基于收益率與風(fēng)險(xiǎn)視角的開(kāi)放式基金投資者行為研究

黃育蓉， 王蘇生

(哈爾濱工業(yè)大學(xué)深圳研究生院 管理學(xué)院，廣東 深圳 518055)

●經(jīng)濟(jì)與管理

基于收益率與風(fēng)險(xiǎn)視角的開(kāi)放式基金投資者行為研究

黃育蓉， 王蘇生

(哈爾濱工業(yè)大學(xué)深圳研究生院 管理學(xué)院，廣東 深圳 518055)

基金投資者選擇行為是否理性對(duì)基金經(jīng)理人策略的執(zhí)行與基金市場(chǎng)的穩(wěn)健發(fā)展具有舉足輕重的作用。本文發(fā)現(xiàn)基金投資者的申購(gòu)和贖回行為與基金收益率成正相關(guān)關(guān)系，并且兩者之間存在非線(xiàn)性關(guān)系。基金收益率并沒(méi)有剔除基金風(fēng)險(xiǎn)的影響，通過(guò)構(gòu)建基金資產(chǎn)組合的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)因子與特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)因子，發(fā)現(xiàn)基金投資者對(duì)基金風(fēng)險(xiǎn)并不敏感，為經(jīng)理人的冒險(xiǎn)行為帶來(lái)激勵(lì)效應(yīng)。通過(guò)構(gòu)建基金凈申購(gòu)和凈贖回資產(chǎn)組合，發(fā)現(xiàn)基金凈贖回組合的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率要高于凈申購(gòu)組合，總體而言，基金投資者行為并沒(méi)有為自己帶來(lái)更好的投資回報(bào)。

申購(gòu)率； 贖回率； 系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)； 特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)； 資產(chǎn)組合

