內部治理、市場約束與基金的窗飾行為

廖長友趙修文

(1.西華大學工商管理學院，四川 成都 610039；2.西華大學教務處，四川 成都 610039)

引言

由于存在委托代理關系，證券投資基金(以下簡稱基金)的持有人與基金管理公司(基金經理)之間存在利益沖突。基金持有人(委托方)期望基金管理公司能夠實現基金業績最大化，而基金管理公司(受托方)卻以自身利潤最大化為目標。基金業績取決于基金管理公司選任的基金經理的投資能力，因此，基金持有人一般根據對基金經理投資能力的判斷決定基金份額的買進和賣出。窗飾行為(window-dressing)是指在規定的資產組合披露日期前，基金經理通過買進贏家股票，賣出輸家股票，以掩飾其投資錯誤或者偽裝具有投資能力以誤導投資者的資產組合調整行為1(He et al.，2004；Meier et al.，2004；Agarwal et al.，2014)[6][9][1]；基金的窗飾行為是一種不道德甚至是違法的行為。這種行為會增加基金不必要的交易成本，給基金持有人造成損失。為了保護投資者利益，就必須對基金經理的窗飾行為進行約束。因此，分析能夠約束基金窗飾行為的內部治理機制和外部因素，在理論上和實踐中具有重要意義。

文獻回顧與研究假設

一、文獻回顧

基金經理的窗飾行為最初是在研究股票收益的年關轉換效應中發現的。Lakonishok et al.(1991)[7]計算了基金經理對過去贏家股票的買入力度指標和對過去輸家股票的賣出力度指標，發現基金經理賣出了更大比例的業績較差的股票以掩蓋自己的錯誤，表明基金經理存在窗飾行為。Sias et al. (1997)[14]通過分析美國機構投資者和個體投資者的交易行為，發現機構投資者在當年第四季度賣出的贏家股票少于次年第一季度。He et al.(2004)[6]發現，共同基金、銀行、保險公司等機構投資者在每年第四季度賣出了比其他三個季度更多的業績較差的股票，而且這種現象對于那些業績低于市場平均收益的機構投資者更為明顯，表明這些機構投資者存在飾窗行為。Ng and Wang (2004)[11]發現了機構投資者在年末賣出收益最差的小市值股票的證據。Meier et al.(2004)[9]發現，15%的積極管理股票基金存在窗飾行為，特別是換手率較高的增長型基金和最近業績較差的基金窗飾行為更為明顯。

Patel et al.(2012)[12]發現，單一基金經理管理的基金窗飾行為顯著，而團隊管理的基金不存在顯著的窗飾行為，而且，窗飾行為與基金經理管理團隊的人數存在負相關關系。Ling et al.(2013)[8]的研究表明，當基金前期業績較好時，基金經理沒有粉飾資產組合的動機，但當基金前期業績較差時，粉飾資產組合都是基金經理的最優選擇。Agarwal et al.(2014)[1]發現，業績較差的基金窗飾行為更為顯著，而且窗飾行為會導致基金未來的業績降低，給投資者帶來損失。作者還進一步分析了基金經理粉飾資產組合的動機。

由上可見，當前對于基金窗飾行為的研究，國外主要集中在基金經理是否存在窗飾行為、窗飾行為的動機及其后果方面，但尚未有對基金窗飾行為的約束機制的研究。

國內已有的相關研究要集中于基金經理的凈值拉升行為(文曉波，2005；鄒戈，2009；王學明，2011)[22][23][20]，尚無文獻研究基金經理通過買進過去的贏家股票，賣出過去的輸家股票，以掩飾其投資錯誤或者偽裝具有投資能力以誤導投資者的基金窗飾行為。

本文主要研究中國基金市場上的窗飾行為及其約束機制。本文的主要貢獻有三個方面：第一，國內目前尚無文獻研究基金經理買進贏家股票，賣出輸家股票，以粉飾資產組合誤導投資者這種現象。現有的研究均以美國基金市場為研究對象，對美國以外基金市場的窗飾行為的研究尚未展開。第二，本文首次研究了獨立董事制度對基金窗飾行為的影響。無論是對于契約型基金還是公司型基金，獨立董事制度都是基金內部治理的核心制度安排。國內外現有研究主要集中在獨立董事制度對基金經理更換、基金合并及基金是否卷入丑聞等不良行為的影響等方面，尚無文獻研究獨立董事制度對基金窗飾行為的影響。第三，本文首次研究了來自市場的約束對基金窗飾行為的影響。目前，國內尚無研究市場約束對基金窗飾行為影響的文獻。國外研究主要集中在市場約束對基金經理更換、基金卷入丑聞的可能性以及基金經理努力程度的影響2，尚無文獻研究市場約束對窗飾行為影響。因此，本文拓展了對基金窗飾行為的研究。

