中國基金窗飾行為思考

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一問題的提出

窗飾行為最早由Haugen、Lakonishok和Ritter提出,用于解釋證券市場上存在的日歷效應[1-2]。根據Carhart的定義,窗飾行為就是證券投資基金等機構投資者出于自身利益的考慮,在時期末采取一系列手段修飾其管理的基金投資組合、粉飾自己的投資業績,從而達到欺騙投資者、謀取更多利益的非理性投資行為。對窗飾行為的研究可以為證券投資者和證券監管部門提供重要的參考價值。目前國外很多實證研究表明,基金這種行為在發達國家資本市場是普遍存在的[3]。

Miller認為,機構為了美化賬面上的投資業績,會在會計年度結算前出售當年表現較差的股票并買進當年表現較好的股票來窗飾其所持有的投資組合[4]。Laknoishok等人發現一些養老基金管理人會在投資組合中增加近期表現不錯的股票,拋出那些業績不佳的股票,以便在期末業績評價時給出資人一個有能力把握大勢的印象,表現出明顯的窗飾行為[5]。Sias和Starks發現機構持倉的股票在年底最后4天有相對較好的回報,而在年初開頭4天回報相對較差,而且機構對股票較大比例的持有量與年末最后4天的較好收益相關聯[6]。Zweig發現股票型基金年末異象,并給出解釋:1985-1995年,股票型基金在年末最后一個交易日的平均收益超過標準普爾500指數53個基點,而在接下來年初第一個交易日低于標準普爾500指數37個基點;其中,小盤股基金變動更大,最后一天超過標準普爾500指數103個基點,而第二天低于標準普爾500指數60個基點;同時認為基金經理基于提高他們的基金業績回報操縱了年末股價,從而導致這一現象出現[7]。Chevalier和Ellison檢查了成長型股票基金和成長及收入型股票基金的投資組合,發現他們在年末轉向高質量、低風險的股票[8]。Maxwell認為機構投資者的窗飾行為是導致一月效應的一個原因[9]。

Musto對貨幣基金的窗飾行為進行了檢驗,發現在披露投資組合日期之前貨幣基金持有的國債比例超常地高,而在披露之后所持國債比例超常地低,貨幣基金以此來顯示他們的投資組合比實際更安全[10]。Carhart通過實證檢驗發現基金管理人會在兩個時期之間修飾股票投資組合,基金管理人通過季度末最后30分鐘購買他們已經持有的股票來抬高季度末組合中股票的價格,從而轉移業績[3]。MichaelAitken和CaroleComerton-Forde證實了澳大利亞、倫敦、挪威、美國、新加坡等證券市場中確實存在窗飾行為的現象[11]。Meier和Schaumburg通過1997-2002年美國共同基金的凈值數據,研究發現窗飾行為對一月效應具有一致性的解釋能力[12]。He、Ng和Wang發現共同基金、銀行、保險公司等為他人管理資金的機構傾向于在第4季度賣出表現不好的股票,且平均回報不及市場表現的機構進行窗飾行為的情況更為明顯;而養老基金、財產責任保險公司和基金會等為自己管理資金的機構則較少表現出這種窗飾行為[13]。我國對“窗飾行為”的研究還很少,劉鳳元、孫陪元和陳啟歡對上海A股市場中的窗飾行為現象進行了實證研究和國際比較,發現上海A股市場上,每個月的最后一個交易日更容易發生窗飾行為;7月份和12月份的最后一個交易日出現大量異常的收盤價格上升的窗飾行為,而8月份與其他月份相比,在非月末交易日出現更多的窗飾行為現象;從國際比較來看,上海市場窗飾行為發生的頻率比較高[14]。劉鳳元和陳俊芳以1992-2002年上證指數為對象,認為上海市場月末頻繁出現的窗飾行為是產生換月效應的主要原因,并對其進行了解釋[15]。

文曉波對證券投資基金的窗飾行為的存在性進行了檢驗,發現我國封閉式基金歷年第4季度以及季度末成交不活躍的持股樣本存在顯著的窗飾行為,而開放式基金的同類樣本雖然存在一定程度的窗飾行為但并不顯著[16]。國外許多學者認為窗飾行為的確存在,但窗飾行為發生的時間及其表現的明顯程度,還與機構投資者的特征及投資的對象有聯系。然而目前國內對我國證券投資基金的窗飾行為進行研究的文章還很少,對我國證券投資基金的窗飾行為的存在與否及其具體存在形式的研究尚存不足。由于我國證券投資基金具有自身的特點,本文試圖通過采用我國的真實數據,對我國證券投資基金是否存在窗飾行為,以及具體的存在形式進行深入研究,從而有力地補充現有的理論與實證研究,同時也可對我國證券投資者以及證券監管機構監督基金投資行為提供一定的參考。

