廖長(zhǎng)友趙修文

(1.西華大學(xué)工商管理學(xué)院，四川 成都 610039；2.西華大學(xué)教務(wù)處，四川 成都 610039)

引言

由于存在委托代理關(guān)系，證券投資基金(以下簡(jiǎn)稱(chēng)基金)的持有人與基金管理公司(基金經(jīng)理)之間存在利益沖突?；鸪钟腥?委托方)期望基金管理公司能夠?qū)崿F(xiàn)基金業(yè)績(jī)最大化，而基金管理公司(受托方)卻以自身利潤(rùn)最大化為目標(biāo)?；饦I(yè)績(jī)?nèi)Q于基金管理公司選任的基金經(jīng)理的投資能力，因此，基金持有人一般根據(jù)對(duì)基金經(jīng)理投資能力的判斷決定基金份額的買(mǎi)進(jìn)和賣(mài)出。窗飾行為(window-dressing)是指在規(guī)定的資產(chǎn)組合披露日期前，基金經(jīng)理通過(guò)買(mǎi)進(jìn)贏家股票，賣(mài)出輸家股票，以掩飾其投資錯(cuò)誤或者偽裝具有投資能力以誤導(dǎo)投資者的資產(chǎn)組合調(diào)整行為1(He et al.，2004；Meier et al.，2004；Agarwal et al.，2014)[6][9][1]；基金的窗飾行為是一種不道德甚至是違法的行為。這種行為會(huì)增加基金不必要的交易成本，給基金持有人造成損失。為了保護(hù)投資者利益，就必須對(duì)基金經(jīng)理的窗飾行為進(jìn)行約束。因此，分析能夠約束基金窗飾行為的內(nèi)部治理機(jī)制和外部因素，在理論上和實(shí)踐中具有重要意義。

文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

一、文獻(xiàn)回顧

基金經(jīng)理的窗飾行為最初是在研究股票收益的年關(guān)轉(zhuǎn)換效應(yīng)中發(fā)現(xiàn)的。Lakonishok et al.(1991)[7]計(jì)算了基金經(jīng)理對(duì)過(guò)去贏家股票的買(mǎi)入力度指標(biāo)和對(duì)過(guò)去輸家股票的賣(mài)出力度指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)基金經(jīng)理賣(mài)出了更大比例的業(yè)績(jī)較差的股票以掩蓋自己的錯(cuò)誤，表明基金經(jīng)理存在窗飾行為。Sias et al. (1997)[14]通過(guò)分析美國(guó)機(jī)構(gòu)投資者和個(gè)體投資者的交易行為，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者在當(dāng)年第四季度賣(mài)出的贏家股票少于次年第一季度。He et al.(2004)[6]發(fā)現(xiàn)，共同基金、銀行、保險(xiǎn)公司等機(jī)構(gòu)投資者在每年第四季度賣(mài)出了比其他三個(gè)季度更多的業(yè)績(jī)較差的股票，而且這種現(xiàn)象對(duì)于那些業(yè)績(jī)低于市場(chǎng)平均收益的機(jī)構(gòu)投資者更為明顯，表明這些機(jī)構(gòu)投資者存在飾窗行為。Ng and Wang (2004)[11]發(fā)現(xiàn)了機(jī)構(gòu)投資者在年末賣(mài)出收益最差的小市值股票的證據(jù)。Meier et al.(2004)[9]發(fā)現(xiàn)，15%的積極管理股票基金存在窗飾行為，特別是換手率較高的增長(zhǎng)型基金和最近業(yè)績(jī)較差的基金窗飾行為更為明顯。

Patel et al.(2012)[12]發(fā)現(xiàn)，單一基金經(jīng)理管理的基金窗飾行為顯著，而團(tuán)隊(duì)管理的基金不存在顯著的窗飾行為，而且，窗飾行為與基金經(jīng)理管理團(tuán)隊(duì)的人數(shù)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。Ling et al.(2013)[8]的研究表明，當(dāng)基金前期業(yè)績(jī)較好時(shí)，基金經(jīng)理沒(méi)有粉飾資產(chǎn)組合的動(dòng)機(jī)，但當(dāng)基金前期業(yè)績(jī)較差時(shí)，粉飾資產(chǎn)組合都是基金經(jīng)理的最優(yōu)選擇。Agarwal et al.(2014)[1]發(fā)現(xiàn)，業(yè)績(jī)較差的基金窗飾行為更為顯著，而且窗飾行為會(huì)導(dǎo)致基金未來(lái)的業(yè)績(jī)降低，給投資者帶來(lái)?yè)p失。作者還進(jìn)一步分析了基金經(jīng)理粉飾資產(chǎn)組合的動(dòng)機(jī)。

由上可見(jiàn)，當(dāng)前對(duì)于基金窗飾行為的研究，國(guó)外主要集中在基金經(jīng)理是否存在窗飾行為、窗飾行為的動(dòng)機(jī)及其后果方面，但尚未有對(duì)基金窗飾行為的約束機(jī)制的研究。

