基金管理人持基對窗飾行為的影響

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摘要：文章使用2012年-2016年中國開放式股票型基金和偏股混合型基金的數據，考察了基金管理人持基對窗飾行為的影響。文章首先證明了基金在季末存在顯著的窗飾行為，然后通過進一步研究發現，基金管理人持基的基金其季末業績拉升程度顯著低于其他基金，且持基比例越高，拉升程度越小，這說明基金管理人持基能夠有效緩解基金的窗飾行為，在一定程度上解決基金行業的委托—問題。文章結論對監管層完善法律法規、基金公司設計激勵機制都具有重要的參考意義。

關鍵詞：基金管理人持基；窗飾行為；委托—問題

一、引言

基金管理人持基（PortfolioManagerOwnership）是指基金公司或基金經理等購入并持有自己所管理基金份額的行為。2004年美國基金業丑聞曝光之后，美國證監會要求基金公司定期披露基金經理自持基金的金額范圍，隨后學界便開始關注研究基金管理人持基問題（Khoranaetal.，2007；Evans，2008）。我國證監會近年來推出并不斷完善基金管理人持基相關法律法規，同時部分基金公司開始推行持基激勵機制。在此背景下，基金管理人持基是否能夠將其利益與基金投資人有效捆綁在一起，協調兩者的委托—關系，一直都是學術界和業界關注的重點問題。在委托—關系下，基金管理人常常為了自身利益最大化而做出損害投資人利益的不當行為，其中窗飾行為（WindowDressing）是典型的不當行為之一。為了提高自己的季度業績排名，基金經理會在季末大量買入自已重倉持有的股票，以達到拉升股價，從而提高基金凈值的目的。這種行為會增加基金不必要的交易成本，給基金投資人造成損失，同時加劇了市場波動，影響了市場運行效率。現有文獻在研究基金管理人持基問題時，通常只關注其對基金業績的影響，鮮有文獻研究其對基金不當行為的影響。鑒于此，本文以我國2012年~2016年開放式股票型基金和偏股混合型基金作為研究樣本，考察了基金管理人持基對窗飾行為的影響，旨在更全面地評估基金管理人持基的激勵作用。研究發現，基金管理人持基比例越高，其季末業績拉升程度越小，這說明基金管理人持基能夠有效改善窗飾行為，在一定程度上解決基金行業的委托—問題。

二、文獻綜述

1.基金管理人持基的相關文獻。國外文獻在研究基金管理人持基問題時，主要關注其對基金業績的影響。Kho-rana等（2007）基于美國共同基金在2005年的截面數據，通過研究發現基金經理的持基比例雖然較低，但是能夠顯著影響基金的未來業績。Evans（2008）也發現基金經理持基金額較高的基金能夠取得更好的基金業績，同時其換手率更低。Martin和Sonnenburg（2015）通過研究美國共同基金2005年~2011年的數據，發現基金經理持基比例的變化與基金業績的變化存在顯著正相關關系。但是，也有文獻質疑基金管理人持基的激勵作用。Kumlin和Puttonen（2009）發現在芬蘭證券市場中基金經理的持基比例與基金業績之間并不存在顯著的相關關系，認為基金管理人持基并不會對基金業績產生影響。Hornstein和Hounsell（2016）發現如果基金由多名基金經理管理（Team-managed），那么基金經理持基比例的提高反而會對基金業績產生負向影響。國內學者對基金管理人持基的探討尚處于起步階段，相關文獻較少。曹興等（2012）基于委托—模型進行理論分析，發現基金管理人持基可以降低基金投資風險，同時提高基金業績，能夠有效協調基金管理人和基金投資人的利益關系。滕莉莉等（2013）在理論分析的基礎上進一步基于我國公募基金進行了實證研究，也發現增加基金管理人持基比例能夠有效提高基金的投資收益。2.窗飾行為的相關文獻。國外文獻對窗飾行為的研究始于Carhart等（2002），他們研究美國股票型共同基金時發現基金經理會在期末大量買入基金已經持有的股票，通過這種對股票價格的操縱來拉升基金的單位凈值。Bollen和Pool（2009）發現機構投資者均存在期末業績粉飾的現象。Ben-David等（2013）對美國對沖基金進行了實證研究，發現美國對沖基金也存在窗飾行為。Gallagher等（2009）在研究澳大利亞證券市場時也發現基金經理存在窗飾行為，基金經理為了提高業績會在季末增持自己的重倉股票。Ko和Lee（2008）、Kim和Sohn（2012）、Lee等（2014）在韓國證券市場中也驗證了基金窗飾行為的存在。國內學者也對基金的窗飾行為進行了研究。李齊澤和王洋天（2010）檢驗了我國證券投資基金窗飾行為的存在性，結果顯示我國證券投資基金在季末存在明顯的業績拉升行為。王學明（2011）也對我國證券投資基金的窗飾行為做了實證研究，發現我國封閉式、開放式基金在期末都存在顯著的正超額收益，但在總體上不存在顯著的季初反轉效應。李夢雨和魏熙曄（2014）發現基金重倉股票的超額收益率存在季末顯著為正，季初顯著為負的現象。鄒戈（2009）、王瑾（2012）等都驗證了我國證券投資基金存在窗飾行為。3.文獻評述。通過對國內外相關文獻進行回顧，我們發現現有文獻在研究基金管理人持基問題時，主要關注其對基金業績的影響，而鮮有文獻探討基金管理人持基對基金投資行為的影響。本文首先檢驗我國基金是否存在窗飾行為，然后將重點考察基金管理人持基對窗飾行為的影響，旨在更加全面地評估基金管理人持基是否能夠有效解決基金行業的委托—問題。