目前，我國(guó)基金經(jīng)理人的計(jì)薪方式主要按照基金資產(chǎn)規(guī)模的百分比來(lái)計(jì)算，經(jīng)理人在個(gè)人報(bào)酬收入最大化的激勵(lì)下，將主動(dòng)調(diào)整投資管理策略以及資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)以實(shí)現(xiàn)基金規(guī)模的增長(zhǎng)(Elton，Gruber和Blake，2003；Golec和Starks，2004；Huang，Hu和Kang，2005；Cucurachi，Concetta和Danilo，2015；Buchner和Wagner，2017)。[1-5]國(guó)內(nèi)學(xué)者王明好、陳忠和蔡曉鈺(2004)，劉穎和曹?chē)?guó)華(2008)，趙峰和李珍(2011)也對(duì)基金經(jīng)理人的自利性風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整行為進(jìn)行深入研究，發(fā)現(xiàn)出于自利性質(zhì)的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整行為將損害投資利益。[6-8]因?yàn)椋纱藢?dǎo)致的基金經(jīng)理人道德風(fēng)險(xiǎn)以及投資管理的不當(dāng)行為對(duì)基金業(yè)績(jī)的影響往往是負(fù)面的(曹興，秦耀華，2013；滕莉莉，宋光輝，2013；王良，賈宇潔和馮濤，2015)。[9-11]宋加山，常青和王利宏等(2015)構(gòu)造了彼此競(jìng)爭(zhēng)的基金經(jīng)理人理論模型，分析了在相對(duì)業(yè)績(jī)激勵(lì)契約下其投資行為的特征。結(jié)果表明：基金經(jīng)理人相對(duì)業(yè)績(jī)激勵(lì)契約在一定條件下會(huì)造成投資決策的扭曲，不僅會(huì)造成“羊群效應(yīng)”，在某些時(shí)候還會(huì)促成非常規(guī)的冒險(xiǎn)投資決策[12]。因而，基金投資者申購(gòu)和贖回行為對(duì)基金業(yè)績(jī)及基金經(jīng)理人的投資策略具有不可忽視的影響：一方面，理性的基金投資者的申購(gòu)和贖回行為能對(duì)基金起到“優(yōu)勝劣汰”的作用；另一方面，非理性的基金投資者的申購(gòu)和贖回行為則會(huì)對(duì)基金業(yè)績(jī)帶來(lái)負(fù)面的影響，如基金投資者行為中存在的“處置效應(yīng)”，在基金獲得一定收益后立即贖回，將給基金經(jīng)理人帶來(lái)流動(dòng)性約束，影響原有的投資策略的實(shí)施。國(guó)外學(xué)者研究基金業(yè)績(jī)——資金流關(guān)系時(shí)發(fā)現(xiàn)兩者之間存在顯著為正的相關(guān)關(guān)系，如Gruber(1996)等發(fā)現(xiàn)業(yè)績(jī)?cè)胶茫鹨?guī)模越大，經(jīng)理人報(bào)酬收入越高。[13]但是，我國(guó)學(xué)者對(duì)基金業(yè)績(jī)——資金關(guān)系的研究通常使用贖回率和申購(gòu)率來(lái)分析資金流與歷史業(yè)績(jī)的關(guān)系，很多結(jié)論與國(guó)外得到的結(jié)論相反，劉志遠(yuǎn)和姚頤(2004)研究表明我國(guó)基金業(yè)績(jī)與贖回率之間存在正相關(guān)關(guān)系，基金業(yè)績(jī)提高反而會(huì)帶來(lái)更多的資金流出。[14]肖奎喜(2007)和馮金余(2009)發(fā)現(xiàn)基金申購(gòu)與基金歷史業(yè)績(jī)?yōu)檎嚓P(guān)關(guān)系，但是基金贖回、凈贖回與基金業(yè)績(jī)也為正相關(guān)關(guān)系，存在“異常贖回”現(xiàn)象。[15，16]因而，結(jié)果與國(guó)外結(jié)論相反。而對(duì)于基金業(yè)績(jī)——資金流關(guān)系的研究，Brown，Harlow和Starks(1996)及Chevalier和Ellison(1997)認(rèn)為基金業(yè)績(jī)——資金流關(guān)系為非線(xiàn)性和凸形，且為這種關(guān)系具有明顯的非對(duì)稱(chēng)性。[17，18]基金投資者并不會(huì)簡(jiǎn)單隨著業(yè)績(jī)的增加(減少)而增加(減少)申購(gòu)基金份額。Basak和Pavlova(2006)以動(dòng)態(tài)資產(chǎn)組合選擇模型來(lái)考察基金業(yè)績(jī)——資金流之間關(guān)系的變化對(duì)基金經(jīng)理人風(fēng)險(xiǎn)選擇的影響，發(fā)現(xiàn)業(yè)績(jī)——資金流之間存在的凸性關(guān)系將促使基金經(jīng)理人產(chǎn)生為超越基準(zhǔn)收益而提高基金風(fēng)險(xiǎn)水平的動(dòng)機(jī)，這種冒險(xiǎn)動(dòng)機(jī)將會(huì)促使基金經(jīng)理人增加或者減少資產(chǎn)組合風(fēng)險(xiǎn)水平。[19]我國(guó)學(xué)者也采用資金凈流入來(lái)研究基金業(yè)績(jī)——資金流關(guān)系的變化，并分析基金投資者的選擇行為是否具有“優(yōu)勝劣汰”的效果，陸蓉，陳百助，徐龍炳等(2007)使用資金凈流入來(lái)研究開(kāi)放式基金資金流—業(yè)績(jī)關(guān)系，結(jié)論表明資金流——業(yè)績(jī)關(guān)系為負(fù)相關(guān)且為凹形，與發(fā)達(dá)國(guó)家的情況不同，基金投資者的選擇行為并沒(méi)有起到“優(yōu)勝劣汰”的作用，業(yè)績(jī)優(yōu)秀的基金往往面臨了較大的贖回壓力，而業(yè)績(jī)差的基金反而沒(méi)有這方面的壓力。[20]

因而，基金投資者申購(gòu)和贖回行為對(duì)基金經(jīng)理人的投資行為產(chǎn)生較大的影響。基金投資者在做出申購(gòu)和贖回選擇時(shí)最關(guān)注的就是基金可能帶來(lái)的收益與風(fēng)險(xiǎn)，本文將從這兩個(gè)角度出發(fā)研究基金投資者對(duì)基金業(yè)績(jī)的反應(yīng)和對(duì)基金風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度。如基金投資者對(duì)資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)變化較為敏感，基金經(jīng)理人在選擇投資策略時(shí)將會(huì)對(duì)資產(chǎn)組合中風(fēng)險(xiǎn)水平進(jìn)行主動(dòng)調(diào)控，在追求收益最大化的同時(shí)盡可能控制風(fēng)險(xiǎn)。而當(dāng)基金投資對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度表現(xiàn)為不敏感時(shí)，將對(duì)基金經(jīng)理人的冒險(xiǎn)行為形成一定的激勵(lì)，也會(huì)損害基金投資者的利益。

