簡析開放式基金存在“贖回之謎”嗎？
論文摘要：我國開放式基金是否存在“贖回之謎”以及存在的條件和范圍尚無明確的結論。形成“贖回之謎”現(xiàn)象的原因可能有：（1）基金業(yè)績并非影響贖回率的唯一因素；（2）贖回率與某單一業(yè)績指標間關系非對稱；（3）贖回率與多個業(yè)績指標間關系非對稱以及贖回率影響因素的不唯一。以往文獻主要分析了前兩類原因，本文應用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法對第三類原因進行檢驗，發(fā)現(xiàn)基金業(yè)績對凈贖回率的影響是非對稱的，“贖回之謎”分別在兩種條件和范圍中存在：（1）基金業(yè)績用基金收益率衡量且凈贖回率高于一定分位數(shù)；(2) 基金業(yè)績用夏普比率衡量且凈贖回率低于一定分位數(shù)。本文檢驗了本文的結論也有助于認識開放式基金在我國證券市場中的作用。
論文關鍵詞：贖回之謎,分位數(shù)回歸,面板數(shù)據(jù)
一、引言
從2001年9月開始試點至今，我國的開放式基金經歷了近十年的發(fā)展市場規(guī)模急劇增長（見圖1）。截止至2010年5月，我國開放式基金共有558家，總份額22744.23億份，資產凈值23326.90億元，分別占全部基金的94.74%、95.94%和95.73%，開放式基金至今已經構成了我國證券市場中的資金主力。由于開放式基金的投資人可以自由申購贖回，而基金管理者的管理費用通常與基金份額相關，因此，如果當基金業(yè)績良好時，投資者加大對其的申購，當基金業(yè)績不佳時，投資者加大對其的贖回，則這種份額開放機制給基金管理者提供了一種“優(yōu)勝劣汰”的機制，已有研究認為這種機制在國外基金市場中存在（參見Spitz(1970);Smith(1978);Ippolito(1992)）。
“贖回之謎”又被稱為贖回困惑或贖回異常，指的是與上述“優(yōu)勝劣汰”機制相反，開放式基金業(yè)績越好投資者贖回越多，即贖回率與業(yè)績正相關的異�，F(xiàn)象�！摆H回之謎”在我國是否存在？存在的范圍和條件是什么？圍繞這些問題，國內學者得出了不同的研究結果。
姚頤和劉志遠（2004）利用面板模型對2002年底之前上市的17家開放式基金進行分析，認為基金業(yè)績與贖回率負相關，但是當基金凈值低于1元時會發(fā)生突變。
束景虹（2005）利用線性回歸模型對2003年9月之前全部開放式基金進行分析，認為贖回率與基金業(yè)績負相關，基金的凈值回報率越高贖回率越低。
黎實和雷良桃（2008）運用Panel-DataGranger因果檢驗方法對2002年之前成立的17只開放式基金進行檢驗，結果發(fā)現(xiàn)基金的“贖回困惑”不過是一個“假象”。
陸蓉等（2007a）對我國2003年1月1日前發(fā)行的14只偏股型開放式基金進行分析，發(fā)現(xiàn)我國開放式基金存在贖回異常現(xiàn)象，基金業(yè)績與贖回率正相關。
綜上所述，對我國開放式基金是否存在“贖回之謎”的檢驗尚未得到一致的結論�！摆H回之謎”是否存在以及存在的條件和范圍值得進一步研究（陸蓉等，2007b）。
我們認為，形成“贖回之謎”現(xiàn)象的原因可能有：（1）基金業(yè)績并非影響贖回率的唯一因素；（2）贖回率與某單一業(yè)績指標間關系非對稱；（3）贖回率與多個業(yè)績指標間關系非對稱以及贖回率影響因素的不唯一。其中，如果是第一類原因形成基金業(yè)績與資金流動的負向、凹曲線關系（見圖4），則“贖回之謎”只是一種假象。已有研究采用多元線性回歸的方法和以某單一業(yè)績指標分組回歸的方法，主要分析了前兩種原因。另外建立在最小二乘法基礎之上的統(tǒng)計方法只能分析自變量對因變量條件均值的影響，而“贖回之謎”描述的應該是基金業(yè)績對贖回率的條件分布形狀特征的影響，因此本文采用多變量的面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法檢驗第三類原因的影響。
二、數(shù)據(jù)與方法
�。ㄒ唬⿺�(shù)據(jù)
1、樣本說明
圖1開放式基金市場規(guī)模