二研究方法

窗飾效應一般被認為是在一個交易日結束前,特別是月末、季末、年末的交易日結束前股票價格顯著上升的現象,因而對基金窗飾效應的檢驗一般都圍繞季末展開。按照我國有關基金信息披露的法規規定,基金首先要對前一年度的年報披露,接下來還要定期披露每個季度公布投資組合,封閉式基金每周公布凈值,開放式基金每天揭示凈值。因而我們首先可以根據基金凈值時期末反轉效應來檢驗窗飾效應的存在性。基金凈值時期末反轉效應檢驗方法的思路是,如果基金在時期末存在窗飾效應,那么其凈值就應該有一個由升到降的過程,因為基金凈值都是通過計算其時期末持股的收盤價直接計算出來的。基金凈值時期末反轉效應檢驗方法,一般可以通過編制基金凈值相對于市場指數的超額收益指數來實現,通過對期末和下一期初的基金超額收益指數的比較來判斷窗飾效應的存在。前提是需要檢驗出基金在月末、季度末和年度末是否存在顯著超過大盤的正收益,而時期初是否存在顯著超過大盤的負收益。

另一種檢驗窗飾效應的思路是,基金窗飾效應往往采用的手段就是在時期末拉抬其重倉持有而流動性較差的股票,這樣就可以達到用較小的資金帶來股票市值的較大提高,從而使得基金凈值提高。基金凈值時期末檢驗方法需要檢驗出基金在月末、季度末和年度末是否存在顯著超過大盤的正收益,而時期初是否存在顯著超過大盤的負收益,可以通過編制基金凈值相對于市場指數的超額收益指數來實現,通過對期末和下一期初的基金超額收益指數的比較來判斷窗飾效應的存在。這種檢驗方法可以對每個月月末基金是否存在窗飾效應進行實證檢驗然,其缺點是數據量比較大并且很難準確反映基金的窗飾動機。基金的窗飾行為也不會在每個月末都有,特別是現在基金的管理費按照每日凈值提取,按照月份支付,這樣基金為獲取更多管理費而進行業績粉飾的動機也越來越小。因此用基金凈值時期末進行基金窗飾效應的檢驗并不經濟。同樣,基金也不可能同時拉抬所有的股票來提高其業績,那樣做只會是成本太高,不現實。最經濟而往往被基金管理者所采用的手段是在時期末拉抬其重倉持有而流動性較差的股票,這樣就可以達到以小博大的效果。因而本文認為在我國對基金窗飾效應的檢驗用基金重倉股的時期末反轉效應進行檢驗是比較切合實際的。

三研究思路及其說明

本文采用基金重倉股的時期末反轉效應來檢驗我國證券投資基金窗飾效應,數據采樣期間選擇為2003年第1季度到2009年第4季度。根據Degeorge等人的研究成果,假如基金管理人對業績進行了修飾,那么其業績同樣會表現出不連續性現象,表現在其重倉持有的股票上就是那些用于粉飾業績的股票收盤價表現出明顯不連續性[17]。原因在于基金對重倉股的窗飾是在時期末最后時刻對股票收盤價進行了操縱,而不是真正的市場供需競價反映出來的收盤價,這樣就必然會產生絕大多數股票在下一個時期初就會回到原來的價值區域,對基金窗飾的結果進行回補。因而,對基金窗飾效應的檢驗我們需要檢驗出這些基金重倉股在季度末是否存在顯著超過大盤的正收益,而下一個季度初是否存在顯著超過大盤的負收益。如果上季度末的超額正收益與下季度初的超額正收益之間存在明顯的相關性,那么就可以說明上季度末的超額正收益很可能是下季度初超額負收益的直接原因。

按照以上思路,我們首先要做的是通過配對樣本的T檢驗來檢驗基金持股季度末超額收益率與下季度初的超額收益率之間是否存在顯著的差異。如果基金持股季度末超額收益率與下季度初的超額收益率之間存在顯著性差異,并且兩者之間相關性有明顯,那么就可以說明窗飾效應很可能存在。反之,則不存在窗飾效應。同時,我們需要檢驗基金持股季度末超額收益率是否大于0,而下季度初的超額收益率是否小于0,只有這樣才能說明窗飾效應的存在性。這可以通過單樣本T檢驗來實現。由于封閉式基金和開放式基金在很多方面存在差別,比如封閉式基金單位資產凈值每周至少公告一次,而開放式基金則每個交易日都要進行公告;封閉式基金由于無需考慮流動性,相對而言更易產生窗飾效應。而開放式基金是在我國基金經歷“基金黑幕”后發展起來的,其本身特點決定了可以隨時提出購買或贖回申請,存在流動性風險等,具有與封閉式基金不同的特點,這里我們將封閉式基金和開放式基金分開來考慮。