一、基金投資者對(duì)基金凈收益率的敏感度分析

很多文獻(xiàn)都對(duì)基金投資的申購(gòu)和贖回行為與基金業(yè)績(jī)之間的關(guān)系進(jìn)行了深入研究，如陸蓉等是采用基金凈申購(gòu)率進(jìn)行分析，而肖峻和石勁(2011)等則采用基金風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率對(duì)基金業(yè)績(jī)—資金流關(guān)系進(jìn)行研究，但是都沒(méi)有對(duì)這種關(guān)系背后的原因以及基金投資者對(duì)基金風(fēng)險(xiǎn)的反應(yīng)進(jìn)行深入分析。

(一)模型的構(gòu)建

如果基金投資者隨著基金業(yè)績(jī)的提高而增加對(duì)基金的申購(gòu)份額，將直接激勵(lì)經(jīng)理人以自己的能力盡最大努力實(shí)現(xiàn)基金收益率的提高，這與基金投資者的利益一致。但是，如果基金業(yè)績(jī)的提高將帶來(lái)更多的基金投資者贖回，即出現(xiàn)“處置效應(yīng)”時(shí)，基金經(jīng)理人的投資管理目標(biāo)將發(fā)生改變，經(jīng)理人將會(huì)以實(shí)現(xiàn)資金凈流入最大化為自己投資管理的目標(biāo)。另外，基金投資者往往直接面對(duì)的是基金的凈收益率而不是基金的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率，基金的凈值收益率是沒(méi)有考慮基金風(fēng)險(xiǎn)的情況下的收益率，其中還包括了基金承擔(dān)相應(yīng)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)而帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，因而對(duì)基金業(yè)績(jī)的評(píng)價(jià)應(yīng)以風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率作為評(píng)價(jià)基礎(chǔ)。而作為占投資者比重最大的個(gè)體投資者在不具備專(zhuān)業(yè)知識(shí)的前提下，有可能會(huì)對(duì)基金業(yè)績(jī)與基金的凈值收益之間做出不同的反映，這會(huì)對(duì)基金經(jīng)理人的投資策略帶來(lái)不同的影響。本文將分別檢驗(yàn)基金投資者的申購(gòu)和贖回行為對(duì)基金凈收益的反映。

+dependi,t-1+contolsit-1+εi,t

(1)

(二)變量設(shè)計(jì)

本文在研究中使用的是月度數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，本文主要變量包括：基金收益率(returni,t)，基金收益率波動(dòng)率(stdi,t)，基金規(guī)模lnTNA，基金單位凈值(Pi,t)，基金分紅頻率(Dividendi,(t-4,t-1))，基金成立時(shí)間(lnAGEi,t)。

模型回歸的被解釋變量包括：基金申購(gòu)率inflowi,t、贖回率outflowi,t和基金凈申購(gòu)率netflowi,t。由于國(guó)內(nèi)基金往往不會(huì)公布關(guān)于基金每期資金流入和流程的具體數(shù)據(jù)，本文則參照國(guó)內(nèi)學(xué)者的做法，如劉志遠(yuǎn)和姚頤(2004)等的方法，以基金份額作為基礎(chǔ)計(jì)算申購(gòu)或者贖回率。另外，由于中國(guó)對(duì)開(kāi)放式基金的數(shù)據(jù)的公布頻率為季度，因而只能根據(jù)基金的季度資產(chǎn)凈值估算出基金的季度資金凈流入，并根據(jù)基金季度資金凈流入計(jì)算得到月資金凈流入。基金的資金凈流入的計(jì)算方法見(jiàn)式(2)：

(2)

上式中fi,t為基金i在第t期的資金凈流入，TNAi,t+1表示基金i在第t+1期末的凈資產(chǎn)總值，ri,t為基金i在第t期的原始收益率。另外，由于無(wú)法直接獲得關(guān)于基金每期流入資金與流出資金，只能從基金網(wǎng)站獲得基金季度申購(gòu)份額和贖回份額的數(shù)量。因而，通過(guò)基金季度申購(gòu)總份額與上個(gè)季末基金總份額之比作為基金季度總流入變量，并以基金季度贖回總份額與基金上個(gè)季末的總份額之比作為基金季度資金總流出，見(jiàn)式(3)和式(4)：

(3)