本文的樣本是2006年1月1日以前公開發(fā)行的普通股票型開放式基金（共32只）2007年一季度至2010年一季度共13個季度的面板數(shù)據(jù)。本文這樣采樣的原因是我國基金市場從2007年開始加速發(fā)展（見圖1），一方面使得基金數(shù)量與基金規(guī)�？焖僭黾�，基金品種增多，基金市場的競爭性增強，投資者能夠更加自由的選擇符合自己偏好的基金，另一方面投資者對基金的認識水平提高，投資行為更加理性，因此采用這段時間的數(shù)據(jù)更符合當前實際，另外以前的研究成果主要采用的都是2007年以前的數(shù)據(jù)，因此本文采用2007年以后的數(shù)據(jù)。為了避免“捧場資金”的影響，因此本文的樣本采用2006年1月1日以前公開發(fā)行的股票型開放式基金，考慮到股票型開放式基金中指數(shù)型基金投資風格和贖回特征趨同會影響檢驗的效果，所以本文最終的樣本是2006年1月1日以前公開發(fā)行的普通股票型開放式基金。數(shù)據(jù)均采自Wind數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析用Eviews6完成。
2、變量說明
被解釋變量為凈申購率（既負的凈贖回率）。本文凈申購率的計算采用的是陸蓉等（2007a）的方法，即以凈現(xiàn)金流而不是基金份額來計算凈申購率，這種方法能更好的貼近現(xiàn)實情況。計算公式為：
（1）
其中，
，
為
期末第
只基金單位凈值，
為期末第只基金份額，
為期內第只基金按照復權凈值計算的平均收益。
參考以往文獻，本文采用的解釋變量考慮了基金業(yè)績和基金風險兩個方面。
基金收益率。文獻對基金收益率與基金申購率關系的研究是最豐富的，但是在基金收益率的計算方法上卻不一致�；鹗找媛拾▎挝粌糁翟鲩L率、累計單位凈值增長率和復權單位凈值增長率。單位凈值增長率會由于基金分紅而降低，受到基金分紅次數(shù)和分紅數(shù)量的影響，累計單位凈值增長率雖然考慮了基金分紅，但只是把分紅部分單純的進行累加，復權單位凈值增長率不僅考慮了基金分紅的影響，而且假設把分紅部分進行了再投資，能更加公平的衡量基金業(yè)績，因此本文采用復權單位凈值增長率作為衡量基金收益率的指標。
夏普比率
。用基金收益率減去同期無風險收益率再除以基金收益率的標準差就能得到，該指標目前已經成為國際通用的衡量基金業(yè)績的核心指標。
貝塔值
。理論上，理性投資者在投資風險資產時除了考慮收益外還要考慮風險。衡量了基金的系統(tǒng)風險。
總體風險
�；鸬娘L險不僅包括系統(tǒng)風險，還包括個體風險。由于我們的樣本為普通股票型開放式基金，基金管理人可以根據(jù)自己的預期選擇與指數(shù)有較大差異的投資組合，使得個體風險增加，因此基金總體風險與系統(tǒng)風險會存在較大差異。
�。ǘ┓椒�
一般認為，基金的贖回率主要受到基金業(yè)績的影響，而這種影響并非是同質的，基金業(yè)績可能會對不同的基金贖回率產生不同的影響，因此需要分析基金業(yè)績對基金贖回率條件分布形狀的影響，但是傳統(tǒng)的以最小二乘法為基礎的統(tǒng)計方法只能描述自變量對因變量條件均值的影響，所以本文采用分位數(shù)回歸方法檢驗“贖回之謎”。
分位數(shù)回歸方法最早由KoenkerandBassett（1978）提出，與最小二乘法描述自變量對應變量條件分布均值的影響不同，分位數(shù)回歸刻畫了自變量對因變量條件分布不同分位數(shù)的影響，而且不易受到數(shù)據(jù)非正態(tài)性的影響，因此，與最小二乘法相比分位數(shù)回歸更加穩(wěn)健且能刻畫因變量條件分布的形狀。
當前面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法均假設個體效應為固定效應，從而得到如下模型：
（2）
其中，
為給定
條件下
的
分位數(shù)。
三、實證檢驗
我們首先對各變量進行了描述性統(tǒng)計，分析結果見表1。
接下來，我們建立如下面板數(shù)據(jù)模型進行分析，分析結果見表2。
（3）
其中，表示截面，表示時間，
