間段內的基金資產組合平均收益率就不能反映該基金持有人實際獲得的收益水平。

一般情況下,證券投資基金都有數量眾多的持有人。一只基金所有持有人的買賣行為將會導致該基金的資金流入或流出。現金流加權收益率(dollar w eighted return,DWR)將不同時間段內基金資產組合平均收益率按照其持有人買賣基金的資金數量加權計算,能夠反映基金所有持有人在給定時間段內實際獲得的收益水平。而且,由于現金流加權收益率反映了基金投資的時間因素,因此,將現金流加權收益率與基金資產組合平均收益率進行對比,能夠從整體上判斷基金持有人是否具有選時能力,當前,這種方法已經成為研究基金持有人選時能力的重要方法。

一、文獻回顧

從現有文獻來看,有關基金持有人選時能力的研究較少,一個非常重要的原因是研究者很難準確獲得基金持有人投資基金的具體時間、基金種類、資金數量及收益水平等方面的數據,因此,用于研究基金管理人選時能力的方法無法直接用于評價基金持有人的選時能力。Nesbitt最早研究基金持有人的選時能力。他將1984年1月到1994年8月之間美國基金市場上的基金劃分成17組,并分別計算了各組基金的資產組合平均收益率和基金持有人的現金流加權收益率,他發(fā)現,每一組的基金資產組合平均收益率均高于持有人現金流加權收益率,兩者的差距從0.65%～2.86%不等,基金持有人沒有選時能力[3]。Zweig采用同樣的方法也發(fā)現了基金持有人沒有選時能力的證據[4]。Braverman、Kandel和Wohl在加總單個基金資金流入量(流出量)的基礎上計算了1984～2003年間美國股票型基金持有人的現金流加權收益率,發(fā)現基金持有人現金流加權收益率小于基金資產組合平均收益率,基金持有人沒有選時能力[5]。

而Friesen和Sapp指出,Nesbitt以及Braverman等是在加總單個基金資金流入量(流出量)的基礎上計算現金流加權收益率,不能準確反映基金持有人的選時能力。因此,Friesen和Sapp在單個基金層面上研究基金持有人的選時能力,他們選取1991～2004年期間美國市場上7 125只股票型基金為樣本,計算每只基金的資產組合平均收益率與現金流加權收益率之差(GAP),以此來衡量基金持有人的選時能力。通過計算得到樣本內所有基金的GAP年平均為1.56個百分點,而且在統(tǒng)計上顯著異于0,表明基金持有人沒有選時能力[6]。

但是,Friesen和Sapp的研究沒有考慮基金期初凈資產規(guī)模對現金流加權收益率的影響,因而也存在缺陷。由于現金流加權收益率是通過求解高次非線性方程得到,即使在各時期基金資產組合收益率以及持有人買賣基金的資金數量相同的情況下,基金在期初的資產規(guī)模不同,基金持有人現金流加權收益率的計算結果會有顯著差異。而市場上每只基金在期初的凈資產各不相同,有的甚至存在巨大的差異,如果在計算基金持有人現金流加權收益率時沒有考慮基金期初的凈資產規(guī)模差異,將會影響對基金持有人選時能力判斷的穩(wěn)健性。此外,通過求解高次非線性方程計算基金持有人現金流加權收益率時,可能出現唯一解、多解或無解的情況,Friesen和Sapp直接將出現多解或無解的基金排除在樣本之外,會導致樣本選擇偏誤太大,影響分析結論的可靠性。

本文采用Friesen和Sapp的方法研究我國基金市場上基金持有人的選時能力,并從兩個方面改進了他們的研究:第一,在計算基金持有人的現金流加權收益率時,我們既按照基金期初實際凈資產規(guī)模計算現金流加權收益率,也將所有基金的期初凈資產均設定為0,消除了各基金期初凈資產規(guī)模的差異后再計算現金流加權收益率,從而增強了實證結果的穩(wěn)健性;第二,在用高次非線性方程求解基金持有人的現金流加權收益率時,我們設定了解的取值范圍,減少了方程出現多解或無解的情況,從而減小了樣本選擇偏誤。