(4)

inflowi,t和outflowi,t分別表示基金i在第t期的資金流入和資金流出，subscriptionsharei,t和redemptionsharei,t分別為基金i在第t期中申購(gòu)總份額及贖回總份額，totalsharei,t-1為基金i在第t-1期的總份額。

(三)變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1給出了模型回歸使用的主要變量的統(tǒng)計(jì)性描述。

表1 樣本數(shù)據(jù)描述

變量名稱(chēng)均值中位數(shù)最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差偏度季度收益率(%)31019114064061-37320130200840凈資產(chǎn)總值(百萬(wàn))36019248201510592580成立時(shí)間(年)6791650113272300026020406月度收益率(%)094212123431-284206611-0157收益率標(biāo)準(zhǔn)差14363182645127300328237-0375分紅次數(shù)067208432300000001628-0126單位凈值11351063413475025407531463凈流入0038-005643790-0733096018980申購(gòu)率04180065826070212222818736贖回率03870160745540003143627590

表1顯示基金凈資產(chǎn)總值均值約為3.6億元，而中位數(shù)為1.92億元，均值要比中位數(shù)大很多，因而部分樣本基金中的資產(chǎn)規(guī)模差距較大。基金的成立時(shí)間平均約為6.8年，最小值為選擇的3年。另外，基金季度收益率約為3.1%，標(biāo)準(zhǔn)差為13.02，比月度收益率的標(biāo)準(zhǔn)差要大一倍。基金的凈流入平均為正，約為0.038，意味著基金總體規(guī)模在不斷擴(kuò)大，但是中位數(shù)為負(fù)數(shù)，約為-0.056，意味著在基金總體規(guī)模擴(kuò)大的同時(shí)，很多基金規(guī)模也在縮小。資金流入變量與流出變量的均值分布為0.418和0.387，兩者均值差別不大，且兩者的標(biāo)準(zhǔn)差都很大，分別為18.73%和27.59%，因而基金投資者的申購(gòu)和贖回份額波動(dòng)很大。

(四)實(shí)證檢驗(yàn)分析

首先，對(duì)模型的相關(guān)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)變量中存在單位根，各變量均為平穩(wěn)序列。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示應(yīng)該使用隨機(jī)效應(yīng)面板模型。模型回歸的結(jié)果顯示在表2中，表中列出了以基金資金流入和資金流出為被解釋變量的模型回歸系數(shù)以及相應(yīng)的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差。

表2 對(duì)基金申購(gòu)和贖回的面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果

申購(gòu)模型贖回模型變量名系數(shù)系數(shù)intercept33871958(0296)(0189)lnTNA(t-1)-0661-0477(0014)(0009)ln(AGE(t-1))00050016(0023)(0014)return(t-1)15330912(0235)(0147)Return2(t-1)6228-0477(1053)(0659)Divdendi，t07630575(0122)(0103)Pi，t12130113(0028)(0243)depend(t-1)01210260(0010)(0010)std(t-1)02320028(0053)(0033)R?squared00900140S．Eoftheregression20821350

注：***說(shuō)明在1%顯著性水平顯著，**說(shuō)明變量在5%顯著性水平顯著，*說(shuō)明變量在10%顯著性水平顯著。括號(hào)內(nèi)數(shù)值為對(duì)應(yīng)的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差。

從表2的結(jié)果來(lái)看，基金凈收益率的系數(shù)都在1%置信水平上顯著，且系數(shù)都為正，即隨著基金凈值收益率的提高基金投資者在下一期傾向于增加申購(gòu)基金份額，同時(shí)投資者的贖回份額也會(huì)相應(yīng)的增加，基金投資者的申購(gòu)和贖回行為對(duì)基金的凈收益變化都表現(xiàn)十分敏感。基金投資者的申購(gòu)和贖回行為都表現(xiàn)為“業(yè)績(jī)追逐”。而基金的凈收益率并沒(méi)有剔除基金系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的影響，基金投資者對(duì)基金凈收益率的追逐將對(duì)基金經(jīng)理人的“冒險(xiǎn)行為”帶來(lái)一定的激勵(lì)，即基金經(jīng)理人在獲悉基金投資者最為關(guān)心為基金凈值收益率時(shí)，會(huì)產(chǎn)生不顧風(fēng)險(xiǎn)的冒險(xiǎn)行為。同時(shí)，經(jīng)理人也有可能為了實(shí)現(xiàn)基金規(guī)模最大化而調(diào)整基金資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)水平。每個(gè)模型對(duì)應(yīng)的解釋變量的滯后一期在模型中的影響都為正，且非常顯著，意味著基金投資者的申購(gòu)和贖回行為表現(xiàn)出一定的持續(xù)性。基金的年齡對(duì)基金申購(gòu)和贖回行為的影響都為正，成立時(shí)間越長(zhǎng)，基金投資者越傾向于申購(gòu)和贖回該基金份額，而基金資產(chǎn)規(guī)模的變量的參數(shù)都為負(fù)值，且在1%置信水平上為顯著，規(guī)模越大的基金，基金投資者申購(gòu)或者贖回行為都較為謹(jǐn)慎。同時(shí)，在兩個(gè)模型中基金收益率波動(dòng)率的參數(shù)都顯著為正，這意味著基金投資者的申購(gòu)行為對(duì)基金波動(dòng)率的風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)識(shí)不夠，但是贖回模型的結(jié)果也表明基金投資者是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的，傾向于贖回上一期收益率波動(dòng)較大的基金。