表示截面的個體效應，代表基金收益率，代表夏普比率，代表貝塔值，代表總體風險。
表1變量描述性統(tǒng)計表
從表2中我們可以看到，無論是在隨機效應模型還是在固定效應模型中，基金收益率與基金凈申購率都是顯著正相關的，這與束景虹（2005）的結論一致。但是如果用夏普比率衡量基金業(yè)績的話，基金業(yè)績與基金凈申購率負相關但不顯著�；鹣到y(tǒng)風險與基金凈申購率顯著負相關，與基金總體風險顯著正相關。由于數(shù)據(jù)的非正態(tài)性會影響估計的效果，而且為了更深入的考察“贖回之謎”的存在性及其條件和范圍，我們下面采用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法進行檢驗，Hausman檢驗的p值為0.0877，在10%的置信水平下支持固定效應的假設。
我們依照（2）式建立固定效應下的面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型，其中解釋變量包括、、、和常數(shù)項。為了能夠更加全面的考察解釋變量對被解釋變量條件分布的影響，本文選擇幾個代表性的分位點。回歸結果見表3。
表2面板數(shù)據(jù)模型分析結果
注：括號里面的為相應回歸系數(shù)的t值;表示在5%的顯著性水平下顯著；表示在1%的顯著性水平下顯著。
我們首先分析凈申購率與基金收益率的關系。結果顯示，基金收益率對凈申購率的影響是非對稱的。處于低分位點位置的凈申購率與基金收益率負相關，符合“贖回之謎”之謎假說，這與陸蓉等（2007）的研究結論一致。隨著凈申購率分位點的提高基金收益率的影響變得不顯著，隨著分為點的進一步提高基金收益率的影響由負轉正，并且影響強度不斷提高，不支持“贖回之謎”假說，這與束景虹（2005）的研究結論一致。由此我們認為，當基金業(yè)績用基金收益率衡量時，基金業(yè)績對凈申購率的影響是非對稱的，“贖回之謎”發(fā)生在凈申購率的低分位點部分（即凈贖回率的高分位點部分），而大于80%的情況下并未表現(xiàn)出“贖回之謎”，并且對特定部分的凈申購率基金收益率的影響不顯著（見圖2）。我們認為這一現(xiàn)象的原因是“認知失調”，當新發(fā)生的事件與原有的認識發(fā)生不一致時，個人會產生沮喪。為了避免“認知失調”帶來的痛苦，基金表現(xiàn)良好時，投資者會積極買入，但基金表現(xiàn)較差時，投資者卻不愿賣出。
表3固定效應面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸結果
注：括號內為相應的t值，表示在10%的顯著性水平下顯著，表示在5%的顯著性水平下顯著，表示在1%的顯著性水平下顯著。
然后我們分析凈申購率與夏普比率的關系。夏普比率對凈申購率的影響同樣是非對稱的，夏普比率對較低部分的凈申購率影響不顯著，對較高部分凈申購率的影響顯著為負。因此，如果用夏普比率作為基金業(yè)績衡量指標的話，基金業(yè)績對大于50%情況下的凈申購率無顯著影響；對一定分位數(shù)以上的凈申購率的影響為負，表現(xiàn)出“贖回之謎”(見圖3)。這反映出我國開放式基金投資者目前尚處于不成熟狀態(tài)，作為公認基金業(yè)績衡量指標的夏普比率沒有成為投資者挑選基金的標準，這反而會對基金管理人的行為造成扭曲。
為了檢驗結果的穩(wěn)健性，我們還把由貝塔值和總體風險構成的控制變量的不同組合情況進行了檢驗，結論無實質性改變。
圖2基金收益率回歸系數(shù)，虛線為95%的置信區(qū)間圖3夏普比率回歸系數(shù)，虛線為95%的置信區(qū)間
四、結論
本文運用分位數(shù)回歸方法對我國開放式基金是否存在“贖回之謎”及其存在的條件和范圍進行了檢驗，結果發(fā)現(xiàn)（1）不同的基金業(yè)績衡量指標對凈申購率的影響差異較大；（2）基金業(yè)績對凈申購率的影響是非對稱的，其中基金收益率對不同部分凈申購率的影響方向甚至會相反；（3）如果用基金收益率作為業(yè)績衡量指標，則隨著凈申購率的分位數(shù)由低到高（即凈贖回率的分位數(shù)由高到低），基金業(yè)績與凈申購率分別表現(xiàn)出負相關、無顯著影響和正相關；如果用夏普比率作為業(yè)績衡量指標，則隨著凈申購率的分位數(shù)由低到高（即凈贖回率的分位數(shù)由高到低），基金業(yè)績與凈申購率分別表現(xiàn)出無顯著影響和負相關。因此，本文認為“贖回之謎”主要在兩種情況下存在：（1）基金業(yè)績用基金收益率衡量且凈贖回率高于一定程度（即凈申購率低于一定程度）；(2)基金業(yè)績用夏普比率衡量且凈贖回率低于一定程度（即凈申購率高于一定程度）。