二、研究假設

對基金經理行為的約束來自兩個方面：基金內部的治理機制約束和來自市場上投資者的“用腳投票”約束。與美國等國實行公司型基金制度不同，我國實行契約性基金制度。契約型基金可以看作是持有人、基金管理人和托管人之間的一個合約安排。契約型基金具有雙重委托代理關系：一是基金份額持有人與基金管理公司之間的委托代理關系；二是基金管理公司股東和基金管理公司經營者之間的委托代理關系。雙重委托代理關系的存在，使得契約型基金內部治理較之公司型基金更為復雜3。然而，已有研究表明，我國基金內部治理機制中的基金持有人代表大會制度、基金托管人制度、督察長制度難以有效監督基金經理的行為(孫楊等，2008；黎四奇，2008)[19][18]。我國基金法規定，基金管理公司必須設置獨立董事且須達到董事會總數的1/3，這種獨立董事制度被賦予了對基金管理公司的行為進行監督約束以維護持有人利益的重任。然而，與公司型基金不同的是，從法律上而言，契約性基金的董事只對基金管理公司的股東負責，本質上沒有對基金持有人負責的義務；而且獨立董事的人選完全由基金管理公司董事會決定，因而不能期望獨立董事能夠對基金經理的諸如窗飾行為等不良行為進行約束。因此，本文提出第一個假設：

H1：基金管理公司董事會中獨立董事比例的高低對基金窗飾行為沒有影響。

理論和實證研究均表明，公司的各種治理機制在某種程度上是可以相互替代的(Gibbons et al.，1992)[5]。Fama et al.(1983)[4]將基金持有人的贖回請求看作持有人對基金資產的部分接管或清算，而且認為，共同基金具有的這種市場治理機制減少了對其它治理形式的需求。Chen et al.(2008)[2]研究表明，董事會制度和基金份額贖回機制是互為補充的兩種約束機制。當基金內部治理機制無法發揮作用時，來自外部的市場約束就會替代內部治理機制，對基金經理的行為產生影響，形成基金運行過程中某種程度的均衡，維持基金的正常運行。

來自基金持有人的約束主要有兩個方面：來自機構投資者的約束和投資者“用腳投票”的約束。機構投資者具有更豐富的投資經驗和知識，有能力采取更合理的方法評價基金經理的投資能力；另一方面，機構投資者投入的資金數量一般較大，具有對基金經理的行為進行監管以維護自身利益的動機。如Evan et al.(2012)[3]發現，當原本面向個人投資者發售基金份額的零售基金開始面向機構投資者發售基金份額以后，基金管理費等直接費用有了較小但顯著的降低；銷售費用和交易費用等間接費用也顯著降低，基金經理投資管理的努力程度明顯提高。由此，本文提出的第二個假設是：

H2：基金的機構投資者持有的基金份額比例越大，基金經理的窗飾行為越少。

來自基金持有人以凈值贖回份額，即用腳投票的約束，是第二種對基金經理投資行為產生約束的外部力量。基金必須定期公布基金凈值及資產組合等信息，持有人根據這些信息可以跟蹤基金經理的投資行為，從而做出申購或贖回的決策。Morley et al.(2010)[10]證明，當持有人對基金經理不滿意時，贖回(或轉換)基金份額是其最優選擇，贖回機制相對于董事會(獨立董事)制度是一種起決定作用的機制。盡管Morley et al.(2010)[10]的論證是針對公司型基金的，但其中的論證邏輯對契約性基金仍然適用。孫楊等(2008)[19]就指出我國基金持有人在現有法律規定下難以通過持有人代表大會實現對基金經理的約束。