二、基金投資者對(duì)基金風(fēng)險(xiǎn)的敏感度分析

(一)基金風(fēng)險(xiǎn)變量的構(gòu)建

基金資產(chǎn)組合總風(fēng)險(xiǎn)由系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)以及特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)組成。系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)是基金經(jīng)理人無(wú)法通過(guò)分散化投資策略進(jìn)行消除的風(fēng)險(xiǎn)，基金特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)則與具體投資對(duì)象有關(guān)的，通過(guò)分散化投資策略可以完全消除。基金系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)根據(jù)基金業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)模型中估計(jì)的β值來(lái)計(jì)算，見(jiàn)式(5)：

Ri,t-rft=αi+βiRmt-rft+εit

(5)

Ri,t為基金i在第t月的收益率，rft為基金的月度無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率，月度無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率用一年期定期存款利率計(jì)算得到月度無(wú)風(fēng)險(xiǎn)收益率，Rmt為第t月的市場(chǎng)收益率，Rmt-rft表示市場(chǎng)溢價(jià)，αi為風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率，εit為模型回歸得到的殘差。當(dāng)β=1時(shí)，該基金資產(chǎn)組合與市場(chǎng)組合完全一致，而當(dāng)其不等于1時(shí)，偏離市場(chǎng)組合的幅度為該基金承擔(dān)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的大小。β值越大，資產(chǎn)組合的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)就越高，投資者可獲得的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償就越高。首先，通過(guò)對(duì)上述模型采用滾動(dòng)回歸的方法，以12個(gè)月為移動(dòng)窗口，1個(gè)月為移動(dòng)步長(zhǎng)，估計(jì)得到相應(yīng)的β值，基金i在時(shí)間t的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的大小通過(guò)式(6)來(lái)計(jì)算得到：

systemi,t=βi,t-1

(6)

基金資產(chǎn)組合的特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)主要是反映基金偏離與市場(chǎng)基準(zhǔn)的偏離程度，這種偏離程度可以通過(guò)基金業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)模型的殘差來(lái)估計(jì)，殘差為剔除基金承擔(dān)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)而帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償收益后剩下的部分，而這部分即為基金的特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)引起的。基金的特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)是通過(guò)基金業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)模型回歸中得到的殘差的移動(dòng)標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)計(jì)算。基金的特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的具體計(jì)算方法見(jiàn)式(7)：

(7)

(二)基金風(fēng)險(xiǎn)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3 基金風(fēng)險(xiǎn)變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量名稱(chēng)樣本數(shù)均值中值最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差偏度峰度系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)519-0261-024623535-13559030075001041825特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)5190000001667415-24177338700939936

表3列出了關(guān)于基金資產(chǎn)組的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)和特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的基本統(tǒng)計(jì)量，系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)均值為負(fù)值，約為-0.26，表明樣本基金整體上β值小于1，基金總體上系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)和收益都要小于市場(chǎng)基準(zhǔn)。系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)的最大值約為23.5，這表明樣本中存在基金的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)比市場(chǎng)基準(zhǔn)要高出23倍以上。另外，最小值約為-13.6，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于市場(chǎng)基準(zhǔn)。因而，樣本基金中資產(chǎn)組合的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)差距較大。特征性風(fēng)險(xiǎn)越高表示基金資產(chǎn)組合偏離市場(chǎng)基準(zhǔn)幅度越大，風(fēng)險(xiǎn)也越高。整體上，基金特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的均值約為0，中位數(shù)為0.016，在平均水平基金資產(chǎn)組合不包含特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。但是，其最大值達(dá)到67.4，最小值為-24.18，極端值差距較大，因而樣本標(biāo)準(zhǔn)差也較大，達(dá)3.4左右。系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)兩個(gè)變量的偏度和峰度表明兩個(gè)變量并不滿(mǎn)足正態(tài)分布，因而，本文以?xún)烧叩膶?duì)數(shù)值加入模型中進(jìn)行回歸分析。