圖4開放式基金業(yè)績-資金流入關系（轉引自陸蓉2007a）
本文有利于更加深入地理解我國開放式基金業(yè)績與資金流動關系間的關系。在我國，開放式基金業(yè)績與資金流動之間存在如圖4所示的負向、凹曲線關系已被學者發(fā)現(xiàn)。從理論上說，形成這種曲線型關系可能的原因包括：（1）基金業(yè)績并非影響贖回率的唯一因素；（2）贖回率與某單一業(yè)績指標間關系非對稱；（3）贖回率與多個業(yè)績指標間關系非對稱以及贖回率影響因素的不唯一。已有研究采用多元線性回歸的方法和分組回歸的方法，主要分析了前兩方面的影響。本文采用多變量的面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法分析了第三方面的影響。
本文對認識開放式基金在我國證券市場中的作用也具有一定的參考意義。上述結論也反應出我國的基金投資者還不成熟，申購時僅看重基金的絕對收益而忽視基金的夏普比率。以夏普比率作為業(yè)績衡量指標，基金業(yè)績對凈申購率不但無顯著影響甚至表現(xiàn)出“贖回之謎”，這不但不利于合理的基金業(yè)績評價體系的推廣，而且扭曲了開放式基金份額開放機制對基金經理本應具有的“優(yōu)勝劣汰”機制，使得基金經理過度追求絕對收益，更熱衷于高風險的投資組合，加大了市場的投機氣氛。因此，我國基金投資者不成熟的申購贖回模式會使得開放式基金不但不會發(fā)揮市場穩(wěn)定器功能反而助漲助跌。
參考文獻
1 Bassett, Gilbert Jr. and Roger Koenker. An Empirical Quantile Function for Linear Models with i.i.d. Errors [J], Journal of the American Statistical Association, 77(378), 407-415.
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3 Koenker, R. and Bassett, G. Regression Quantiles [J],Econometrica. Vol. 46, pp. 33-50.
4 Roger Koenker. Quantile Regression for Longitudinal Data [J], Journal of Multivariate Analysis, Vol. 91, Issue 1, Oct. 2004, Page 74-89.
5 Spitz,A.E.,1970, Mutual Fund Performance and Cash Inflow, Applied Economics 2, 141-145.
6 Smith,K.V.,1978, Is Fund Growth Related to Fund Performance?, Journal of Finance 53, 1589-1622.
7 黎實,雷良桃.開放式基金贖回困惑的Panel-Data Granger因果關系檢驗[J].系統(tǒng)工程與實踐,2008,8:55-62.
8 陸蓉等.基金業(yè)績與投資者的選擇——中國開放式基金贖回異�，F(xiàn)象的研究[J].經濟研究,2007,6: 39-50.
9 陸蓉等.開放式基金贖回現(xiàn)象研究綜述[J].上海財經大學學報,2007,6: 91-97.
10 束景虹.開放式基金贖回現(xiàn)象的實證研究[J].數(shù)量經濟技術經濟研究,2005,4: 117-126.
11 姚頤,劉志遠.我國開放式基金贖回行為的實證研究[J].經濟科學,2004,5: 48-57.