實證研究表明，基金持有人對基金業績會做出反應，基金業績與基金的資金凈流入量之間存在非線性正相關關系(Sirri et al.，1998；王鵬，2013)[15][21]，基金業績越好，其獲得的資金凈流入量越多，基金管理公司提取的管理費就越多。基金持有人對基金業績做出的反應越強烈，即持有人的業績敏感程度越高，在逐利動機的驅使下，更能促使基金經理盡力提升基金業績。粉飾基金資產組合雖然能夠在短時間誤導持有人，但無助于提升基金業績，反而會因為增加交易成本侵蝕基金業績，對吸引持有人的資金沒有積極作用。由此，提出本文的第三個假設：

H3：基金持有人的業績敏感程度越高，基金經理的窗飾行為越少。

窗飾行為與市場約束的測度

一、窗飾行為的測度

當前，偵測股票型基金的窗飾行為的方法有三種。Lakonishok et al.(1991)[7]通過計算在每個季度內基金經理對過去贏家股票的買入強度指標和對過去輸家股票的賣出強度指標，再對比分析各年前三個季度和第四季度的買入強度指標和賣出強度指標，從而確定基金是否在第四季度賣出了更多的輸家股票，買入了更多的贏家股票，以判斷基金是否存在窗飾行為。考慮到基金的換手率一般在200%以內，因此，季度末的資產組合大致能夠代表該季度的基金資產持有狀況，運用Lakonishok et al.(1991)[7]的方法測度基金窗飾行為是可行的4。然而根據我國證監會的規定，基金管理公司僅需在每年6月和12月公布完整的基金資產組合內容，而在每年的3月和9月只需公布前10大重倉股信息。基金公布的在當年在6(12)月末的持有的資產組合不能代表基金在該半年的資產組合持有狀況，因此，運用Lakonishok et al.(1991)[7]的方法測度我國基金的窗飾行為并不合適。

Meier et al.(2004)[9]首先基于基金季度末持股組合計算基金在該季度的收益率(扣除估計的基金運行成本)和該季度的基金凈值收益率之差，即基金資產組合回溯收益離差(Backward Holding-based Return Gap，BHRG)。然后進一步估計在該季度全部基金BHRG的統計分布，在此基礎上運用似然比檢驗來判斷基金經理是否存在窗飾行為。該方法需要大樣本估計基金資產組合回溯收益離差的統計分布，而我國股票型基金的數量至2010年僅有241只(不包括指數基金和QDII基金等)，顯然Meier et al.(2004)[9]的方法不適于研究我國基金的窗飾行為。

Agarwal et al.(2014)[1]提出了兩種度量基金窗飾行為的方法。Meier et al.(2004)[9]發現，存在窗飾行為的基金資產組合回溯收益離差(BHRG)顯著大于0。基于此發現，Agarwal et al.(2014)[1]的第一種方法是直接運用基金資產組合回溯收益離差度量其窗飾行為，但這種方法將基金在該季度內的正常資產配置行為也視為窗飾行為，存在干擾。Agarwal et al.(2014)[1]提出了第二種度量基金的窗飾行為的方法，如下：

首先，將所有的股票根據過去一個季度的收益按照由高到低的順序分為5組(第1組為贏家股票，第5組為輸家股票)，并對每只基金計算該季度其資產組合內的股票分屬各組的比例(以股票市值計算)；然后，將所有的基金(至少100只以上)根據該季度的凈值收益率由高到低分成100組，記下每只基金所屬組數，即基金凈值收益排序序數(PR)；其次，根據每只基金持有贏家股票的比例按照由高到低的順序分成100組，記下所屬組數，即贏家股票占比排序序數(WR)，最后，根據每只基金持有輸家股票的比例按照由低到高的順序分成100組，記下所屬組數，即輸家股票占比排序序數(LR)。

顯然，一只業績較好且不存在窗飾行為的基金應該具有較小的基金收益排序序數、較小的贏家股票占比排序序數和較小的輸家股票占比排序序數，同樣，一只業績較差且不存在窗飾行為的基金應該具有較大的收益排序序數、較大的贏家股票占比排序序數和較大的輸家股票占比排序序數。但是，如果一只基金具有較大的基金收益排序序數(收益較差)，但卻具有較小的贏家股票占比排序序數(贏家股票占基金凈值的比例較大)和較小的輸家股票占比排序序數(輸家股票占基金凈值的比例較小)，則表明該基金很有可能在季度末賣出了輸家股票、買入了贏家股票，存在窗飾行為。因此，Agarwal et al.(2014)[1]設計了度量基金窗飾行為發生可能性的指標rankgap：

