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业绩排名、投资者选择与投资基金行为(doc7页)
业绩排名、投资者选择和投资基金行为
王茂斌毕秋侠
(中山大学管理学院,广州510275)
摘要:
本文利用中国开放式基金数据,对基金业绩与未来资金流入的关系及投资基金之间的“竞赛假说”进行了检验。
结果发现,基金业绩与未来资金流入存在显著的正相关关系。
整体而言,中国投资基金行业不存在“竞赛假说”,但投资基金在年末业绩排名竞争中存在显著的竞赛特征,投资基金在年中排名竞争方面则未表现出明显的竞赛特征。
关键词:
业绩排名;竞赛假说;投资基金
作者简介:
王茂斌,中山大学管理学院博士
基金业的竞赛假说
一般而言,基金规模的扩大一般有两个途径:
一是基金业绩提升;二是持续销售吸引新资金流入。
研究发现,基金过去业绩与其未来资金流入具有显著的正相关关系[3]、[6]、[9]、[11]。
基于以下两个事实——基金投资者依赖基金过去业绩进行投资选择和基金经理的管理费补偿是与所管理基金规模挂钩的,我们可以合理推断出基金经理之间会非常在意他们之间的相对排名,并为之进行激烈竞争,以便吸引新资金来扩大自身基金的规模。
这就是投资基金行业的“竞赛假说(TournamentHypothesis)”。
竞赛假说推断:
前一时期排名落后的基金经理会在后一时期增加投资组合风险以便在收益方面赶上排名领先的基金经理。
基金经理基于业绩竞赛而不是证券基本价值来调整投资组合,明显损害了基金持有人利益,且有悖于市场效率原则。
Goriaev,PalominoandPrat[5]证明业绩竞赛提高了基金经理的整体风险。
ShleiferandVishny[10]也证明基于业绩的套利(PBA)是违反市场效率原则的,并非完全有效的,特别是在一些极端情况下并不能使证券价格回归基本价值。
大量文献从实证角度来验证投资基金行业是否存在“竞赛假说”。
Brown,HarlowandStarks[1]根据美国1976—1991年间334家增长型基金的月度收益率,利用均匀概率分布图的方法,通过对一年中前半年与后半年月度收益的波动状况和前半年收益进行排名配对,证实了投资基金行业存在“竞赛假说”。
KoskiandPontiff[8]利用回归分析对美国国内1992—1994年间的798家股票基金进行研究,发现投资基金期中业绩与随后风险变化之间具有负相关关系,也证实了“竞赛假说”的存在。
但是Busse[2]研究却得到不同的研究结果。
比照Brown等人[1]的研究方法,Busse利用1985—1995年间美国230家国内股票基金的日收益数据,发现“竞赛假说”在统计上并不显著存在。
Busse分析了其结论与Brown等人的结论差异的原因,指出日收益的自相关是主要原因,它导致月度收益波动性的预测是有偏的。
Busse同时指出:
日收益数据比月收益数据能更好进行波动性预测,所以基于日收益数据对“竞赛假说”的检验在理论上比用月收益数据更有说服力。
Goriaev,NijmanandWerker[4]进一步分析了Brown等人和Busse之间研究结论矛盾的原因。
Goriaev等人[4]指出导致二者结论差异的原因主要不是来自于日收益的自相关,而是来自于基金个体日收益之间的协相关关系。
本文将首先利用中国开放式基金数据,检验基金过去业绩—未来投资资金变化之间的关系,在此基础上检验中国基金业是否存在“竞赛假说”。
基金过去业绩与投资者选择
一、模型设定与变量释义
为了估计中国开放式基金过去业绩与未来投资者选择之间的关系,我们对以下回归方程进行估计:
(1)
回归方程
(1)中的被解释变量
为基金
在
期的份额变化,它由下式计算得到:
(2)
回归方程
(1)中的
和
分别为基金
的
期和
期的收益;
和
则为
期和
期的市场指数收益。
回归方程
(1)还加入了两个控制变量:
基金
的年龄(
)和
期的资产净值的自然对数(
),以控制基金年龄差异和规模差异对份额变化的影响。
二、数据与样本选择
本文研究对象为2001年12月31日至2005年6月30日成立并正常运作的执行主动投资策略,资产配置以股票投资为主的所有开放式基金,我们剔除了指数基金、债券基金、保本基金、货币市场基金以及明确表示债券投资占投资组合50%以上的部分配置型基金2。
开放式基金基本资料、资产净值和基金份额数据来自于深圳国泰安公司CSMAR数据库、华安基金公司和中国基金网。
因为中信证券编制的中信综合指数涵盖了上海和深圳两个市场全部证券品种,所以我们选择其作为市场指数,该数据来自于中信证券公司。