(三)實(shí)證檢驗(yàn)分析

在上述模型的基礎(chǔ)上將基金系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與特征性風(fēng)險(xiǎn)作為控制變量加入到模型中。對(duì)兩個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量的對(duì)數(shù)值進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，并沒(méi)有發(fā)現(xiàn)單位根，另外，由于已經(jīng)將基金風(fēng)險(xiǎn)的兩個(gè)變量加入到模型中，則將原來(lái)的收益率波動(dòng)率剔除，回歸結(jié)果顯示在表4中。

表4 基金投資者申購(gòu)、贖回行為與基金風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系回歸結(jié)果

變量名稱(chēng)netflowi，tinflowi，toutflowi，tintercept341833881762(-0301)(-0231)(-0192)lnTNA(t-1)-0153-0153-0076(-0014)(-0014)-0009lnAGE(t-1)001200050015(-0023)(-0053)(-0014)return(t-1)142512390884(-0227)(-0227)(-0141)return(t-1)52816870-0241(-0999)(-0999)(-0619)p(t-1)089817490422(-0183)-0183-0114Dividend(t-1)057306430109(-018)(-018)(-0113)depend(t-1)013201100240(-001)(-001)(-001)Idiosyncraticrisk(t-1)00210005-0002(-0031)(-001)(-0006)systemrisk(t-1)00150005-007(-0243)(-0191)(-0157)r?squared012100910139S．Eoftheregression132610031201

注：***說(shuō)明在1%顯著性水平顯著，**說(shuō)明變量在5%顯著性水平顯著，*說(shuō)明變量在10%顯著性水平顯著。括號(hào)內(nèi)數(shù)值為對(duì)應(yīng)的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差。

從表4顯示的回歸結(jié)果可見(jiàn)，系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)的參數(shù)在三個(gè)模型中都為正，但是都不顯著，因而基金投資者的申購(gòu)和贖回行為對(duì)基金資產(chǎn)組合的特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)和系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)不敏感，意味著基金投資者在做出買(mǎi)入和賣(mài)出決策時(shí)，并不會(huì)對(duì)基金資產(chǎn)組合的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)和特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)做出特別的反應(yīng)。在這種情況下，一方面，基金經(jīng)理人意識(shí)到基金投資者對(duì)基金中的風(fēng)險(xiǎn)不敏感，在資產(chǎn)管理中，可能為實(shí)現(xiàn)基金規(guī)模的最大化而做出冒險(xiǎn)行為，甚至不惜犧牲基金投資者的收益；另一方面，基金投資者對(duì)基金的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)水平也不敏感，那么基金投資者在評(píng)價(jià)經(jīng)理人的業(yè)績(jī)時(shí)，可能不會(huì)剔除因?yàn)槌袚?dān)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償，而基金的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償并不能真實(shí)反映基金經(jīng)理人的真實(shí)能力水平。

三、基金投資者收益分析

(一)基金資產(chǎn)組合的構(gòu)建

基金投資者的申購(gòu)和贖回行為對(duì)基金收益率和基金風(fēng)險(xiǎn)的反應(yīng)特征并未形成對(duì)基金經(jīng)理人能力發(fā)揮的有效激勵(lì)，那么基金投資者整體上的收益將受到如何的影響呢？本文構(gòu)建6個(gè)不同的基金組合。第一個(gè)基金資產(chǎn)組合是以基金平均加權(quán)收益構(gòu)建，將式(8)：

(8)

第二個(gè)基金資產(chǎn)組合是通過(guò)將樣本基金以基金資產(chǎn)總值為權(quán)重計(jì)算得到，如式(9)，并通過(guò)式(10)計(jì)算得到：

(9)

(10)

第三個(gè)基金組合是以基金凈流入占樣本基金凈流入比作為權(quán)重計(jì)算得到組合，權(quán)重計(jì)算方法見(jiàn)式(11)。

(11)