論文關鍵詞：贖回之謎,分位數(shù)回歸,面板數(shù)據(jù)
一、引言
從2001年9月開始試點至今，我國的開放式基金經歷了近十年的發(fā)展市場規(guī)模急劇增長（見圖1）。截止至2010年5月，我國開放式基金共有558家，總份額22744.23億份，資產凈值23326.90億元，分別占全部基金的94.74%、95.94%和95.73%，開放式基金至今已經構成了我國證券市場中的資金主力。由于開放式基金的投資人可以自由申購贖回，而基金管理者的管理費用通常與基金份額相關，因此，如果當基金業(yè)績良好時，投資者加大對其的申購，當基金業(yè)績不佳時，投資者加大對其的贖回，則這種份額開放機制給基金管理者提供了一種“優(yōu)勝劣汰”的機制，已有研究認為這種機制在國外基金市場中存在（參見Spitz(1970);Smith(1978);Ippolito(1992)）。
“贖回之謎”又被稱為贖回困惑或贖回異常，指的是與上述“優(yōu)勝劣汰”機制相反，開放式基金業(yè)績越好投資者贖回越多，即贖回率與業(yè)績正相關的異�，F(xiàn)象�！摆H回之謎”在我國是否存在？存在的范圍和條件是什么？圍繞這些問題，國內學者得出了不同的研究結果。
姚頤和劉志遠（2004）利用面板模型對2002年底之前上市的17家開放式基金進行分析，認為基金業(yè)績與贖回率負相關，但是當基金凈值低于1元時會發(fā)生突變。
束景虹（2005）利用線性回歸模型對2003年9月之前全部開放式基金進行分析，認為贖回率與基金業(yè)績負相關，基金的凈值回報率越高贖回率越低。
黎實和雷良桃（2008）運用Panel-DataGranger因果檢驗方法對2002年之前成立的17只開放式基金進行檢驗，結果發(fā)現(xiàn)基金的“贖回困惑”不過是一個“假象”。
陸蓉等（2007a）對我國2003年1月1日前發(fā)行的14只偏股型開放式基金進行分析，發(fā)現(xiàn)我國開放式基金存在贖回異常現(xiàn)象，基金業(yè)績與贖回率正相關。
綜上所述，對我國開放式基金是否存在“贖回之謎”的檢驗尚未得到一致的結論�！摆H回之謎”是否存在以及存在的條件和范圍值得進一步研究（陸蓉等，2007b）。
我們認為，形成“贖回之謎”現(xiàn)象的原因可能有：（1）基金業(yè)績并非影響贖回率的唯一因素；（2）贖回率與某單一業(yè)績指標間關系非對稱；（3）贖回率與多個業(yè)績指標間關系非對稱以及贖回率影響因素的不唯一。其中，如果是第一類原因形成基金業(yè)績與資金流動的負向、凹曲線關系（見圖4），則“贖回之謎”只是一種假象。已有研究采用多元線性回歸的方法和以某單一業(yè)績指標分組回歸的方法，主要分析了前兩種原因。另外建立在最小二乘法基礎之上的統(tǒng)計方法只能分析自變量對因變量條件均值的影響，而“贖回之謎”描述的應該是基金業(yè)績對贖回率的條件分布形狀特征的影響，因此本文采用多變量的面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法檢驗第三類原因的影響。
二、數(shù)據(jù)與方法
�。ㄒ唬⿺�(shù)據(jù)
1、樣本說明
圖1開放式基金市場規(guī)模
本文的樣本是2006年1月1日以前公開發(fā)行的普通股票型開放式基金（共32只）2007年一季度至2010年一季度共13個季度的面板數(shù)據(jù)。本文這樣采樣的原因是我國基金市場從2007年開始加速發(fā)展（見圖1），一方面使得基金數(shù)量與基金規(guī)�？焖僭黾�，基金品種增多，基金市場的競爭性增強，投資者能夠更加自由的選擇符合自己偏好的基金，另一方面投資者對基金的認識水平提高，投資行為更加理性，因此采用這段時間的數(shù)據(jù)更符合當前實際，另外以前的研究成果主要采用的都是2007年以前的數(shù)據(jù)，因此本文采用2007年以后的數(shù)據(jù)。為了避免“捧場資金”的影響，因此本文的樣本采用2006年1月1日以前公開發(fā)行的股票型開放式基金，考慮到股票型開放式基金中指數(shù)型基金投資風格和贖回特征趨同會影響檢驗的效果，所以本文最終的樣本是2006年1月1日以前公開發(fā)行的普通股票型開放式基金。數(shù)據(jù)均采自Wind數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)分析用Eviews6完成。
2、變量說明
被解釋變量為凈申購率（既負的凈贖回率）。本文凈申購率的計算采用的是陸蓉等（2007a）的方法，即以凈現(xiàn)金流而不是基金份額來計算凈申購率，這種方法能更好的貼近現(xiàn)實情況。計算公式為：
（1）其中，
，為期末第只基金單位凈值，為期末第只基金份額，為期內第只基金按照復權凈值計算的平均收益。參考以往文獻，本文采用的解釋變量考慮了基金業(yè)績和基金風險兩個方面。
基金收益率