样本选择点,我们设为每年的6月30日和12月31日,即基金份额变化的考察周期为半年。
我们分别计算出每家基金每年上半年份额变化和下半年份额变化,直到2005年6月30日。
但是考虑到基金新成立后短期内总是存在大量赎回的情形,而这和基金业绩之间并无多大关系3。
所以,我们采用了以下样本选择规则:
如果基金成立日期和样本选择日期时间间隔低于一年,则不予选取4。
通过这样的取样规则,最后得到了55家基金的130个观测样本。
基金的年龄(
)为示性变量,如基金成立日期与样本选择日期之间时间间隔超过2年,则取1,如果低于2年,则取0。
表1基金份额变化与过去业绩模型的回归结果
被解释变量
系数
PanelA:
-0.11
(-0.42)
-0.76**
(-2.26)
1.83***
(5.62)
0.80**
(2.14)
-0.89**
(-2.40)
-0.03
(-0.90)
0.003
(0.17)
0.197
观测样本
130
PanelB:
-0.18
(-0.71)
-0.43
(-1.64)
1.31***
(4.61)
-0.03
(-0.79)
0.004
(0.19)
0.14
观测样本
130
注:
是市场调整收益,计算公式为
。
括号内为
检验值。
***表示在0.01的显著性下拒绝零假设;**表示在0.05的显著性下拒绝零假设;*表示在0.1的显著性下拒绝零假设。
为调整之后的
。
三、回归结果
表1的PanelA列出了等式
(1)的回归结果,我们观察到以下结果:
(1)基金份额变化和上一期基金收益之间为显著正相关关系,显示投资者依赖基金过去业绩来决定未来投资资金。
(2)基金份额变化与本期基金收益之间为显著负相关关系,表明基金投资者存在着明显的短期反转交易特征。
本期基金收益高,基金投资者倾向于尽快实现盈利,赎回基金份额;而本期基金收益低,基金投资者则寄希望于下期有所反转,反而追加投资。
(3)基金份额变化与市场指数变化的关系更能显示出基金投资者短期反转交易特征。
基金份额变化与上一期市场指数收益之间为负相关关系,显示市场下跌,下一期投资者投资于基金的资金反而增加;而市场上涨,投资资金反而减少。
(4)基金年龄、基金规模与基金份额变化之间均不存在统计上显著的关系。
为了验证实证结果的稳健性,我们使用基金的市场调整收益(
)对回归方程
(1)进行了重新回归检验,结果见表1的PanelB。
我们发现,基金份额与基金上一期的市场调整收益之间仍然维持统计上显著的正相关关系,显示改实证结论是稳健的。
“竞赛假说”与投资基金行为
一、研究设计与变量释义
竞赛假说推断:
前一时期排名落后的基金经理(输家)会在后一时期增加投资组合风险以便在收益方面赶上排名领先的基金经理(赢家)。
用前一时期基金收益的中值作为划分赢家和输家的标准,高于中值者为赢家,低于中值(含中值)者为输家。
令L和W分别表示输家和赢家,他们在上一期和下一期选择的风险水平分别用标准差
和
表示。
则有下式:
(3)
等式(3)表示平均而言,输家投资组合收益波动比率要大于赢家的收益波动比率,显示输家倾向于在第二期增加投资组合风险。
考虑到中国开放式基金成立时期不长,加上我们准备对一年之内的业绩排名情况对投资基金行为的影响进行考查,我们将业绩排名定为每半年进行一次:
一次排名在年中(6月30日),一次排名在年底(12月31日)。
基金业绩排名期又分为两个子时期:
第一个时期为评价期,根据评价期末的总收益排名来决定谁是赢家,谁是输家。
第二个时期为组合调整期。
我们假定基金年中排名的评价期为第一季度,组合调整期为第二季度;年底排名的评价期则为第三季度,组合调整期则为第四季度。
基金
评价期的总收益
可以通过日收益数据计算得到:
(4)
其中,
为基金
在
日的收益;
为基金评级期的总交易天数。
根据基金
在业绩排名期的日收益数据,我们根据下式计算评价期与组合调整期之间日收益的波动比率:
(5)
其中,
和
分别为基金评级期与组合调整期的平均收益。
为基金排名期总交易天数。
同时,我们可以利用下式来计算基金
在第
月的月度收益:
(6)
其中,
为基金在该月的总交易天数。
利用等式(6)计算得到的基金月收益数据,我们同理可以计算得到基金
评价期与组合调整期之间月收益的波动比率:
(7)
根据Brown等人[1]和Busse[2]研究技巧,我们对所有参与竞赛的基金评价期总收益