三、樣本選擇與變量定義

1.樣本選擇和數據來源。本文選擇2012年~2016年我國開放式股票型基金和偏股混合型基金作為研究樣本，并進行了如下處理：（1）剔除了指數型基金；（2）剔除了基金成立當年的觀測；（3）剔除了主要變量缺失的觀測。本文所使用的基金管理人持基份額、基金收益率、基金單位凈值等數據來自于WIND數據庫，基金資產凈值、市場綜合收益率、Fama-French三因子等數據來自于CS-MAR數據庫。2.基金管理人持基的度量。參考國內現有文獻（尚震宇，2009；滕莉莉等，2013），本文將基金公司和基金經理統稱為基金管理人。根據季報中披露的基金管理人持基份額和基金總份額數據，分別計算基金i在季度T的基金管理人持基比例，然后參考Evans（2008）和Ma、Tang（2017），采用如下兩種方法構建變量來衡量基金管理人持基：（1）構建啞變量OwnDummyi，T，表示基金管理人是否持基。如果基金i的管理人在季度T持有該基金份額，則該變量取值為1，否則為0；（2）構建二分組啞變量OwnHighi，T和OwnLowi，T。在季度T，將基金管理人持基的基金按照持基比例中值分為2組，高于（低于）中值，則OwnHighi，T（OwnLowi，T）取值為1，否則為0。3.基金業績的度量。在驗證和度量基金的窗飾行為時，需要使用基金業績。本文采用兩種方法來度量基金業績：（1）普通超額收益率。用基金i在交易日t的收益率減去交易日t的市場綜合收益率，得到普通超額收益率，記為Fun-dRtExci，t；（2）三因子調整超額收益率。使用基金i在t-1至t-250共250個交易日的收益率數據按照Fama-French三因子模型進行回歸得到因子系數，然后據此計算交易日t的三因子調整超額收益率，記為FundRtFFi，t。4.窗飾行為的度量。參考Ben-David等（2013）的方法，本文定義基金i在季度T的窗飾行為變量如下所示：Blipi，T=（Pumpingi，T-Reversingi，T+1）/2其中，Pumpingi，T表示基金i在季度T最后三個交易日的平均超額收益率，Reversingi，T+1表示基金i在季度T+1最初三個交易日的平均超額收益率。超額收益率分別采用普通超額收益率（FundRtExci，t）和三因子調整超額收益率（Fun-dRtFFi，t），對應的窗飾行為變量分別記為BlipExcRti，T和BlipFFRti，T。5.控制變量。基金的規模和年齡是影響基金業績和行為的重要因素。本文用Agei，T表示基金i在季度T的年齡（單位：月），用Sizei，T表示基金i在季度T的凈資產規模（單位：億元人民幣）取自然對數。除此之外，本文在進行面板回歸時使用固定效應模型，還添加了基金啞變量（Fundm）和年份啞變量（Yearn）。