國(guó)內(nèi)已有的相關(guān)研究要集中于基金經(jīng)理的凈值拉升行為(文曉波，2005；鄒戈，2009；王學(xué)明，2011)[22][23][20]，尚無(wú)文獻(xiàn)研究基金經(jīng)理通過(guò)買(mǎi)進(jìn)過(guò)去的贏家股票，賣(mài)出過(guò)去的輸家股票，以掩飾其投資錯(cuò)誤或者偽裝具有投資能力以誤導(dǎo)投資者的基金窗飾行為。

本文主要研究中國(guó)基金市場(chǎng)上的窗飾行為及其約束機(jī)制。本文的主要貢獻(xiàn)有三個(gè)方面：第一，國(guó)內(nèi)目前尚無(wú)文獻(xiàn)研究基金經(jīng)理買(mǎi)進(jìn)贏家股票，賣(mài)出輸家股票，以粉飾資產(chǎn)組合誤導(dǎo)投資者這種現(xiàn)象?，F(xiàn)有的研究均以美國(guó)基金市場(chǎng)為研究對(duì)象，對(duì)美國(guó)以外基金市場(chǎng)的窗飾行為的研究尚未展開(kāi)。第二，本文首次研究了獨(dú)立董事制度對(duì)基金窗飾行為的影響。無(wú)論是對(duì)于契約型基金還是公司型基金，獨(dú)立董事制度都是基金內(nèi)部治理的核心制度安排。國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有研究主要集中在獨(dú)立董事制度對(duì)基金經(jīng)理更換、基金合并及基金是否卷入丑聞等不良行為的影響等方面，尚無(wú)文獻(xiàn)研究獨(dú)立董事制度對(duì)基金窗飾行為的影響。第三，本文首次研究了來(lái)自市場(chǎng)的約束對(duì)基金窗飾行為的影響。目前，國(guó)內(nèi)尚無(wú)研究市場(chǎng)約束對(duì)基金窗飾行為影響的文獻(xiàn)。國(guó)外研究主要集中在市場(chǎng)約束對(duì)基金經(jīng)理更換、基金卷入丑聞的可能性以及基金經(jīng)理努力程度的影響2，尚無(wú)文獻(xiàn)研究市場(chǎng)約束對(duì)窗飾行為影響。因此，本文拓展了對(duì)基金窗飾行為的研究。

二、研究假設(shè)

對(duì)基金經(jīng)理行為的約束來(lái)自?xún)蓚€(gè)方面：基金內(nèi)部的治理機(jī)制約束和來(lái)自市場(chǎng)上投資者的“用腳投票”約束。與美國(guó)等國(guó)實(shí)行公司型基金制度不同，我國(guó)實(shí)行契約性基金制度。契約型基金可以看作是持有人、基金管理人和托管人之間的一個(gè)合約安排。契約型基金具有雙重委托代理關(guān)系：一是基金份額持有人與基金管理公司之間的委托代理關(guān)系；二是基金管理公司股東和基金管理公司經(jīng)營(yíng)者之間的委托代理關(guān)系。雙重委托代理關(guān)系的存在，使得契約型基金內(nèi)部治理較之公司型基金更為復(fù)雜3。然而，已有研究表明，我國(guó)基金內(nèi)部治理機(jī)制中的基金持有人代表大會(huì)制度、基金托管人制度、督察長(zhǎng)制度難以有效監(jiān)督基金經(jīng)理的行為(孫楊等，2008；黎四奇，2008)[19][18]。我國(guó)基金法規(guī)定，基金管理公司必須設(shè)置獨(dú)立董事且須達(dá)到董事會(huì)總數(shù)的1/3，這種獨(dú)立董事制度被賦予了對(duì)基金管理公司的行為進(jìn)行監(jiān)督約束以維護(hù)持有人利益的重任。然而，與公司型基金不同的是，從法律上而言，契約性基金的董事只對(duì)基金管理公司的股東負(fù)責(zé)，本質(zhì)上沒(méi)有對(duì)基金持有人負(fù)責(zé)的義務(wù)；而且獨(dú)立董事的人選完全由基金管理公司董事會(huì)決定，因而不能期望獨(dú)立董事能夠?qū)鸾?jīng)理的諸如窗飾行為等不良行為進(jìn)行約束。因此，本文提出第一個(gè)假設(shè)：

H1：基金管理公司董事會(huì)中獨(dú)立董事比例的高低對(duì)基金窗飾行為沒(méi)有影響。

理論和實(shí)證研究均表明，公司的各種治理機(jī)制在某種程度上是可以相互替代的(Gibbons et al.，1992)[5]。Fama et al.(1983)[4]將基金持有人的贖回請(qǐng)求看作持有人對(duì)基金資產(chǎn)的部分接管或清算，而且認(rèn)為，共同基金具有的這種市場(chǎng)治理機(jī)制減少了對(duì)其它治理形式的需求。Chen et al.(2008)[2]研究表明，董事會(huì)制度和基金份額贖回機(jī)制是互為補(bǔ)充的兩種約束機(jī)制。當(dāng)基金內(nèi)部治理機(jī)制無(wú)法發(fā)揮作用時(shí)，來(lái)自外部的市場(chǎng)約束就會(huì)替代內(nèi)部治理機(jī)制，對(duì)基金經(jīng)理的行為產(chǎn)生影響，形成基金運(yùn)行過(guò)程中某種程度的均衡，維持基金的正常運(yùn)行。