式(4-9)中NCFi,t-1為基金i在時(shí)間t-1的資金凈流入，可能為正，也可能為負(fù)值。因而，本文將樣本基金中正凈流入與凈流出的基金進(jìn)行區(qū)分，分為正凈流入樣本和凈流出樣本，然后根據(jù)式(4-9)計(jì)算正凈流入基金的權(quán)重比例和凈流出基金的權(quán)重比例。

(二)基金資產(chǎn)組合的業(yè)績(jī)

為了比較基金投資者買(mǎi)入和賣(mài)出行為獲得的超額收益率的情況，需要計(jì)算6個(gè)資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率，研究采用了CAPM模型以及Carhart四因子模型來(lái)估計(jì)基金資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率，兩個(gè)模型的結(jié)果一致，因而，本節(jié)只列出了Carhart四因子模型的結(jié)果，結(jié)果顯示在表5中。從全樣本來(lái)看，當(dāng)平均加權(quán)和以基金凈資產(chǎn)總額比例為權(quán)重計(jì)算的基金組合風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率為正每月0.006。當(dāng)以資產(chǎn)總額加權(quán)時(shí)，凈流入為正和為負(fù)的資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率與平均加權(quán)組合也相同，基金規(guī)模并不會(huì)影響基金組合的收益。但是當(dāng)以?xún)袅魅氡壤訖?quán)得到的基金組合，正流入組合的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益為負(fù)，約為-0.001，統(tǒng)計(jì)上不顯著，負(fù)流入基金組合的超額收益顯著為正，約為0.006。

牛市中平均加權(quán)組合與凈資產(chǎn)總值加權(quán)組合的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率都顯著為正，約為0.006，與全樣本一致。以?xún)袅魅爰訖?quán)的資產(chǎn)組合中，凈流入為正的資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益要低于凈流入為負(fù)的資產(chǎn)組合，但是兩者都不顯著。在熊市中的情況與牛市也一致。因而，從整體上看，大多數(shù)基金投資者選擇贖回的基金往往能獲得更好的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率。

表5 基金組合的業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)模型回歸結(jié)果

PanelA全樣本a1-rfa2-rfa3-rfa4-rfa5-rfa6-rfalpha0006000600060006-00010006(0002)(0002)(0002)(0002)(0003)(0002)MKT071107350735070604590631(0019)(0019)(0019)(0023)(0037)(0032)SMB-0066-0107-0107-0102-0048-0176(0035)(0034)(0034)(0041)(0066)(0057)HML-0252-0248-0248-0226-0418-0048(0053)(0052)(0052)(0062)(0100)(0088)

續(xù)表

UMD003900220022003300090004(0027)(0026)(0026)(0031)(0050)(0044)AdjustedR?squared091409210921088505530759PanelB牛市情況alpha000600060006000600020006(0003)(0003)(0003)(0003)(0006)(0004)MKT073007510751074004080690(0039)(0037)(0037)(0038)(0074)(0053)HML-0265-0271-0271-0239-0427-0182(0078)(0073)(0073)(0075)(0148)(0107)SMB-0073-0130-0130-0099-0121-0125(0047)(0044)(0044)(0045)(0089)(0064)UMD0001-0023-0023-0029-0014-0021(0035)(0032)(0032)(0033)(0065)(0047)AdjustedR?squared085408760876086703170738PanelC熊市情況alpha0004000400040004-00020003(0002)(0002)(0002)(0003)(0004)(0004)MKT067707050705065204950561(0024)(0025)(0025)(0033)(0047)(0047)SMB-0041-0037-0037-00920146-0269(0053)(0054)(0054)(0072)(0104)(0105)HML-0193-0146-0146-0152-02570129(0074)(0076)(0076)(0101)(0146)(0147)UMD018802030203027201190166(0049)(0050)(0050)(0067)(0096)(0097)AdjustedR?squared093009310931087306540704

注：***說(shuō)明在1%顯著性水平顯著，**說(shuō)明變量在5%顯著性水平顯著，*說(shuō)明變量在10%顯著性水平顯著。括號(hào)內(nèi)數(shù)值為對(duì)應(yīng)的系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差。

四、小結(jié)