进行排名,并以中值为标准,划分出赢家(高RTN)和输家(低RTN);同时分别基于日收益和月收益来计算收益波动比率SDR,也以中值为标准,划分出高风险组合(高SDR)和低风险组合(低SDR);在此基础上,对于
和SDR进行两两配对,观察样本分布是否符合均匀分布特征。
如果低RTN和高SDR的样本比率显著高于高RTN和高SDR的样本比率,则我们不能拒绝“竞赛假说”;否则,则可以拒绝“竞赛假说”。
二、数据和样本选择
本节研究对象的选取标准和上节完全一致。
考虑到业绩排名需要一定的基金家数才能进行,我们将首次业绩排名选择在2003年6月30日,以后每半年进行一次,直到2005年6月30日,共进行了5次业绩排名。
基金样本的选择则遵循以下原则:
在每个业绩排名期,具有完整日收益数据的基金才纳入排名5。
表2列出了参与业绩排名基金的总体特征。
从表2可以发现,最近两年开放式基金规模有了很大发展,基金家数和所管理资产规模都呈现几何级数递增,开放式基金之间竞争日趋激烈,开放式基金之间进行业绩竞赛的基本环境已经具备。
表2参与业绩排名的基金基本特征统计
时期
基金数量
(只)
管理资产
(亿元)
收益(%)
均值
中值
标准差
2003.6.30
14
289.99
9.01
8.62
4.12
2003.12.31
19
298.63
9.01
9.59
3.56
2004.6.30
35
532.71
-1.22
-1.80
4.07
2004.12.31
56
1212.84
1.32
0.56
3.60
2005.6.30
68
1173.23
-2.94
-3.00
4.84
三、主要实证结果
表3基金评价期总收益—波动比率的两两对应频数分布统计
类别
观测
样本数
样本频数
低RTN
高RTN
低SDR
高SDR
低SDR
高SDR
PanelA:
基于月收益数据
总样本
192
27.08%
23.44%
23.44%
26.04%
0.79
0.851
年中
117
34.19
16.24
16.24
34.19
14.95
0.002
年底
75
16.00
34.67
34.67
14.67
11.24
0.010
PanelB:
基于日收益数据
总样本
192
22.40
28.13
28.65
20.83
3.63
0.305
年中
117
25.64
24.79
24.79
24.79
0.03
0.999
年底
75
17.33
33.33
34.67
14.67
9.85
0.020
注:
统计量的自由度为1,它的计算基于以下零假设:
样本是均匀分布的,即每部分占总样本的25%。
表3列出了基金评价期总收益—波动比率的两两对应频数分布结果。
我们发现,整体而言,无论用日收益数据,还是月收益数据,“竞赛假说”在统计上是不显著的。
如果将年中业绩排名和年底业绩排名分开考查,则发现年底业绩排名存在明显的业绩竞赛情形,“竞赛假说”在统计上是显著的;但是基于日收益的数据显示年中业绩排名中“竞赛假说”并不存在。
针对以上实证检验,我们可以总结得出以下实证结果:
整体而言,目前中国开放式基金的业绩竞赛特征并不明显,但是在争取年底相对较高的业绩排名方面,存在明显的业绩竞赛特征,同时投资基金对于年中排名并不在意,也不存在为了提高年中排名而可以增加组合风险的业绩竞赛特征。
结论
尽管存在时限较短导致样本数据不足的局限,我们利用中国开放式基金数据对“竞赛假说”及其前提——基金业绩与未来资金流入关系进行了实证分析,我们发现开放式基金下一期份额变化与上一期基金业绩有显著的正相关关系,无论是采用原始收益数据,还是采用经市场调整的收益数据,这一特征在统计上都是显著的,显示基金投资者的未来投资选择依赖于基金的业绩变化,这为投资基金行业“竞赛假说”提供了前提条件。
在证实中国基金投资者倾向于依赖基金过去业绩进行投资选择的基础上,我们检验了“竞赛假说”,尽管整体结果未能支持业绩竞赛假说。
结果发现:
总体上“竞赛假说”在统计上并不显著存在,但是在年末的业绩排名竞争中,“竞赛假说”显著存在;在年中的业绩排名竞争中,“竞赛假说”的存在证据是模糊的,基于月收益的检验与基于日收益的检验得出相反的结论。
由此不难理解,投资基金为了年终排名靠前而在第四季度提高整体组合的风险,这显示投资基金非常在意年终排名结果对自身经营和对吸引新投资的影响,这一点符合中国投资基金行业的实际情况。
投资基金业绩竞赛的演化以及由此可能产生的问题也值得我们进一步观察与留意。
(基金项目:
广东省自然科学基金,项目编号:
04009755)
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