來(lái)自基金持有人的約束主要有兩個(gè)方面：來(lái)自機(jī)構(gòu)投資者的約束和投資者“用腳投票”的約束。機(jī)構(gòu)投資者具有更豐富的投資經(jīng)驗(yàn)和知識(shí)，有能力采取更合理的方法評(píng)價(jià)基金經(jīng)理的投資能力；另一方面，機(jī)構(gòu)投資者投入的資金數(shù)量一般較大，具有對(duì)基金經(jīng)理的行為進(jìn)行監(jiān)管以維護(hù)自身利益的動(dòng)機(jī)。如Evan et al.(2012)[3]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)原本面向個(gè)人投資者發(fā)售基金份額的零售基金開(kāi)始面向機(jī)構(gòu)投資者發(fā)售基金份額以后，基金管理費(fèi)等直接費(fèi)用有了較小但顯著的降低；銷(xiāo)售費(fèi)用和交易費(fèi)用等間接費(fèi)用也顯著降低，基金經(jīng)理投資管理的努力程度明顯提高。由此，本文提出的第二個(gè)假設(shè)是：

H2：基金的機(jī)構(gòu)投資者持有的基金份額比例越大，基金經(jīng)理的窗飾行為越少。

來(lái)自基金持有人以?xún)糁第H回份額，即用腳投票的約束，是第二種對(duì)基金經(jīng)理投資行為產(chǎn)生約束的外部力量。基金必須定期公布基金凈值及資產(chǎn)組合等信息，持有人根據(jù)這些信息可以跟蹤基金經(jīng)理的投資行為，從而做出申購(gòu)或贖回的決策。Morley et al.(2010)[10]證明，當(dāng)持有人對(duì)基金經(jīng)理不滿(mǎn)意時(shí)，贖回(或轉(zhuǎn)換)基金份額是其最優(yōu)選擇，贖回機(jī)制相對(duì)于董事會(huì)(獨(dú)立董事)制度是一種起決定作用的機(jī)制。盡管Morley et al.(2010)[10]的論證是針對(duì)公司型基金的，但其中的論證邏輯對(duì)契約性基金仍然適用。孫楊等(2008)[19]就指出我國(guó)基金持有人在現(xiàn)有法律規(guī)定下難以通過(guò)持有人代表大會(huì)實(shí)現(xiàn)對(duì)基金經(jīng)理的約束。

實(shí)證研究表明，基金持有人對(duì)基金業(yè)績(jī)會(huì)做出反應(yīng)，基金業(yè)績(jī)與基金的資金凈流入量之間存在非線(xiàn)性正相關(guān)關(guān)系(Sirri et al.，1998；王鵬，2013)[15][21]，基金業(yè)績(jī)?cè)胶?，其獲得的資金凈流入量越多，基金管理公司提取的管理費(fèi)就越多?；鸪钟腥藢?duì)基金業(yè)績(jī)做出的反應(yīng)越強(qiáng)烈，即持有人的業(yè)績(jī)敏感程度越高，在逐利動(dòng)機(jī)的驅(qū)使下，更能促使基金經(jīng)理盡力提升基金業(yè)績(jī)。粉飾基金資產(chǎn)組合雖然能夠在短時(shí)間誤導(dǎo)持有人，但無(wú)助于提升基金業(yè)績(jī)，反而會(huì)因?yàn)樵黾咏灰壮杀厩治g基金業(yè)績(jī)，對(duì)吸引持有人的資金沒(méi)有積極作用。由此，提出本文的第三個(gè)假設(shè)：

H3：基金持有人的業(yè)績(jī)敏感程度越高，基金經(jīng)理的窗飾行為越少。

窗飾行為與市場(chǎng)約束的測(cè)度

一、窗飾行為的測(cè)度

當(dāng)前，偵測(cè)股票型基金的窗飾行為的方法有三種。Lakonishok et al.(1991)[7]通過(guò)計(jì)算在每個(gè)季度內(nèi)基金經(jīng)理對(duì)過(guò)去贏家股票的買(mǎi)入強(qiáng)度指標(biāo)和對(duì)過(guò)去輸家股票的賣(mài)出強(qiáng)度指標(biāo)，再對(duì)比分析各年前三個(gè)季度和第四季度的買(mǎi)入強(qiáng)度指標(biāo)和賣(mài)出強(qiáng)度指標(biāo)，從而確定基金是否在第四季度賣(mài)出了更多的輸家股票，買(mǎi)入了更多的贏家股票，以判斷基金是否存在窗飾行為?？紤]到基金的換手率一般在200%以?xún)?nèi)，因此，季度末的資產(chǎn)組合大致能夠代表該季度的基金資產(chǎn)持有狀況，運(yùn)用Lakonishok et al.(1991)[7]的方法測(cè)度基金窗飾行為是可行的4。然而根據(jù)我國(guó)證監(jiān)會(huì)的規(guī)定，基金管理公司僅需在每年6月和12月公布完整的基金資產(chǎn)組合內(nèi)容，而在每年的3月和9月只需公布前10大重倉(cāng)股信息?；鸸嫉脑诋?dāng)年在6(12)月末的持有的資產(chǎn)組合不能代表基金在該半年的資產(chǎn)組合持有狀況，因此，運(yùn)用Lakonishok et al.(1991)[7]的方法測(cè)度我國(guó)基金的窗飾行為并不合適。