本文構(gòu)建了基金申購(gòu)率、贖回率變量，通過(guò)面板數(shù)據(jù)回歸控制了基金成立時(shí)間、基金單位凈值、基金分紅次數(shù)、基金收益波動(dòng)率以及基金規(guī)模等，分析投資者申購(gòu)和贖回行為對(duì)基金凈值收益率的反應(yīng)。發(fā)現(xiàn)申購(gòu)行為與贖回行為對(duì)基金的凈值收益率非常敏感，并且都為正相關(guān)關(guān)系。結(jié)果表明，基金凈值收益率增長(zhǎng)，基金投資者將會(huì)增加基金申購(gòu)份額，投資者往往認(rèn)為基金上一期的凈值收益率能更好體現(xiàn)基金經(jīng)理人的能力。同時(shí)，基金收益率與贖回率也表現(xiàn)為正相關(guān)關(guān)系，因而存在“處置效應(yīng)”。

本文將基金資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)分為系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)，分析基金申購(gòu)和贖回行為與基金系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)和特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系。采用CAPM模型的滾動(dòng)回歸得到的貝塔值來(lái)計(jì)算基金的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)變量，并且以模型回歸得到的殘差值的移動(dòng)平均數(shù)來(lái)度量基金資產(chǎn)組合的特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)。將兩個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量加入模型中進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)，投資者的申購(gòu)和贖回行為對(duì)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)與特質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)并敏感。結(jié)果表明，基金投資者并不關(guān)注基金風(fēng)險(xiǎn)變化，這將激勵(lì)基金經(jīng)理人產(chǎn)生“冒險(xiǎn)行為”，也驅(qū)使基金經(jīng)理人為實(shí)現(xiàn)自身收益最大化而主動(dòng)調(diào)整基金風(fēng)險(xiǎn)水平，可能會(huì)導(dǎo)致基金投資者利益受損。

為了分析基金投資者的收益率的變化，本文以不同的權(quán)重構(gòu)建了6組資產(chǎn)組合。從基金資產(chǎn)組合的原始收益率來(lái)看，基金凈流入為正的資產(chǎn)組合的平均收益率要高于凈流入為負(fù)的資產(chǎn)組合的收益率。當(dāng)將樣本劃分為牛熊市時(shí)，牛市中各資產(chǎn)組合的平均收益率要高于熊市中的平均收益。但是，在牛市中，凈流入為正的資產(chǎn)組合的平均收益率都要低于凈流入為負(fù)的資產(chǎn)組合。同時(shí)，本文采用Carhart四因子模型估計(jì)各資產(chǎn)組的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率，發(fā)現(xiàn)凈流入為正的資產(chǎn)組合的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率要低于凈流入為負(fù)的資產(chǎn)組合。并且在牛市中和熊市中，情況也一致。結(jié)果表示，大部分投資者的選擇行為并沒(méi)有為自己帶來(lái)更高的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整收益率。

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(責(zé)任編輯：王 荻)

ResearchontheBehaviorsofInvestorsfromthePerspectiveofReturnandRiskofMutualFunds

HUANG Yu-rong, WANG Su-sheng

(Management Department, Harbin Institute of Technology Shenzhen Graduate School, Shenzhen 518055, China)

Whether investors are rational is important for the managers′ strategies and the stable development of mutual fund industry. The paper discovers that the redemption and subscription ratio is positively related to the fund returns, and the relationship is nonlinear. The returns of funds are not isolated from the impact of risk, and the paper constructs the variables of systematic risk and idiosyncratic risk for all funds. The results indicate that investors are insensitive to the risk of fund portfolio, which will incent the managers to take on excessive risk. By computing the net inflow and net outflow portfolios, the paper finds out that the risk-adjusted returns of net outflow portfolio can gain higher performance than that of net inflow portfolio. Therefore, overall, the choices of investors do not generate higher return.

subscription ratio; redemption ratio; systematic risk; idiosyncratic risk; portfolio

F830.9

A

1008-2603(2017)05-0066-08

2017-06-14

廣東省自然科學(xué)基金“廣東省發(fā)展低碳技術(shù)的融資機(jī)制創(chuàng)新”(10151805707000001)。

黃育蓉，女，哈爾濱工業(yè)大學(xué)深圳研究生院博士研究生，研究方向：證券投資基金；王蘇生， 男，哈爾濱工業(yè)大學(xué)深圳研究生院城市規(guī)劃與管理學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師， 深圳市公共管理學(xué)會(huì)會(huì)長(zhǎng)， 研究方向：金融工程、投資管理。