二、研究方法與數據

(一)研究方法

1.基金資產組合平均收益率與基金持有人現金流加權收益率

我們用一個例子來展示本文的研究方法。我們考察某基金的所有持有人在1年之中投資該基金實際獲得的收益。假設該基金在年初的凈資產 TNA0是20億元(該基金的所有持有人在本年之前投入的資金和紅利再投資的總和),該基金在各季度因持有人買賣行為而發(fā)生的資金凈流入量NCFt(t=1,2,3,4)分別為+4億元、+3億元、-3億元、-4億元,NCFt大于0為資金凈流入,NCFt小于0為資金凈流出;基金在每個季度的資產組合收益率rt(t=1,2,3,4)分別是10%、20%、-5%、-10%,假定買賣行為發(fā)生在季度末,則到年底該基金的凈資產 TNAT為:

其中,T為季度數(本例中 T=4)。代入本例中數據,得到 TNA4為22.541億元。

另一方面,用幾何平均法計算該年的基金資產組合(季度)平均收益率rg:

代入本例中數據,得到rg為3.07%。顯然,3.07%的季度平均收益率是基金管理人所管理的資產組合在該年的平均(季度)收益,也是基金管理人對持有人公布的收益率。但是這種收益水平只有在年初購買基金份額并一直持有至年底,即遵循購買并持有投資策略的持有人才能獲得。然而,在一年中該基金的全部持有人先投入了7億元,隨后又贖回了7億元,這7億元的資金運用收益(或虧損)并未通過基金資產組合收益率反映出來?，F金流加權收益率將不同時間段內基金資產組合平均收益率根據持有人在相應時間內買賣基金的資金數量(資金凈流入量)加權計算,能夠準確反映基金持有人在投資過程中實際獲得的平均收益水平。設基金持有人現金流加權收益率為rdw,由方程(3)即可求得現金流加權收益率rdw(注意,公式(3)的右邊即為 TNAT)。

將本例數據代入方程(3)可得:

求解上述高次方程得,現金流加權(季度)平均收益率rdw為2.58%,與資產組合(季度)平均收益率3.07%相比,相差0.49%,年收益相差1.97%。造成這種差異的原因是持有人在基金資產組合收益較差的第三和第四季度之前投入了較多資金,導致這部分資金的收益較低,最終使得基金持有人實際獲得的收益低于基金資產組合平均收益。顯然,無論基金持有人在一年中買賣該基金運用了多少資金,該基金的資產組合平均(季度)收益率都不會變化,但是現金流加權收益率卻會因為基金持有人買賣基金的時間和資金數量的改變而發(fā)生變化。由此可見,采用現金流加權收益率能夠更準確地衡量基金持有人買賣基金所獲得的實際平均收益。

2.基金持有人選時能力的判斷準則

續(xù)上例,設基金在各季度的資產組合收益率不變,我們不改變一年之中基金持有人買賣基金的資金總量,但是改變基金持有人買賣基金的時間和資金數量,基金持有人在各季度買賣基金產生的資金凈流入量依次是-4億元、-3億元、+3億元、+4億元,根據(1)式可計算得到年底該基金的凈資產為22.603億元,由于基金在各個季度的資產組合收益率不變,因此,根據(2)式計算的基金資產組合(季度)平均收益率仍然為3.07%;但是,根據(3)式可求得現金流加權(季度)平均收益率 rdw為3.77%,與基金資產組合(季度)平均收益率相比,高出0.7個百分點,年收益相差2.83%。導致這種差異的原因是基金持有人在收益較差的第三和第四季度之前撤出了部分資金,從而避免了一部分損失(第三季度投入的3億元收益仍然為負),導致了較高的現金流加權收益率。

由此可見,在基金資產組合收益率不變的情況下,基金持有人在不同的時間買賣基金,獲得的實際收益是不同的,由此,我們計算每只基金的資產組合平均收益率與基金持有人現金流加權收益率之差rgap,i,即可判斷基金持有人是否具有選時能力:

如果rgap,i顯著大于0,則基金資產組合平均收益率大于基金持有人實際獲得的收益率,持有人沒有選時能力,反之,持有人具有選時能力。

(二)數據

本文數據來自深圳國泰安信息技術有限公司開發(fā)的中國開放式基金研究數據庫。由于開放式股票型基金收益的波動幅度大于平衡型基金和債券型基金,基金持有人根據市場行情的變化而買賣基金的現象更可能發(fā)生,因此本文所選樣本僅包括開放式股票型基金。在2004年1月至2008年6月,我國資本市場大致經歷了熊市和牛市的變化周期,股票型基金的收益經歷了較大的波動,而波動較大的市場環(huán)境更有利于考察基金持有人的選時能力,因此,本文的樣本數據僅限于該時間段內。同時,考慮到QDII股票型基金的業(yè)績評價基準與投資國內資本市場的基金存在差別,故剔除了QDII股票型基金。此外,樣本中剔除了成立時間不足1年的基金。最后在本文所研究的樣本中共有131只開放式股票型基金。

中國開放式基金研究數據庫提供了基金凈資產的季度數據和基金資產組合收益率的月度數據。我們不能直接觀察到基金在各季度的資金凈流入量,而只能根據基金凈資產在季度初和季度末的變化以及基金在季度內的資產組合收益率間接計算基金的資金凈流入量。由于我們不知道持有人買賣基金的具體時間,一般做法是假定持有人的買賣行為發(fā)生在期末或期初。若假定基金持有人的買賣行為發(fā)生在季度末,則,其中 ,TNAt(t=1,2,…,T)為基金在t季度末的凈資產,r(t-1)×3+s(s=1,2,3)為基金在t季度內各月的資產組合收益率?；鸪钟腥说默F金流加權收益率rdw可通過以下方程求解:

由于方程(5)和(6)具有高次非線性特點,可能出現唯一解、多解或無解等不同情況,特別是當NCF的符號頻繁變化時,更有可能出現多解或無解的情況。當方程(5)和(6)出現多解或無解時,則無法分析基金持有人的選時能力。Dichev提出可通過適當延長或縮短計算的時間區(qū)間長度來解決這個問題[7],Friesen和Sapp則直接將出現多解或無解的基金排除在樣本之外[6],但這兩種處理方法都會導致樣本選擇偏誤太大。我們發(fā)現,迄今為止的研究都表明,基金持有人現金流加權收益率都顯著小于基金資產組合平均收益率,因此,在求解方程(5)和(6)時,我們設定了解的取值范圍,其上、下限分別為基金資產組合收益率的最大值和最小值。在設定了解的取值范圍之后求解方程(5)和(6),如果還出現多解或無解,則將其從樣本中剔除。計算表明,采取這樣的處理方法后方程(5)和(6)出現多解或無解的情況將會大大減少,從而能夠有效減少樣本選擇偏誤。

三、實證結果

(一)基金持有人的選時能力分析

表1的第(1)～(4)列給出了樣本內所有基金的資產組合平均收益率(PAR)、基金持有人現金流加權收益率(DWR)以及兩者之差(GAP)的描述性統(tǒng)計結果。第(2)列是 PAR、DWR和 GAP的均值,第(3)列是對其均值是否顯著異于0進行檢驗的統(tǒng)計量的P值。如果PAR、DWR和GAP服從正態(tài)分布,則根據t統(tǒng)計量計算P值;如果不服從正態(tài)分布,則根據W ilcoxon符號秩統(tǒng)計量計算 P值。我們發(fā)現,當合理設定了求解DWR時的上下限,并以實際期初凈資產計算DWR時,每只基金對應的DWR只存在唯一解,沒有基金被排除在樣本外,因此,分析結果就不存在樣本選擇性偏誤。從檢驗結果來看,基金資產組合月收益率平均為2.4%,年均32.92%,且在1%的顯著性水平上異于0。當基金的買賣行為發(fā)生在期末時,基金持有人現金流加權月收益率平均僅為0.39%,年均為4.78%,且在10%的顯著性水平上異于0;GAP月平均為2.01%,年均26.97%,并且在1%的顯著性水平上拒絕 GAP為0的假設,這是一個相當大的差距,表明雖然基金管理人在市場上賺取了年均32.92%的收益,但是持有人根據市場行情變化在買賣基金過程中實際獲得的收益顯著低于基金管理人賺取的收益,基金持有人沒有選時能力。