Meier et al.(2004)[9]首先基于基金季度末持股組合計(jì)算基金在該季度的收益率(扣除估計(jì)的基金運(yùn)行成本)和該季度的基金凈值收益率之差，即基金資產(chǎn)組合回溯收益離差(Backward Holding-based Return Gap，BHRG)。然后進(jìn)一步估計(jì)在該季度全部基金B(yǎng)HRG的統(tǒng)計(jì)分布，在此基礎(chǔ)上運(yùn)用似然比檢驗(yàn)來(lái)判斷基金經(jīng)理是否存在窗飾行為。該方法需要大樣本估計(jì)基金資產(chǎn)組合回溯收益離差的統(tǒng)計(jì)分布，而我國(guó)股票型基金的數(shù)量至2010年僅有241只(不包括指數(shù)基金和QDII基金等)，顯然Meier et al.(2004)[9]的方法不適于研究我國(guó)基金的窗飾行為。

Agarwal et al.(2014)[1]提出了兩種度量基金窗飾行為的方法。Meier et al.(2004)[9]發(fā)現(xiàn)，存在窗飾行為的基金資產(chǎn)組合回溯收益離差(BHRG)顯著大于0?；诖税l(fā)現(xiàn)，Agarwal et al.(2014)[1]的第一種方法是直接運(yùn)用基金資產(chǎn)組合回溯收益離差度量其窗飾行為，但這種方法將基金在該季度內(nèi)的正常資產(chǎn)配置行為也視為窗飾行為，存在干擾。Agarwal et al.(2014)[1]提出了第二種度量基金的窗飾行為的方法，如下：

首先，將所有的股票根據(jù)過(guò)去一個(gè)季度的收益按照由高到低的順序分為5組(第1組為贏家股票，第5組為輸家股票)，并對(duì)每只基金計(jì)算該季度其資產(chǎn)組合內(nèi)的股票分屬各組的比例(以股票市值計(jì)算)；然后，將所有的基金(至少100只以上)根據(jù)該季度的凈值收益率由高到低分成100組，記下每只基金所屬組數(shù)，即基金凈值收益排序序數(shù)(PR)；其次，根據(jù)每只基金持有贏家股票的比例按照由高到低的順序分成100組，記下所屬組數(shù)，即贏家股票占比排序序數(shù)(WR)，最后，根據(jù)每只基金持有輸家股票的比例按照由低到高的順序分成100組，記下所屬組數(shù)，即輸家股票占比排序序數(shù)(LR)。

顯然，一只業(yè)績(jī)較好且不存在窗飾行為的基金應(yīng)該具有較小的基金收益排序序數(shù)、較小的贏家股票占比排序序數(shù)和較小的輸家股票占比排序序數(shù)，同樣，一只業(yè)績(jī)較差且不存在窗飾行為的基金應(yīng)該具有較大的收益排序序數(shù)、較大的贏家股票占比排序序數(shù)和較大的輸家股票占比排序序數(shù)。但是，如果一只基金具有較大的基金收益排序序數(shù)(收益較差)，但卻具有較小的贏家股票占比排序序數(shù)(贏家股票占基金凈值的比例較大)和較小的輸家股票占比排序序數(shù)(輸家股票占基金凈值的比例較小)，則表明該基金很有可能在季度末賣(mài)出了輸家股票、買(mǎi)入了贏家股票，存在窗飾行為。因此，Agarwal et al.(2014)[1]設(shè)計(jì)了度量基金窗飾行為發(fā)生可能性的指標(biāo)rankgap：

理論上rankgap的取值范圍在[-0.005,0.995]之間。根據(jù)(1)式計(jì)算rankgap，要求每個(gè)季度至少需要100只股票型基金。本文采用rankgap度量基金的窗飾行為。由于我國(guó)基金市場(chǎng)發(fā)展較短，股票型基金直到2008年才突破100只，為保持較大的樣本規(guī)模，本文對(duì)所有的股票型基金按照基金收益(贏家股票組合占比、輸家股票組合占比)直接計(jì)算基金收益排序序數(shù)(贏家股票組合占比排序序數(shù)、輸家股票組合占比排序序數(shù))取代對(duì)應(yīng)的分組數(shù)計(jì)算rankgap，并根據(jù)該季度的基金總數(shù)對(duì)上式進(jìn)行調(diào)整5。即：