四實證結果分析

本文首先對基金持股季度末超額收益率與下季度初收益率之間的相關性進行檢驗,檢驗結果如下:從表1可以看出,封閉式基金持股季度末超額收益率與下季度初收益率之間的線性相關性不明顯,相關系數為0.010,而不線性相關的顯著性概率為0.629,大于0.05。開放式基金持股季度末超額收益率與下季度初收益率之間不存在相關性,相關系數為0.000,不線性相關的顯著性概率為0.989,大于0.05。雖然基金持股季度末超額收益率與下季度初收益率之間線性相關性并不顯著,但我們依然可以對其進行配對樣本的T檢驗,檢驗結果如表2。

從表2可以看出,封閉式基金持股季度末超額收益率與下季度初收益率之差的平均值為0.4615,T值=4.452,雙尾T檢驗的顯著性概率為0.000<0.05。開放式基金持股季度末超額收益率與下季度初收益率之差的平均值為0.2349,T值=2.515,雙尾T檢驗的顯著性概率為0.012<0.05。這說明我國基金持股季度末超額收益率與下季度初收益率之間有顯著的差異。也就是說,基金持股在季度末與下季度初的市場表現差異明顯,因而有必要對其顯著的差異性進行深入的分析。表3給出我國基金持股時期末反轉檢驗之單樣本T檢驗結果,從中可以看出封閉式基金持股本季度末最后一個交易日超額收益率的T值=4.849,雙尾T檢驗的顯著性概率0.000<0.05,季度末超額收益率均值為0.4254,說明我國封閉式基金持股季度末超額收益率顯著大于0,其均值95%置信區間為(0.2534,0.5974),這說明我國封閉式基金持股在季度末最后一個交易日普遍表現優于大盤。然而封閉式基金持股下季度第一個交易日超額收益率的T值=-0.644,雙尾T檢驗的顯著性概率0.519>0.05,說明我國封閉式基金持股下季度初超額收益率雖然均值小于0但在5%水平下不顯著。因而不能說明我國封閉式基金存在窗飾效應。與此同時,開放式基金持股本季度末最后一個交易日超額收益率顯著為正(T值=4.245,0.000<0.05,季度末超額收益率均值為0.367),然而在下季度的第一個交易日超額收益率的T值=3.682,雙尾T檢驗的顯著性概率0.000<0.05,下季度初超額收益率均值為0.1314,由此可以看出我國開放式基金持股在季度末沒有顯著的超額負收益,這樣的檢驗結論表明我國開放式基金持股總體上沒有顯著的時期末反轉效應,因此也不存在顯著的窗飾效應。

從以上實證我們可以發現,我國封閉式基金重倉股季度末與下季度初的市場表現存在顯著差異,其中季度末市場表現顯著好于大盤整體的表現,而下季度初的表現平均來說不如大盤整體表現,但在5%水平下沒有顯著小于0的超額負收益。因而我們可以認為整體上我國封閉式基金在2003年1季度至2009年4季度之間可能存在窗飾效應,但不顯著。原因可能在于我國封閉式基金并非對所有重倉持股或者并非所有封閉式基金、在所有季度末都進行了窗飾行為。從理論上講,窗飾行為最可能發生的時間是季度末,最可能的股票是低換手率的股票。

因而接下來我們有必要對我國封閉式基金持股中低換手率股票樣本以及不同季度樣本的窗飾效應進行進一步的檢驗。本文對中低換手率股票進行了界定,我們首先收集了我國封閉式基金持股季度末前三天的換手率,在此基礎上,按照換手率高低分成五組,我們姑且認為季度末前三天換手率低的股票組合就是近期成交不活躍的股票組合。以此為樣本,采用上述窗飾效應的檢驗方法進行檢驗。根據窗飾效應檢驗方法,首先對我國基金持股中低換手率股票配對樣本相關性檢驗,結果如表4所示。

從表4可知,我國封閉式基金持股中低換手率股票季度末超額收益率與下季度初收益率之間的線性相關性顯著,相關系數為0.324,不線性相關的顯著性概率0.000<0.05。開放式基金持股中低換手率股票季度末超額收益率與下季度初收益率之間的線性相關性顯著,相關系數為0.273,不線性相關的顯著性概率0.000<0.05。接下來對我國基金持股中低換手率股票配對樣本進行T檢驗。檢驗結果如表5所示。