理論上rankgap的取值范圍在[-0.005,0.995]之間。根據(1)式計算rankgap，要求每個季度至少需要100只股票型基金。本文采用rankgap度量基金的窗飾行為。由于我國基金市場發展較短，股票型基金直到2008年才突破100只，為保持較大的樣本規模，本文對所有的股票型基金按照基金收益(贏家股票組合占比、輸家股票組合占比)直接計算基金收益排序序數(贏家股票組合占比排序序數、輸家股票組合占比排序序數)取代對應的分組數計算rankgap，并根據該季度的基金總數對上式進行調整5。即：

其中N為該季度的基金數。這樣處理一方面可以擴大研究樣本范圍，將我國基金數量較少的年份也能納入分析；另一方面能夠更好適應我國近年基金數量迅速增長的現實。rankgap是一個基金窗飾行為發生可能性的概率測度指標，rankgap取值越大，基金存在窗飾行為的可能性越大。

二、市場約束的測度

1. 來自機構投資者的約束

Chen et al.(2008)[2]用機構投資者持有基金份額的比例反映來自機構投資者的約束強度。可以預期，機構投資者持有基金份額的比例越高，來自機構投資者的約束就越強，基金發生窗飾行為的可能性就越小。

2. 基金持有人的業績敏感性

現有研究中有兩種度量基金持有人業績敏感性方法。Qian(2011)[13]和Xie(2011)[17]通過運用t期資金流入量flowt對滯后k期的基金業績Rt-k(或業績分位數)作回歸，得到Rt-k的回歸系數，以此衡量基金業績敏感性。但由于存在變量遺漏問題以及需要較長時期的基金歷史業績和凈資產數據，該方法并不可靠。本文采用Chen et al.(2008)[2]提出的方法，根據我國基金市場的實際情況做了調整后計算衡量基金持有人的業績敏感性的指標。具體步驟如下：

(1) 在t-1季度按照基金業績由低到高將所有基金分成9組6，得到每只基金在t-1季度的業績9分位數PRANKt，減去t-1季度基金業績的平均數(以中位數衡量)，則PRANKi,t-1-5表示第i只基金在t-1期的業績與平均業績相比的超額業績。

(2) 計算在t-1季度業績處在中位數的基金在t期獲得的資金凈流入量的平均值每只基金在t季度的資金凈流入量flowi,t減去則得到基金i在t季度的超額資金凈流入量。

(3)基金在t季度的超額資金凈流入量除以t-1季度超額業績，即表示基金在t-1季度業績的單位增量(以分位數表示)在t季度所帶來的超額資金凈流入量，將過去T個季度的加總后平均，即可用于反映基金持有人業績敏感性7。即：

其中，T值取決于研究者認為多長的時間范圍內基金資金凈流入量與基金業績之間的變化關系足以反應基金持有人穩定的業績敏感性。T太小和太大都可能不足以反應基金持有人穩定的業績敏感性。本文中T取4，即1年8。

數據與方法

一、數據來源

本文數據取自深圳國泰安信息技術有限公司開發的中國開放式基金研究數據庫(CFM)和中國股票市場交易數據庫(CSMAR)。我們選取開放式積極管理的股票型基金作為研究對象，樣本中排除了各種指數型股票基金。由于QDII基金與投資國內資本市場的基金在業績評價基準上存在差別，故樣本中排除了QDII基金。我們使用的樣本涵蓋的時間范圍是2005年1月～2012年12月之間。此外，由于需要計算各基金滯后半年的業績，因此，本文將成立時間不足2年的基金排除在樣本外。截至2012年12月，在本文所研究的樣本中共有241只開放式積極管理的股票型基金。

二、變量的定義與計算

1. 基金業績的評價

本文以基金凈值收益率日度數據為基礎，分別采用單因素模型、Fama-French三因素模型和Carhart四因素模型三種方法來估計基金的alpha，所得結果分別以α1_3m，α3_3m，α4_3m表示9。由于基金的窗飾行為一般發生在該季度的最后一個月內(Meier et al.，2004)[9]，而且受到基金前期業績的影響，因此，本文計算了基金在各季度前兩個月的基金業績，分別以α1_2，α3_2，α4_2表示；此外，本文還計算了基金在每年上半年、下半年各前5個月的業績，分別以α1_5，α3_5，α4_5表示。