其中N為該季度的基金數(shù)。這樣處理一方面可以擴(kuò)大研究樣本范圍，將我國(guó)基金數(shù)量較少的年份也能納入分析；另一方面能夠更好適應(yīng)我國(guó)近年基金數(shù)量迅速增長(zhǎng)的現(xiàn)實(shí)。rankgap是一個(gè)基金窗飾行為發(fā)生可能性的概率測(cè)度指標(biāo)，rankgap取值越大，基金存在窗飾行為的可能性越大。

二、市場(chǎng)約束的測(cè)度

1. 來(lái)自機(jī)構(gòu)投資者的約束

Chen et al.(2008)[2]用機(jī)構(gòu)投資者持有基金份額的比例反映來(lái)自機(jī)構(gòu)投資者的約束強(qiáng)度?？梢灶A(yù)期，機(jī)構(gòu)投資者持有基金份額的比例越高，來(lái)自機(jī)構(gòu)投資者的約束就越強(qiáng)，基金發(fā)生窗飾行為的可能性就越小。

2. 基金持有人的業(yè)績(jī)敏感性

現(xiàn)有研究中有兩種度量基金持有人業(yè)績(jī)敏感性方法。Qian(2011)[13]和Xie(2011)[17]通過(guò)運(yùn)用t期資金流入量flowt對(duì)滯后k期的基金業(yè)績(jī)Rt-k(或業(yè)績(jī)分位數(shù))作回歸，得到Rt-k的回歸系數(shù)，以此衡量基金業(yè)績(jī)敏感性。但由于存在變量遺漏問(wèn)題以及需要較長(zhǎng)時(shí)期的基金歷史業(yè)績(jī)和凈資產(chǎn)數(shù)據(jù)，該方法并不可靠。本文采用Chen et al.(2008)[2]提出的方法，根據(jù)我國(guó)基金市場(chǎng)的實(shí)際情況做了調(diào)整后計(jì)算衡量基金持有人的業(yè)績(jī)敏感性的指標(biāo)。具體步驟如下：

(1) 在t-1季度按照基金業(yè)績(jī)由低到高將所有基金分成9組6，得到每只基金在t-1季度的業(yè)績(jī)9分位數(shù)PRANKt，減去t-1季度基金業(yè)績(jī)的平均數(shù)(以中位數(shù)衡量)，則PRANKi,t-1-5表示第i只基金在t-1期的業(yè)績(jī)與平均業(yè)績(jī)相比的超額業(yè)績(jī)。

(2) 計(jì)算在t-1季度業(yè)績(jī)處在中位數(shù)的基金在t期獲得的資金凈流入量的平均值每只基金在t季度的資金凈流入量flowi,t減去則得到基金i在t季度的超額資金凈流入量。

(3)基金在t季度的超額資金凈流入量除以t-1季度超額業(yè)績(jī)，即表示基金在t-1季度業(yè)績(jī)的單位增量(以分位數(shù)表示)在t季度所帶來(lái)的超額資金凈流入量，將過(guò)去T個(gè)季度的加總后平均，即可用于反映基金持有人業(yè)績(jī)敏感性7。即：

其中，T值取決于研究者認(rèn)為多長(zhǎng)的時(shí)間范圍內(nèi)基金資金凈流入量與基金業(yè)績(jī)之間的變化關(guān)系足以反應(yīng)基金持有人穩(wěn)定的業(yè)績(jī)敏感性。T太小和太大都可能不足以反應(yīng)基金持有人穩(wěn)定的業(yè)績(jī)敏感性。本文中T取4，即1年8。

數(shù)據(jù)與方法

一、數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)取自深圳國(guó)泰安信息技術(shù)有限公司開(kāi)發(fā)的中國(guó)開(kāi)放式基金研究數(shù)據(jù)庫(kù)(CFM)和中國(guó)股票市場(chǎng)交易數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)。我們選取開(kāi)放式積極管理的股票型基金作為研究對(duì)象，樣本中排除了各種指數(shù)型股票基金。由于QDII基金與投資國(guó)內(nèi)資本市場(chǎng)的基金在業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)基準(zhǔn)上存在差別，故樣本中排除了QDII基金。我們使用的樣本涵蓋的時(shí)間范圍是2005年1月～2012年12月之間。此外，由于需要計(jì)算各基金滯后半年的業(yè)績(jī)，因此，本文將成立時(shí)間不足2年的基金排除在樣本外。截至2012年12月，在本文所研究的樣本中共有241只開(kāi)放式積極管理的股票型基金。

二、變量的定義與計(jì)算

1. 基金業(yè)績(jī)的評(píng)價(jià)

本文以基金凈值收益率日度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，分別采用單因素模型、Fama-French三因素模型和Carhart四因素模型三種方法來(lái)估計(jì)基金的alpha，所得結(jié)果分別以α1_3m，α3_3m，α4_3m表示9。由于基金的窗飾行為一般發(fā)生在該季度的最后一個(gè)月內(nèi)(Meier et al.，2004)[9]，而且受到基金前期業(yè)績(jī)的影響，因此，本文計(jì)算了基金在各季度前兩個(gè)月的基金業(yè)績(jī)，分別以α1_2，α3_2，α4_2表示；此外，本文還計(jì)算了基金在每年上半年、下半年各前5個(gè)月的業(yè)績(jī)，分別以α1_5，α3_5，α4_5表示。