當基金的買賣行為發(fā)生在期初時,我們發(fā)現,盡管基金持有人現金流加權收益率變大了,月均達0.83%,且在1%的顯著性水平上大于0,但是 GAP仍然在1%的顯著性水平上大于0,月均為1.58%,表明基金持有人現金流加權收益率顯著低于基金資產組合平均收益率,基金持有人沒有選時能力,所得的結果與假定基金的買賣行為發(fā)生在期末時的結果一致。

表1 基金資產組合收益率、基金持有人現金流加權收益率以及兩者之差 GAP的描述性統(tǒng)計

(二)穩(wěn)健性檢驗

值得注意的是,即使各基金在每期的資金凈流入量和資產組合收益率均相同,如果各基金在期初的規(guī)模不同,基金持有人現金流加權收益率將會表現出較大的差異。在我國基金市場上,因為基金管理人在實力、信譽以及營銷努力等方面存在差異,導致基金的凈資產在計算期期初(或成立之初)存在較大的差異。由于基金資產組合平均收益率不受期初凈資產規(guī)模的影響,因此,計算現金流加權收益率時也應消除期初凈資產規(guī)模的影響,為此,我們將每只基金的期初凈資產均設定為0,重新計算各基金的現金流加權收益率,以及基金資產組合平均收益率與現金流加權收益率之差 GAP,以考察基金持有人的選時能力,所得結果由表1的第(5)～(8)列給出。我們發(fā)現,在整個樣本考察期間,無論基金的買賣行為是發(fā)生在期末還是期初,基金持有人現金流加權收益率都變小了,基金資產組合平均收益率與基金持有人現金流加權收益率之差GAP變大了,而且都在1%的水平上顯著大于0,表明基金持有人實際獲得的收益顯著小于基金資產組合平均收益率,基金持有人沒有選時能力。

(三)基金凈買入資金與凈賣出資金的現金流加權收益率的對比分析

如果基金持有人購買的基金份額大(小)于賣出的基金份額,則基金的資金凈流入量為正(負),基金獲得了凈買入(凈賣出)資金。我們分別計算凈買入資金的現金流加權收益率(rdw,+j)和凈賣出資金的現金流加權收益率(rdw,-j),并進行對比分析,以從另一個角度對基金持有人的選時能力做出判斷。定義基金j的凈買入資金NCF+j,t=max(NCFj,t,0),凈賣出資金NCF-j,t=m in(NCFj,t,0),因現在僅考慮持有人凈買入(凈賣出)資金的現金流加權收益率,須消除基金期初凈資產的影響,故將基金期初凈資產設定為0,由公式(5)、(6)求得rdw,+j和rdw,-j,所得結果由表2給出。從表2第(2)、(3)列可見,當資金凈流入量發(fā)生在期末時,基金凈買入資金的現金流加權月收益率為-2.64%,以1%的顯著性水平異于0,遠低于基金資產組合平均月收益率2.72%;基金凈賣出資金的現金流加權收益率為-0.16%,且在統(tǒng)計意義上與0無差異,小于基金資產組合平均月收益率,但在1%的顯著性水平上大于凈買入資金的現金流加權收益率。可見,盡管基金持有人賣出基金時表現出的時機選擇能力要強于買進基金時表現出的時機選擇能力,但從總體上看,基金持有人買進基金和賣出基金均表現出了較差的時機把握能力。表2第(6)、(7)列的結果與表2第(2)、(3)列的結果一致。

表2 凈買入資金的現金流加權收益率與凈賣出資金的現金流加權收益率

四、結論與進一步研究的方向

本文研究了2004年1月至2008年6月期間我國開放式股票型基金持有人的選時能力。我們發(fā)現,無論假定基金持有人的買賣行為發(fā)生在期初還是期末,我國基金持有人實際獲得的現金流加權收益率均顯著小于基金資產組合平均收益率,我國開放式股票型基金持有人沒有選時能力。