2. 其它變量

(1) 基金的資金凈流入量及其增長率

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日度、月度基金凈值增長率數據，國內外的研究均是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凈值增長率間接計算基金的資金凈流入量(如Sirri et al.，1998；王鵬，2013)[15][21]。此外，持有人在季度內申購、贖回基金份額的具體時間各不相同，只能在假定基金持有人的買賣行為發生在季度末(或季度初)的基礎上計算以絕對數表示的資金凈流入量，進而計算以相對數表示的資金凈流入量(flow_e或flow_b)。假定持有人的買賣行為發生在季度末，則：

假定持有人的買賣行為發生在季度初，則：

其中，TNAi,t為基金i在t季度末的凈資產，ri,t為基金i在t季度的基金凈值增長率。

為了避免極端值干擾分析結果，本文剔除了flow_e和flow_b大于99%分位數和小于1%分位數的觀測值。

(2)基金已成立的時間(fund age)與基金管理公司已成立的時間(family age)，以年計，且取整數。

表1 樣本內基金主要指標描述性統計

(3)基金凈資產(fund size)和基金管理公司凈資產(family size)。基金管理公司凈資產包括該公司管理的所有基金的凈資產總額。

樣本內基金主要指標描述性統計結果見表1。

基金窗飾行為與資金凈流入量

基金經理是否具有粉飾資產組合的動機呢？本文采用分組方法分析基金在t-1季度的基金資產組合中的贏家股票比例(輸家股票比例)與t季度基金的資金凈流入量之間的關系，以判斷基金經理是否具有粉飾資產組合的動機，分析結果見表2。由表2 Panel A可見，在t-1季度資產組合中贏家股票比例越高，t季度基金的資金凈流入量越大(或資金凈流出量越小)。贏家股票比例最低的基金(第1組)在下一個季度出現了-3%的資金凈流出，贏家股票比例最高的基金(第5組)在下一個季度出現了0.6%的資金凈流入，后者的資金凈流入量要高出前者3.7%。考慮到基金的平均規模為49億元，因此，贏家股票比例最高的基金在1年中會多增加7.3億元的資金凈流入，按2%的管理費計算，基金管理公司會因此多收入管理費1450萬元。輸家股票比例最低的基金(第1組)相對于輸家股票比例最高的基金(第5組)，在下一個時期資金凈流入量要高出3%。顯然，投資者更認可持有較多贏家股票，較少輸家股票的基金。上述證據表明，基金資產組合中贏家股票(輸家股票)的持有比例與基金的資金凈流入量之間有明顯的正(負)相關關系，基金經理有足夠的動機粉飾資產組合以謀求更高收益。表2 Panel B給出了與表2 Panel A相似的結果。

表2 贏家/輸家股票比例與基金的資金流入

基金的窗飾行為是一種不良投資行為，這種行為會增加交易成本，侵蝕基金業績，損害投資者利益，因此必須對窗飾行為進行約束。

獨立董事、市場約束與窗飾行為

一、單變量分析

為了檢驗假設H1—H3，首先，本文分別對獨立董事比例(indptr)、機構投資者持有比例(pshrins)和持有人業績敏感性(flow sensitivity)按照由低到高將基金分為5組，然后計算各組基金的rankgap均值，通過對比分析各組基金rankgap的均值，以判斷獨立董事比例、機構投資者持有比例和持有人業績敏感性與基金窗飾行為之間的關系。這種方法能夠避免回歸方法中對變量之間關系做諸如線性關系等假設。分組統計結果見表3。

從表3發現，獨立董事比例最低的第1組基金，與獨立董事比例最高的第5組基金相比，后者的rankgap均值比前者高出0.0166，獨立董事比例越高的基金發生窗飾行為的可能性越大，獨立董事的增加不但沒有減少反而增加了窗飾行為發生的可能性。一個可能的解釋是，作為外來者的獨立董事由于信息缺乏或者能力有限等因素，導致難以有效監督基金運作。而內部董事有條件、有能力監督基金運作的狀況，但在基金管理公司董事會規模相對穩定的情況下，獨立董事的增加會擠占內部董事的數量，從而降低董事會對基金經理行為的監督力度，導致窗飾行為增加。機構投資者持有比例的變化卻伴隨著基金窗飾行為的顯著變化，機構投資者持有比例最高的基金與最低的基金相比，前者的rankgap均值在1%的顯著性水平上顯著大于后者，兩者相差0.0152，占rankgap標準差的11%，可見，機構投資者持有比例的增加在一定程度上減少了基金窗飾行為；持有人業績敏感性最高的基金與最低的基金相比，兩者相差0.01，占rankgap標準差的7%，持有人業績敏感性的變化也會帶來的rankgap的變化，但較之機構投資者持有比例變化對rankgap的變化相比，影響相對較弱，隨后的回歸分析將進一步證實這一點。