2. 其它變量

(1) 基金的資金凈流入量及其增長(zhǎng)率

中國(guó)開(kāi)放式基金研究數(shù)據(jù)庫(kù)提供了基金凈資產(chǎn)的季度數(shù)據(jù)和日度、月度基金凈值增長(zhǎng)率數(shù)據(jù)，國(guó)內(nèi)外的研究均是根據(jù)基金凈資產(chǎn)在季度初和季度末的變化以及基金在季度內(nèi)的凈值增長(zhǎng)率間接計(jì)算基金的資金凈流入量(如Sirri et al.，1998；王鵬，2013)[15][21]。此外，持有人在季度內(nèi)申購(gòu)、贖回基金份額的具體時(shí)間各不相同，只能在假定基金持有人的買(mǎi)賣(mài)行為發(fā)生在季度末(或季度初)的基礎(chǔ)上計(jì)算以絕對(duì)數(shù)表示的資金凈流入量，進(jìn)而計(jì)算以相對(duì)數(shù)表示的資金凈流入量(flow_e或flow_b)。假定持有人的買(mǎi)賣(mài)行為發(fā)生在季度末，則：

假定持有人的買(mǎi)賣(mài)行為發(fā)生在季度初，則：

其中，TNAi,t為基金i在t季度末的凈資產(chǎn)，ri,t為基金i在t季度的基金凈值增長(zhǎng)率。

為了避免極端值干擾分析結(jié)果，本文剔除了flow_e和flow_b大于99%分位數(shù)和小于1%分位數(shù)的觀(guān)測(cè)值。

(2)基金已成立的時(shí)間(fund age)與基金管理公司已成立的時(shí)間(family age)，以年計(jì)，且取整數(shù)。

表1 樣本內(nèi)基金主要指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)

(3)基金凈資產(chǎn)(fund size)和基金管理公司凈資產(chǎn)(family size)?；鸸芾砉緝糍Y產(chǎn)包括該公司管理的所有基金的凈資產(chǎn)總額。

樣本內(nèi)基金主要指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表1。

基金窗飾行為與資金凈流入量

基金經(jīng)理是否具有粉飾資產(chǎn)組合的動(dòng)機(jī)呢？本文采用分組方法分析基金在t-1季度的基金資產(chǎn)組合中的贏家股票比例(輸家股票比例)與t季度基金的資金凈流入量之間的關(guān)系，以判斷基金經(jīng)理是否具有粉飾資產(chǎn)組合的動(dòng)機(jī)，分析結(jié)果見(jiàn)表2。由表2 Panel A可見(jiàn)，在t-1季度資產(chǎn)組合中贏家股票比例越高，t季度基金的資金凈流入量越大(或資金凈流出量越小)。贏家股票比例最低的基金(第1組)在下一個(gè)季度出現(xiàn)了-3%的資金凈流出，贏家股票比例最高的基金(第5組)在下一個(gè)季度出現(xiàn)了0.6%的資金凈流入，后者的資金凈流入量要高出前者3.7%?？紤]到基金的平均規(guī)模為49億元，因此，贏家股票比例最高的基金在1年中會(huì)多增加7.3億元的資金凈流入，按2%的管理費(fèi)計(jì)算，基金管理公司會(huì)因此多收入管理費(fèi)1450萬(wàn)元。輸家股票比例最低的基金(第1組)相對(duì)于輸家股票比例最高的基金(第5組)，在下一個(gè)時(shí)期資金凈流入量要高出3%。顯然，投資者更認(rèn)可持有較多贏家股票，較少輸家股票的基金。上述證據(jù)表明，基金資產(chǎn)組合中贏家股票(輸家股票)的持有比例與基金的資金凈流入量之間有明顯的正(負(fù))相關(guān)關(guān)系，基金經(jīng)理有足夠的動(dòng)機(jī)粉飾資產(chǎn)組合以謀求更高收益。表2 Panel B給出了與表2 Panel A相似的結(jié)果。

表2 贏家/輸家股票比例與基金的資金流入

基金的窗飾行為是一種不良投資行為，這種行為會(huì)增加交易成本，侵蝕基金業(yè)績(jī)，損害投資者利益，因此必須對(duì)窗飾行為進(jìn)行約束。

獨(dú)立董事、市場(chǎng)約束與窗飾行為

一、單變量分析

為了檢驗(yàn)假設(shè)H1—H3，首先，本文分別對(duì)獨(dú)立董事比例(indptr)、機(jī)構(gòu)投資者持有比例(pshrins)和持有人業(yè)績(jī)敏感性(flow sensitivity)按照由低到高將基金分為5組，然后計(jì)算各組基金的rankgap均值，通過(guò)對(duì)比分析各組基金rankgap的均值，以判斷獨(dú)立董事比例、機(jī)構(gòu)投資者持有比例和持有人業(yè)績(jī)敏感性與基金窗飾行為之間的關(guān)系。這種方法能夠避免回歸方法中對(duì)變量之間關(guān)系做諸如線(xiàn)性關(guān)系等假設(shè)。分組統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。