。文獻對基金收益率與基金申購率關系的研究是最豐富的，但是在基金收益率的計算方法上卻不一致�；鹗找媛拾▎挝粌糁翟鲩L率、累計單位凈值增長率和復權單位凈值增長率。單位凈值增長率會由于基金分紅而降低，受到基金分紅次數(shù)和分紅數(shù)量的影響，累計單位凈值增長率雖然考慮了基金分紅，但只是把分紅部分單純的進行累加，復權單位凈值增長率不僅考慮了基金分紅的影響，而且假設把分紅部分進行了再投資，能更加公平的衡量基金業(yè)績，因此本文采用復權單位凈值增長率作為衡量基金收益率的指標。
夏普比率
。用基金收益率減去同期無風險收益率再除以基金收益率的標準差就能得到，該指標目前已經成為國際通用的衡量基金業(yè)績的核心指標。貝塔值
。理論上，理性投資者在投資風險資產時除了考慮收益外還要考慮風險。衡量了基金的系統(tǒng)風險。總體風險
�；鸬娘L險不僅包括系統(tǒng)風險，還包括個體風險。由于我們的樣本為普通股票型開放式基金，基金管理人可以根據(jù)自己的預期選擇與指數(shù)有較大差異的投資組合，使得個體風險增加，因此基金總體風險與系統(tǒng)風險會存在較大差異。�。ǘ┓椒�
一般認為，基金的贖回率主要受到基金業(yè)績的影響，而這種影響并非是同質的，基金業(yè)績可能會對不同的基金贖回率產生不同的影響，因此需要分析基金業(yè)績對基金贖回率條件分布形狀的影響，但是傳統(tǒng)的以最小二乘法為基礎的統(tǒng)計方法只能描述自變量對因變量條件均值的影響，所以本文采用分位數(shù)回歸方法檢驗“贖回之謎”。
分位數(shù)回歸方法最早由KoenkerandBassett（1978）提出，與最小二乘法描述自變量對應變量條件分布均值的影響不同，分位數(shù)回歸刻畫了自變量對因變量條件分布不同分位數(shù)的影響，而且不易受到數(shù)據(jù)非正態(tài)性的影響，因此，與最小二乘法相比分位數(shù)回歸更加穩(wěn)健且能刻畫因變量條件分布的形狀。
當前面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法均假設個體效應為固定效應，從而得到如下模型：
（2）其中，
為給定條件下的分位數(shù)。三、實證檢驗
我們首先對各變量進行了描述性統(tǒng)計，分析結果見表1。
接下來，我們建立如下面板數(shù)據(jù)模型進行分析，分析結果見表2。
（3）其中，
表示截面，表示時間，表示截面的個體效應，代表基金收益率，代表夏普比率，代表貝塔值，代表總體風險。表1變量描述性統(tǒng)計表
|
|
凈申購率 |
基金收益率 |
夏普比率 |
貝塔值 |
總體風險 |
|
均值 |
0.4524 |
5.8126 |
0.0575 |
0.7602 |
0.0558 |
|
中位數(shù) |
-0.0311 |
1.8579 |
0.0032 |
0.7566 |
0.0561 |
|
標準差 |
1.9629 |
19.2912 |
0.1673 |
0.1152 |
0.0131 |
|
最大值 |
18.7788 |
46.0077 |
0.3709 |
1.1371 |
0.0930 |
|
最小值 |
-0.5809 |
-30.4140 |
-0.2470 |
0.4228 |
0.0276 |
|
樣本數(shù) |
416 |
416 |
416 |
416 |
416 |
|
J-B（p-值） |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
0.8731 |
0.3584 |
從表2中我們可以看到，無論是在隨機效應模型還是在固定效應模型中，基金收益率與基金凈申購率都是顯著正相關的，這與束景虹（2005）的結論一致。但是如果用夏普比率衡量基金業(yè)績的話，基金業(yè)績與基金凈申購率負相關但不顯著�；鹣到y(tǒng)風險與基金凈申購率顯著負相關，與基金總體風險顯著正相關。由于數(shù)據(jù)的非正態(tài)性會影響估計的效果，而且為了更深入的考察“贖回之謎”的存在性及其條件和范圍，我們下面采用面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法進行檢驗，Hausman檢驗的p值為0.0877，在10%的置信水平下支持固定效應的假設。
我們依照（2）式建立固定效應下的面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸模型，其中解釋變量
包括、、、和常數(shù)項。為了能夠更加全面的考察解釋變量對被解釋變量條件分布的影響，本文選擇幾個代表性的分位點。回歸結果見表3。表2面板數(shù)據(jù)模型分析結果
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-0.07837 (-0.1173) |
0.9751 (1.0893) |
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0.0600 (2.5775) |