從表5可以看出封閉式基金持股中低市盈率股票季度末超額收益率與下季度初收益率之差的平均值為0.6827,標準差為2.76641,T值=5.529,雙尾T檢驗的顯著性概率Sig.(2-tail)=0.000<0.05,說明封閉式基金持股中低換手率股票季度末超額收益率與下季度初收益率之間具有顯著的差異。也就是說,封閉式基金持股中成交不活躍的股票在季度末與下季度初的市場表現差異明顯。開放式基金持股中低市盈率股票季度末超額收益率與下季度初收益率之差的平均值為0.6266,T值=7.741,雙尾T檢驗的顯著性概率0.000<0.05,說明開放式基金持股中低換手率股票季度末超額收益率與下季度初收益率之間也有顯著的差異。以上檢驗結果雖然證實我國基金中成交不活躍的股票在季度末與下季度初的市場表現差異明顯,但是并不能夠說明基金中成交不活躍的股票季度末的超額收益顯著大于0,而下季度初的超額收益卻小于0,因而接下來,我們通過單樣本T檢驗來實現最后一個步驟。

從表6可以看出,封閉式基金中成交不活躍的股票本季度末最后一個交易日超額收益率T值為3.323,雙尾T檢驗顯著性概率0.001<0.05,季度末超額收益率均值為0.2892,說明我國封閉式基金持股季度末超額收益率顯著大于0,其均值95%置信區間為(0.1182,0.4602),這說明我國封閉式基金持股中低換手率股票在季度末最后一個交易日有顯著的超額正收益。反觀下季度第一個交易日超額收益率T值=3.274,雙尾T檢驗顯著性概率0.001<0.05,下季度初超額收益率均值為-0.3935,說明我國封閉式基金持股中低換手率股票下季度初超額收益率顯著小于0,其均值95%置信區間為(-0.6297,-0.1573),說明我國封閉式基金持股中低換手率股票在下季度初第一個交易日有顯著的超額負收益。同時,開放式基金中成交不活躍的股票本季度末最后一個交易日超額收益率T值為2.989,雙尾T檢驗顯著性概率0.003<0.05,季度末超額收益率均值為0.1674,這說明我國開放式基金持股季度末超額收益率顯著大于0,其均值95%置信區間為(0.0577,0.2783),說明我國開放式基金持股中低換手率股票在季度末最后一個交易日有顯著的超額正收益。下季度第一個交易日超額收益率T值=-6.067,雙尾T檢驗顯著性概率0.000<0.05,下季度初超額收益率均值為-0.4608,說明我國開放式基金持股中低換手率股票下季度初超額收益率顯著小于0,其均值95%置信區間為(-0.6068,-0.3103),說明我國開放式基金持股中低換手率股票在下季度初第一個交易日有顯著的超額負收益。因此我們可以得出,在5%置信水平下,我國封閉式和開放式基金持股中低換手率股票季度末與下季度初的市場表現有顯著差異,其中季度末有顯著大于0的超額正收益率,下季度初有顯著小于0的超額負收益。并且我國基金持股中低換手率股票季度末超額收益率與下季度初收益率之間的線性相關性顯著,這一結果說明我國基金在季度末對其重倉持有、近期成交不活躍的股票在季度末進行了股價的拉抬,從而造成這部分股票在季度末的股價顯著偏離實際價值,說明在下季度初有回落到正常的投資價值區域,存在顯著的窗飾效應。

五結論

本文運用2003年1季度至2009年4季度的數據,采用基金重倉股的時期末反轉效應來檢驗我國封閉式、開放式基金總體樣本以及不同換手率樣本窗飾效應的存在性,主要結論歸納如下:

1•我國封閉式基金重倉股季度末與下季度初的市場表現存在顯著差異,其中季度末有顯著大于0的超額收益率,而下季度初在5%水平下沒有顯著小于0的超額負收益。因而我國封閉式基金持股從整體上存在窗飾效應的可能,但結果并不顯著。其原因可能在于我國封閉式基金的窗飾效應存在一定的對象選擇和時機選擇。

2•我國開放式基金持股總體上沒有顯著的時期末反轉效應,因此不存在顯著的窗飾效應,這一方面可能是由于開放式基金相對封閉式基金的特點所決定的;另一方面,可能的原因在于我國開放式基金的窗飾效應也存在一定的對象選擇和時機選擇。

3•出于經濟性的考量,我國封閉式和開放式基金選擇持有的重倉股中成交不活躍的股票進行了窗飾行為且在5%置信水平下顯著,這樣一來,用有限的資金就可以將其股價拉抬到一個相對高的水平,從而使基金的凈值有較大的提高,排名提高的可能性增加或者管理費收取更多,具有以小博大的功效。