從表3發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事比例最低的第1組基金，與獨(dú)立董事比例最高的第5組基金相比，后者的rankgap均值比前者高出0.0166，獨(dú)立董事比例越高的基金發(fā)生窗飾行為的可能性越大，獨(dú)立董事的增加不但沒(méi)有減少反而增加了窗飾行為發(fā)生的可能性。一個(gè)可能的解釋是，作為外來(lái)者的獨(dú)立董事由于信息缺乏或者能力有限等因素，導(dǎo)致難以有效監(jiān)督基金運(yùn)作。而內(nèi)部董事有條件、有能力監(jiān)督基金運(yùn)作的狀況，但在基金管理公司董事會(huì)規(guī)模相對(duì)穩(wěn)定的情況下，獨(dú)立董事的增加會(huì)擠占內(nèi)部董事的數(shù)量，從而降低董事會(huì)對(duì)基金經(jīng)理行為的監(jiān)督力度，導(dǎo)致窗飾行為增加。機(jī)構(gòu)投資者持有比例的變化卻伴隨著基金窗飾行為的顯著變化，機(jī)構(gòu)投資者持有比例最高的基金與最低的基金相比，前者的rankgap均值在1%的顯著性水平上顯著大于后者，兩者相差0.0152，占rankgap標(biāo)準(zhǔn)差的11%，可見(jiàn)，機(jī)構(gòu)投資者持有比例的增加在一定程度上減少了基金窗飾行為；持有人業(yè)績(jī)敏感性最高的基金與最低的基金相比，兩者相差0.01，占rankgap標(biāo)準(zhǔn)差的7%，持有人業(yè)績(jī)敏感性的變化也會(huì)帶來(lái)的rankgap的變化，但較之機(jī)構(gòu)投資者持有比例變化對(duì)rankgap的變化相比，影響相對(duì)較弱，隨后的回歸分析將進(jìn)一步證實(shí)這一點(diǎn)。

表3 獨(dú)立董事、機(jī)構(gòu)投資者持有份額、持有人業(yè)績(jī)敏感性與基金窗飾行為分組統(tǒng)計(jì)

從表3還可以觀(guān)察到其他分組變量的變化與基金窗飾行為變化之間的關(guān)系。首先，我們發(fā)現(xiàn)，過(guò)去2個(gè)月的業(yè)績(jī)(a1_2m)越差的基金，rankgap的均值為0.5213，過(guò)去2個(gè)月的業(yè)績(jī)(a1_2m)越好的基金(第5組)，rankgap的均值為0.4751，兩組基金rankgap均值差異為0.0462，為rankgap標(biāo)準(zhǔn)差的35%，且這兩組基金rankgap的均值在1%的顯著性水平上存在顯著的差別?？梢?jiàn)，基金過(guò)去業(yè)績(jī)?cè)讲?，發(fā)生窗飾行為的可能性更大。

二、回歸分析

1. 模型的建立

本文以rankgap為被解釋變量，以可能影響窗飾行為的因素如獨(dú)立董事比例、機(jī)構(gòu)投資者份額持有比例和持有人業(yè)績(jī)敏感性等為解釋變量，并控制了其他可能影響基金窗飾行為發(fā)生的因素，建立面板數(shù)據(jù)模型，即：

其中，rankgapi,t度量基金i在t期發(fā)生窗飾行為發(fā)生的可能性，ci為個(gè)體效應(yīng)，包括影響基金窗飾行為的在時(shí)間上恒定的基金個(gè)體因素，如基金管理公司的內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)、基金投資風(fēng)格以及基金管理公司所處的地理位置等；indptr為獨(dú)立董事比例，pshrins為機(jī)構(gòu)投資者持有基金份額的比例，flow sensitivity為持有人業(yè)績(jī)敏感性。control variables為控制變量，包括了那些能夠觀(guān)察到的影響基金窗飾行為的因素。根據(jù)Agarwal et al.(2014)[1]等人的研究，我們選取了本季度基金前兩個(gè)月的業(yè)績(jī)、上個(gè)季度基金凈資產(chǎn)(fund size)、基金管理公司凈資產(chǎn)(family size)、基金資金凈流入量增長(zhǎng)率(flow)、基金成立時(shí)間(fundage)、基金管理公司成立的時(shí)間(fmcage)以及本季度基金經(jīng)理人數(shù)(dum_mgr，當(dāng)基金經(jīng)理人數(shù)大于1人，則dum_mgr =1；反之，則dum_mgr =0)。