0.0651 (2.7469) |
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-3.0249 (-1.1205) |
-3.5214 (-1.2812) |
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-1.8260 (-2.0833) |
-3.0462 (-2.7846) |
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31.2579 (3.8632) |
28.9968 (3.4820) |
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0.1054 |
0.1486 |
|
F |
12.0997 |
1.8948 |
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FE or RE |
RE |
FE |
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Hausman |
8.1070 |
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Prob(Hausman) |
0.0877 |
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我們首先分析凈申購率與基金收益率的關系。結果顯示，基金收益率對凈申購率的影響是非對稱的。處于低分位點位置的凈申購率與基金收益率負相關，符合“贖回之謎”之謎假說，這與陸蓉等（2007）的研究結論一致。隨著凈申購率分位點的提高基金收益率的影響變得不顯著，隨著分為點的進一步提高基金收益率的影響由負轉正，并且影響強度不斷提高，不支持“贖回之謎”假說，這與束景虹（2005）的研究結論一致。由此我們認為，當基金業(yè)績用基金收益率衡量時，基金業(yè)績對凈申購率的影響是非對稱的，“贖回之謎”發(fā)生在凈申購率的低分位點部分（即凈贖回率的高分位點部分），而大于80%的情況下并未表現(xiàn)出“贖回之謎”，并且對特定部分的凈申購率基金收益率的影響不顯著（見圖2）。我們認為這一現(xiàn)象的原因是“認知失調”，當新發(fā)生的事件與原有的認識發(fā)生不一致時，個人會產生沮喪。為了避免“認知失調”帶來的痛苦，基金表現(xiàn)良好時，投資者會積極買入，但基金表現(xiàn)較差時，投資者卻不愿賣出。
表3固定效應面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸結果
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解釋 |
分位點及回歸結果 |
|||||||
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t=0.125 |
t=0.200 |
t=0.250 |
t=0.375 |
t=0.500 |
t=0.625 |
t=0.750 |
t=0.875 |
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|
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-0.2092 (-1.4111) |
-0.2186 (-1.5263) |
-0.0845 (-0.6614) |
-0.1297 (-1.1248) |
-0.1718 (-1.8309) |
-0.1653 (-1.2406) |
0.0602 (0.0700) |
0.9307 (0.5245) |
|
|
-0.0034 (0.0122) |
-0.0017 (-0.9168) |
-0.0005 (0.8035) |
0.0032 (0.1364) |
0.0058 (0.0857) |
0.0363 (0.0333) |
0.0318 (0.0112) |
0.1184 (0.0010) |
|
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0.1193 (0.8931) |
0.0651 (0.4179) |
-0.0075 (-0.0433) |
-0.2269 (-1.1834) |
-0.4530 (-1.5006) |
-0.9496 (-1.9824) |
-2.3819 (-2.3599) |
-8.5137 (-2.9637) |
|
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-0.0970 (-1.2988) |
-0.0547 (-0.6989) |
-0.0758 (-0.9395) |
-0.0915 (-1.2809) |