表3 獨立董事、機構投資者持有份額、持有人業績敏感性與基金窗飾行為分組統計

從表3還可以觀察到其他分組變量的變化與基金窗飾行為變化之間的關系。首先，我們發現，過去2個月的業績(a1_2m)越差的基金，rankgap的均值為0.5213，過去2個月的業績(a1_2m)越好的基金(第5組)，rankgap的均值為0.4751，兩組基金rankgap均值差異為0.0462，為rankgap標準差的35%，且這兩組基金rankgap的均值在1%的顯著性水平上存在顯著的差別。可見，基金過去業績越差，發生窗飾行為的可能性更大。

二、回歸分析

1. 模型的建立

本文以rankgap為被解釋變量，以可能影響窗飾行為的因素如獨立董事比例、機構投資者份額持有比例和持有人業績敏感性等為解釋變量，并控制了其他可能影響基金窗飾行為發生的因素，建立面板數據模型，即：

其中，rankgapi,t度量基金i在t期發生窗飾行為發生的可能性，ci為個體效應，包括影響基金窗飾行為的在時間上恒定的基金個體因素，如基金管理公司的內部組織結構、基金投資風格以及基金管理公司所處的地理位置等；indptr為獨立董事比例，pshrins為機構投資者持有基金份額的比例，flow sensitivity為持有人業績敏感性。control variables為控制變量，包括了那些能夠觀察到的影響基金窗飾行為的因素。根據Agarwal et al.(2014)[1]等人的研究，我們選取了本季度基金前兩個月的業績、上個季度基金凈資產(fund size)、基金管理公司凈資產(family size)、基金資金凈流入量增長率(flow)、基金成立時間(fundage)、基金管理公司成立的時間(fmcage)以及本季度基金經理人數(dum_mgr，當基金經理人數大于1人，則dum_mgr =1；反之，則dum_mgr =0)。

2. 估計方法

面板數據模型的估計方法主要有固定效應估計法和隨機效應估計法。如果模型(9)中的個體效應ci與其它解釋變量不相關，則應該采用隨機效應估計法，否則應該采用固定效應估計法。本文認為，基金管理公司的內部組織結構等個體效應與基金過去的業績，基金資產規模、基金管理公司規模是相關的，因此，我們選擇固定效應法估計模型，Hausman檢驗結果也支持固定效應估計法。由于在2005～2012年間，中國資本市場的運行環境在不斷發生變化，因此，在模型中還引入了時間虛擬變量。

3. 估計結果

表4給出了對模型(9)采用固定效應估計法得到的估計結果。本文分別采用單因素模型(α1_2m)，三因素模型(α3_2m)和四因素模型(α4_2m)度量基金在各季度前兩個月的業績，并假定持有人的基金買賣行為發生在期末的情況下估計模型(9)，估計結果見表4 Panel A。首先，我們發現，無論采用何種方式度量基金業績，變量indptr的系數估計值均不顯著，表明獨立董事比例對基金窗飾行為沒有顯著影響，與前述分組統計的結果一致，由此，假設H1成立，基金管理公司的獨立董事并不能對基金經理的窗飾行為進行監督，提高獨立董事比例也不能夠更好地約束基金經理的窗飾行為。黎四奇(2008)[18]、孫楊等(2008)[19]認為，基金管理公司的董事會、獨立董事制度是基金管理公司的內部治理制度，這些制度的目的是實現基金管理公司股東利益最大化，難以發揮保護基金持有人利益的作用，對此，本文進一步提供了實證證據。其實，即使對于公司型基金，盡管其董事會與基金持有人的利益一致，但研究發現，提高公司型基金董事會中獨立董事的比例也并不能降低發生不良行為的概率(Spatt，2006)[16]。其次，無論采用何種方式度量基金業績，pshins系數估計值均為負，均在5%的顯著性水平上顯著，由此，我們可以認為，機構投資者持有比例越大，基金經理發生窗飾行為的可能性越小，表明機構投資者的存在對基金經理的投資行為能夠產生顯著的約束，據此，假設H2成立；第三，flow sensitivity的系數估計值在5%的顯著性水平上均不顯著，這表明基金持有人的業績敏感性對基金經理的窗飾行為并不能產生顯著影響，投資者“用腳投票”的機制并不能有效約束基金經理的行為，假設H3不成立，這與Qian(2011)[13]基于美國基金市場研究的結論不一致。Qian(2011)[13]發現，基金持有人對基金業績越敏感，基金發生諸如延時交易(late trading)、選時交易(market timing)等不良行為的可能性越小。