四、實證研究與結果分析

1.驗證基金的窗飾行為。基金通常會在季末通過大量買入已經持有的重倉股票來拉升其基金凈值，從而達到提高業績排名的目的。同時，為了盡快恢復到正常倉位，基金會在隨后幾天時間里賣出之前超額買入的股票，這又會導致基金單位凈值在期初存在顯著為負的超額收益率（Carhartetal.，2002）。為了檢驗基金業績在季末的異常波動，本文選擇季末三天和季初三天為時間窗口，借鑒Ben-David（2013）的研究，構建回歸模型（1）：FundRti，t=α0+α1Daylast-2t+α2Daylast-1t+α3Daylastt+α4Dayfirstt+α5Dayfirst+1t+α6Dayfirst+2t+α7Sizei，T-1+α8Agei，t+ΣβmFundm+ΣγnYearn+εi，t（1）其中，i標記基金，t標記交易日，T標記t所在的季度。被解釋變量是基金業績，分別采用普通超額收益率（FundR-tExci，t）和三因子調整超額收益率（FundRtFFi，t）作為變量；核心解釋變量是表示季末三個交易日和季初三個交易日的啞變量（Daylast-2t、Daylast-1t、Daylastt、Dayfirstt、Dayfirst+1t和Dayfirst+2t）；控制變量包括基金在上個季度末的凈資產規模（Sizei，T-1）、基金年齡（Agei，t）以及用來控制固定效應的基金啞變量（Fundm）和年份啞變量（Yearn）。模型（1）的回歸結果如表1所示。表中第1列報告了采用普通超額收益率（FundRtFFi，t）作為基金業績變量的回歸結果：Daylast-2t、Daylast-1t和Daylastt的系數均在1%的統計水平上顯著為正，表明基金的超額收益率在季末三個交易日存在顯著的拉升；Dayfirstt、Dayfirst+1t和Dayfirst+2t的系數均在1%的統計水平上顯著為負，表明基金的超額收益率在季初三個交易日存在顯著的下跌。表中第2列報告了采用三因子調整超額收益率（FundRtFFi，t）作為基金業績變量的回歸結果：季末三個交易日和季初三個交易日啞變量的系數符號與顯著性并未發生改變，結論穩健。綜上，實證結果說明：我國基金行業存在窗飾行為，季末拉升—季初反轉的模式與Carhart等（2002）、Ben-David等（2013）結論一致。2.考察基金管理人持基對窗飾行為的影響。為了探究基金管理人持基與窗飾行為的關系，本文借鑒Evans（2008）和Ma、Tang（2017）的研究，構建回歸模型（2）和（3）所示：Blipi，T=α0+α1OwnDummyi，T+α2Sizei，T-1+α3Agei，T+ΣβmFundm+ΣγnYearn+εi，t（2）Blipi，T=α0+α1OwnHighi，T+α2OwnLowi，T+α3Sizei，T-1+α4Agei，T+ΣβmFundm+ΣγnYearn+εi，t（3）其中，i標記基金，T標記季度。被解釋變量是基金的窗飾行為變量（BlipExcRti，T或BlipFFRti，T）；核心解釋變量是表示基金管理人是否持基的啞變量OwnDummyi，T，以及表示基金管理人持基二分組啞變量OwnHighi，T和OwnLowi，T；控制變量包括基金凈資產規模（Sizei，T-1），基金年齡（Agei，t），基金啞變量（Fundm）和年份啞變量（Yearn）。T作為窗飾行為變量的回歸結果：OwnDummyi，T的系數在1%的統計水平上顯著為負，表明基金管理人持基的基金其季末業績拉升程度顯著小于其他基金，減少幅度為4.62基點；OwnHighi，T和OwnLowi，T的系數均在5%的統計水平上顯著為負，且前者大于后者，表明基金管理人持基比例越高，季末業績拉升程度越小；表中第3-4列報告了采用BlipFFRti，T作為窗飾行為變量的回歸結果：OwnDummyi，T、OwnHighi，T和OwnLowi，T的系數均顯著為負，結論穩健。在控制變量中，Agei，t的系數在1%的統計水平上顯著為正，說明成立時間越久的基金其業績拉升程度越大。綜上，實證結果說明：基金管理人持基能夠緩解基金的窗飾行為。

五、結論與啟示

本文以我國2012年~2016年開放式股票型基金和偏股混合型基金作為研究樣本，考察了基金管理人持基對窗飾行為的影響，得出以下結論：（1）我國基金行業中存在窗飾行為，基金超額收益率在季末三個交易日存在顯著的拉升，在隨后季初三個交易日又發生顯著的反轉；（2）基金管理人持基能夠顯著緩解基金的窗飾行為，基金管理人持基比例越高，業績拉升程度越小。結合以上結論，本文認為基金管理人的持基行為可以有效捆綁其與投資人的利益，彌補基金行業目前基于業績排名激勵機制的不足，從而規范基金經理的投資行為，協調基金管理人與基金投資人的委托-關系。鑒于此，監管層應該繼續鼓勵基金公司或基金經理自持基金，比如擴大對發起式基金的政策優惠、加強對基金管理人持基時間的要求等。同時，基金公司也應該加大對基金經理的持基激勵力度，以此激勵基金經理取得更好的業績，同時規避不當投資行為，塑造更負責任的資管者形象。

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作者:李祥文 劉晶 單位:上海交通大學安泰經濟與管理學院 上海市發展改革研究院金融所