-0.0332 (-0.3747) |
-0.1171 (-0.8358) |
-0.5728 (-1.4071) |
-2.6927 (-2.3035) |
|
|
-1.1599 (-2.0430) |
-0.3992 (-0.6318) |
0.0334 (0.0513) |
1.1639 (1.6869) |
1.9650 (2.2209) |
10.4805 (2.3159) |
8.2737 (2.6081) |
33.9085 (3.4247) |
|
偽 |
0.0822 |
0.0423 |
0.0299 |
0.0200 |
0.0169 |
0.0237 |
0.0507 |
0.1590 |
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擬LR |
127.8855 |
84.4039 |
74.5048 |
61.7889 |
61.0994 |
78.0491 |
118.9940 |
122.8540 |
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Prob (擬LR) |
0.0000 |
0.0000 |
0.0001 |
0.0035 |
0.0041 |
0.0000 |
0.0000 |
0.0000 |
然后我們分析凈申購率與夏普比率的關系。夏普比率對凈申購率的影響同樣是非對稱的，夏普比率對較低部分的凈申購率影響不顯著，對較高部分凈申購率的影響顯著為負。因此，如果用夏普比率作為基金業(yè)績衡量指標的話，基金業(yè)績對大于50%情況下的凈申購率無顯著影響；對一定分位數(shù)以上的凈申購率的影響為負，表現(xiàn)出“贖回之謎”(見圖3)。這反映出我國開放式基金投資者目前尚處于不成熟狀態(tài)，作為公認基金業(yè)績衡量指標的夏普比率沒有成為投資者挑選基金的標準，這反而會對基金管理人的行為造成扭曲。
為了檢驗結果的穩(wěn)健性，我們還把由貝塔值
和總體風險構成的控制變量的不同組合情況進行了檢驗，結論無實質性改變。
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圖2基金收益率回歸系數(shù)，虛線為95%的置信區(qū)間圖3夏普比率回歸系數(shù)，虛線為95%的置信區(qū)間四、結論
本文運用分位數(shù)回歸方法對我國開放式基金是否存在“贖回之謎”及其存在的條件和范圍進行了檢驗，結果發(fā)現(xiàn)（1）不同的基金業(yè)績衡量指標對凈申購率的影響差異較大；（2）基金業(yè)績對凈申購率的影響是非對稱的，其中基金收益率對不同部分凈申購率的影響方向甚至會相反；（3）如果用基金收益率作為業(yè)績衡量指標，則隨著凈申購率的分位數(shù)由低到高（即凈贖回率的分位數(shù)由高到低），基金業(yè)績與凈申購率分別表現(xiàn)出負相關、無顯著影響和正相關；如果用夏普比率作為業(yè)績衡量指標，則隨著凈申購率的分位數(shù)由低到高（即凈贖回率的分位數(shù)由高到低），基金業(yè)績與凈申購率分別表現(xiàn)出無顯著影響和負相關。因此，本文認為“贖回之謎”主要在兩種情況下存在：（1）基金業(yè)績用基金收益率衡量且凈贖回率高于一定程度（即凈申購率低于一定程度）；(2)基金業(yè)績用夏普比率衡量且凈贖回率低于一定程度（即凈申購率高于一定程度）。
圖4開放式基金業(yè)績-資金流入關系（轉引自陸蓉2007a）
本文有利于更加深入地理解我國開放式基金業(yè)績與資金流動關系間的關系。在我國，開放式基金業(yè)績與資金流動之間存在如圖4所示的負向、凹曲線關系已被學者發(fā)現(xiàn)。從理論上說，形成這種曲線型關系可能的原因包括：（1）基金業(yè)績并非影響贖回率的唯一因素；（2）贖回率與某單一業(yè)績指標間關系非對稱；（3）贖回率與多個業(yè)績指標間關系非對稱以及贖回率影響因素的不唯一。已有研究采用多元線性回歸的方法和分組回歸的方法，主要分析了前兩方面的影響。本文采用多變量的面板數(shù)據(jù)分位數(shù)回歸方法分析了第三方面的影響。
本文對認識開放式基金在我國證券市場中的作用也具有一定的參考意義。上述結論也反應出我國的基金投資者還不成熟，申購時僅看重基金的絕對收益而忽視基金的夏普比率。以夏普比率作為業(yè)績衡量指標，基金業(yè)績對凈申購率不但無顯著影響甚至表現(xiàn)出“贖回之謎”，這不但不利于合理的基金業(yè)績評價體系的推廣，而且扭曲了開放式基金份額開放機制對基金經理本應具有的“優(yōu)勝劣汰”機制，使得基金經理過度追求絕對收益，更熱衷于高風險的投資組合，加大了市場的投機氣氛。因此，我國基金投資者不成熟的申購贖回模式會使得開放式基金不但不會發(fā)揮市場穩(wěn)定器功能反而助漲助跌。
參考文獻
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關鍵字：金融,上海