表4 獨立董事、機構投資者持有比例、持有人業績敏感性與基金窗飾行為—回歸分析

為什么在我國基金市場上投資者“用腳投票”的機制不能夠發揮作用？本文認為，基金持有人的業績敏感性較低是原因之一。由表1可見，基金持有人業績敏感性指標平均為0.06%，基金業績每降低(提高)一單位(以分位數度量)，基金在下個季度的資金流入量增長率較平均水平僅降低(增加)6個基點，以基金平均凈資產48億元計算，帶來的額外資金流出(流入)僅288萬元，對基金管理公司提取的管理費影響很小，因此，基金經理完全可能忽視投資者“用腳投票”的后果。

從表4 Panel A還發現，無論是以何種方法度量基金業績，基金前期的業績越差，基金出現窗飾行為的可能性越大。以四因素模型度量基金業績為例，α4_2估計系數為-12.25，統計上顯著為負，表明基金該季度前2個月的業績越差，基金經理力圖通過粉飾資產組合掩蓋自己的投資失誤以欺騙投資者的可能性越大；此外，family size的估計系數在5%的顯著水平上為負，表明基金管理公司的資產規模越大，基金經理發生窗飾行為的可能性越小。這可能是基金管理公司的資產規模較大，內部監督、檢查等內控制度以及對基金經理的業績評價制度相對較為完善，基金經理通過窗飾行為粉飾資產組合以獲得內部認可就更為困難。因此，規模較大的基金管理公司對基金經理的窗飾行為等不良投資行為的約束也更為嚴格。

前文已經指出，基金在季度內的資金流入流出較多，且凈值增長率波動較大的季度，根據(7)、(8)式計算的資金凈流入量增長率flow_e(flow_b)差別很大。而flow_e(flow_b)是計算基金業績敏感性指標flow sensitivity的基礎。本節進一步根據(8)式計算的flow_b為基礎計算的flow sensitivity，重新估計模型(9)。估計結果見表4 Panel B。

從表4Panel B發現，首先，無論采用何種方法度量基金業績，獨立董事比例indptr的估計系數均不顯著，表明基金管理公司董事會中獨立董事比例的變化對基金窗飾行為沒有明顯影響；其次，機構投資者持有份額比例(pshrins)顯著為負，表明機構投資者持有基金份額越高，基金經理發生窗飾行為的可能性越小。第三，基金持有人業績敏感性(flow sensitivity)的估計系數在5%的顯著性水平上均不顯著，表明持有人業績敏感性對基金經理窗飾行為沒有顯著影響。可見，表4Panel B得到的結論與表4 Panel A的結論一致。

4. 穩健分析

Ling et al.(2013)[8]發現，基金的前期業績會影響到基金的窗飾行為，較差的前期業績可能促使基金經理粉飾資產組合，因此，基金前期業績是重要的控制變量。Meir et al.(2004)[9]發現，基金經理的窗飾行為一般發生在各季度的最后一個月。在前文分析中，本文在模型(9)中引入了以不同方法計算在上半年和下半年資產組合報告公布截至月之前的2個月的基金業績。在本節中，我們引入了以不同方法計算在上半年和下半年資產組合報告公布截至月之前的5個月的基金業績，重新估計模型(9)，以檢驗假設H1～H3，所得結果與表4一致10。