基金持有人為什么沒有選時能力?學者們從不同的角度給出了解釋,歸納起來有三個方面的主要原因。第一,直覺驅動偏差、有限信息處理能力以及過度自信導致了投資者沒有選時能力[8][9][10]。第二,基金持有人追逐業(yè)績優(yōu)秀基金的行為也會導致其缺乏選時能力。已有的研究均表明,基金持有人能夠迅速對業(yè)績較好的基金做出反應,基金業(yè)績和基金的資金凈流入量之間存在顯著的正向關系,業(yè)績越好,資金流入越多;而對業(yè)績較差的基金,持有人卻沒有能夠及時撤出資金。但是,業(yè)績較差的基金相對于業(yè)績優(yōu)秀的基金表現出更強的業(yè)績持續(xù)性[11]。然而,基金資產組合平均收益率是對給定時間段內基金資產組合收益集中趨勢的反映,因此,Friesen和Sapp認為,基金持有人追逐績優(yōu)基金的行為導致了持有人缺乏時機把握能力[6]。第三,基金管理人的營銷努力也會影響基金持有人的選時能力。Friesen和Sapp發(fā)現,有傭基金(load f und)持有人的選時能力遠遠低于純粹的無傭基金(pure no-load f und)持有人的選時能力,表明基金銷售機構出于自身利益最大化的動機可能給基金持有人錯誤的建議,導致基金持有人在錯誤的時間買賣基金[12]。我國的開放式基金出現至今不足十年,投資者對基金這種新的金融工具缺乏足夠認識,投資基金過程中難免出現直覺驅動偏差、過度自信等非理性行為;另一方面,基金管理人和基金代銷機構不恰當的促銷行為也可能影響基金持有人的投資決策;此外,我國資本市場整體上表現出來的較大波動性也給基金持有人正確選擇買賣時機帶來了困難。這些因素都可能導致我國基金持有人缺乏選時能力。對我國基金持有人缺乏選時能力的原因進行深入分析以及探求相應的改進對策,應當是未來進一步研究的方向。

[1]Henriksson,R.D.Market Timing and Mutual Fund Performance:An Empirical Investigation[J].Journal of Business,1984,57(1):73-96.

[2]Bollen,N.,Busse,J.A.On the Timing Ability of Mutual Fund Managers[J].Journal of Finance,2001,56(3):1075-1094.

[3]Nesbitt,S.Buy High,Sell Low:Timing Errors in Mutual Fund Allocations[J].Journal of Portfolio Management,1995,(22):57-60.

[4]Zweig,J.What Fund Investors Really Need to Know[J].Money Magazine,2002,(31):1-6.

[5]Braverman,O.,Kandel,S.,Wohl,A.The(Bad?)Timing of Mutual Fund Investors[Z].Working Paper,2005.

[6]Friesen,G.,Sapp,T.Mutual Fund Flows and Investor Returns:An Empirical Examination of Fund Investor Timing Ability[J].Journal of Banking and Finance,2007,(31):2796-2816.

[7]Dichev,I.D.What Are Stock Investors’Actual Histo rical Returns?Evidence from Dollar-weighted Returns[J].American Economic Review,2007,97(1):386-401.

[8]Kahneman,D.,Tversky,A.On the Psychology of Prediction[J].Psychological Review,1973,80(4):237-251.

[9]Hirshleifer,D.,Teoh,S.Limited Attention,Information Disclosure,and Financial Reporting[Z].Working Paper,2003.

[10]Barber,B.,Odean,T.Trading Is Hazardous to Your Wealth:The Common Stock Investment Performance of Individual Investo rs[J].Journal of Finance,2000,55(3):773-806.

[11]Lynch,A.W.,Musto,D.K.How Investors Interpret Past Fund Returns[J].Journal of Finance,2003,58(5):2033-2058.

[12]Friesen,G.,Sapp,T.Investor Timing and Fund Distribution Channels[Z].Working Paper,2009.

(責任編輯:易會文)

F830.9

A

1003-5230(2011)02-0121-06

2010-11-08

廖長友(1970—),男,重慶人,西華大學管理學院講師,西南財經大學工商管理學院博士生。