結論

本文通過分別運用分組統計和建立面板數據模型兩種方法研究了來自基金內部的約束和來自市場的約束對基金窗飾行為的影響。研究發現，來自基金管理公司內部的最為重要的、被監管機構賦予重要職責的獨立董事并不能對基金經理粉飾資產組合的行為產生約束，獨立董事占董事會比例的高低并不能對基金窗飾行為的產生顯著影響；而機構投資者持有基金份額的比例越高，基金發生窗飾行為的可能性越小，機構投資者的存在能夠有效約束基金經理的窗飾行為；基金持有人的業績敏感性對窗飾行為沒有顯著影響，持有人“用腳投票”的機制不能對基金經理的窗飾行為形成有效約束。

基金經理的窗飾行為會損害持有人的利益，如果不對窗飾行為進行約束，難以保護持有人利益，影響基金市場的健康發展。當前，我國基金內部治理機制并不健全，在此情況下，我們應該進一步發揮市場力量約束基金的諸如窗飾行為等不良投資行為。首先，機構投資者有動力、有能力約束基金經理的窗飾行為，因此，大力發展機構投資者是減少基金窗飾行為的重要途徑。其次，強化基金信息披露。鑒于基金資產組合信息對于投資者判斷基金經理投資能力的重要性，必須改變當前基金資產組合公布的規則。在不影響基金建倉、持倉的前提下，要求基金必須在合適的時機公布季度甚至月度資產組合的詳盡報告。第三，大力發展基金評級機構。鑒于投資者、特別是中小投資者難以正確評價基金經理投資能力，因此，大力發展規范的基金評級機構，為投資者提供投資決策的參考，從而督促基金經理盡職盡責。最后，監管機構必須承擔起對基金窗飾行為進行識別、約束并加以懲罰的責任。監管機構可以運用大數據分析手段，對基金經理的交易細節加以分析，以判定是否存在窗飾行為。在此基礎上，監管機構應該制定嚴格的對基金經理不良行為進行處罰的措施，提高基金經理窗飾行為的成本，以減少甚至杜絕這些不良行為的發生。

注釋

1. 除了本文所指的這種窗飾行為外，還有其它幾種形式的窗飾行為：(1)基金經理在資產組合公布之前降低高風險有價證券的持有數量以使資產組合看起來整體風險更低；(2)基金買入最近財經分析雜志中的出現的熱門股票，以使得基金經理看起來更具有投資能力。(3)在公布資產組合之前賣掉與基金承諾的投資風格不相符合的股票；(4)凈值拉升行為。

2. 見Qian (2011)[13]、Xie(2011)[17]。

3. 注意，基金的治理不等同于基金管理公司的治理，由于利益沖突，良好的基金管理公司的治理能夠保護基金管理公司股東的利益，卻并不一定能夠保護基金持有人的利益。

4. 當然，如果能夠獲得基金資產組合的月度數據，Lakonishok et al.(1991)[7]方法就更為準確。

5. 根據規定，我國基金管理公司只在半年報和年報中公布基金資產組合持有的詳細數據，因此只能計算第2、4季度基金的rankgap值。Lakonishok et al.(1991)[7]和He et al.(2004)[6]的研究表明，基金經理的窗飾行為一般發生在第2季度和第4季度，尤其是第4季度，因此，只能計算第2，4季度每只基金的rankgap數據不影響本文的結論。

6. Chen et al.(2008)[2]將基金按業績分為5組，本文認為這樣分組過于粗略，不能充分反映基金業績的分布狀況。此外，將全部基金按業績分為9組而不是10組或8組，主要的考慮是，如果分組數為奇數，則分組組數的中位數剛好是整數，能夠方便后續計算。

7. 注意，到當一只基金在t期以前所有季度的基金業績的分位數均恰好為5時，該基金在t期的業績敏感性指標flow sensitivityi,t無法計算。Chen et al.(2008)[2]是用當期其它基金的flow sensitivityi,t的均值代替。在本文的計算中，還沒有出現這種情況。

8. 本文也計算了更長時間(T=8和T=12)的flow sensitivity，但不改變本文后面的分析結果。

9. 在估計時，市場收益率采用中信標普A股綜合指數代表，無風險利率采用一年期定期存款利率代表。公司規模因子、賬面市值比因子以及動量因子的計算方法與Fama-French(1993)和Carhart(1997)的方法相同。

10. 限于篇幅，此處所得結果沒有列出，需要者可向作者索取。