2. 估計(jì)方法

面板數(shù)據(jù)模型的估計(jì)方法主要有固定效應(yīng)估計(jì)法和隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)法。如果模型(9)中的個(gè)體效應(yīng)ci與其它解釋變量不相關(guān)，則應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)法，否則應(yīng)該采用固定效應(yīng)估計(jì)法。本文認(rèn)為，基金管理公司的內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)等個(gè)體效應(yīng)與基金過(guò)去的業(yè)績(jī)，基金資產(chǎn)規(guī)模、基金管理公司規(guī)模是相關(guān)的，因此，我們選擇固定效應(yīng)法估計(jì)模型，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果也支持固定效應(yīng)估計(jì)法。由于在2005～2012年間，中國(guó)資本市場(chǎng)的運(yùn)行環(huán)境在不斷發(fā)生變化，因此，在模型中還引入了時(shí)間虛擬變量。

3. 估計(jì)結(jié)果

表4給出了對(duì)模型(9)采用固定效應(yīng)估計(jì)法得到的估計(jì)結(jié)果。本文分別采用單因素模型(α1_2m)，三因素模型(α3_2m)和四因素模型(α4_2m)度量基金在各季度前兩個(gè)月的業(yè)績(jī)，并假定持有人的基金買(mǎi)賣(mài)行為發(fā)生在期末的情況下估計(jì)模型(9)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4 Panel A。首先，我們發(fā)現(xiàn)，無(wú)論采用何種方式度量基金業(yè)績(jī)，變量indptr的系數(shù)估計(jì)值均不顯著，表明獨(dú)立董事比例對(duì)基金窗飾行為沒(méi)有顯著影響，與前述分組統(tǒng)計(jì)的結(jié)果一致，由此，假設(shè)H1成立，基金管理公司的獨(dú)立董事并不能對(duì)基金經(jīng)理的窗飾行為進(jìn)行監(jiān)督，提高獨(dú)立董事比例也不能夠更好地約束基金經(jīng)理的窗飾行為。黎四奇(2008)[18]、孫楊等(2008)[19]認(rèn)為，基金管理公司的董事會(huì)、獨(dú)立董事制度是基金管理公司的內(nèi)部治理制度，這些制度的目的是實(shí)現(xiàn)基金管理公司股東利益最大化，難以發(fā)揮保護(hù)基金持有人利益的作用，對(duì)此，本文進(jìn)一步提供了實(shí)證證據(jù)。其實(shí)，即使對(duì)于公司型基金，盡管其董事會(huì)與基金持有人的利益一致，但研究發(fā)現(xiàn)，提高公司型基金董事會(huì)中獨(dú)立董事的比例也并不能降低發(fā)生不良行為的概率(Spatt，2006)[16]。其次，無(wú)論采用何種方式度量基金業(yè)績(jī)，pshins系數(shù)估計(jì)值均為負(fù)，均在5%的顯著性水平上顯著，由此，我們可以認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者持有比例越大，基金經(jīng)理發(fā)生窗飾行為的可能性越小，表明機(jī)構(gòu)投資者的存在對(duì)基金經(jīng)理的投資行為能夠產(chǎn)生顯著的約束，據(jù)此，假設(shè)H2成立；第三，flow sensitivity的系數(shù)估計(jì)值在5%的顯著性水平上均不顯著，這表明基金持有人的業(yè)績(jī)敏感性對(duì)基金經(jīng)理的窗飾行為并不能產(chǎn)生顯著影響，投資者“用腳投票”的機(jī)制并不能有效約束基金經(jīng)理的行為，假設(shè)H3不成立，這與Qian(2011)[13]基于美國(guó)基金市場(chǎng)研究的結(jié)論不一致。Qian(2011)[13]發(fā)現(xiàn)，基金持有人對(duì)基金業(yè)績(jī)?cè)矫舾校鸢l(fā)生諸如延時(shí)交易(late trading)、選時(shí)交易(market timing)等不良行為的可能性越小。

表4 獨(dú)立董事、機(jī)構(gòu)投資者持有比例、持有人業(yè)績(jī)敏感性與基金窗飾行為—回歸分析

為什么在我國(guó)基金市場(chǎng)上投資者“用腳投票”的機(jī)制不能夠發(fā)揮作用？本文認(rèn)為，基金持有人的業(yè)績(jī)敏感性較低是原因之一。由表1可見(jiàn)，基金持有人業(yè)績(jī)敏感性指標(biāo)平均為0.06%，基金業(yè)績(jī)每降低(提高)一單位(以分位數(shù)度量)，基金在下個(gè)季度的資金流入量增長(zhǎng)率較平均水平僅降低(增加)6個(gè)基點(diǎn)，以基金平均凈資產(chǎn)48億元計(jì)算，帶來(lái)的額外資金流出(流入)僅288萬(wàn)元，對(duì)基金管理公司提取的管理費(fèi)影響很小，因此，基金經(jīng)理完全可能忽視投資者“用腳投票”的后果。

從表4 Panel A還發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是以何種方法度量基金業(yè)績(jī)，基金前期的業(yè)績(jī)?cè)讲?，基金出現(xiàn)窗飾行為的可能性越大。以四因素模型度量基金業(yè)績(jī)?yōu)槔?，?_2估計(jì)系數(shù)為-12.25，統(tǒng)計(jì)上顯著為負(fù)，表明基金該季度前2個(gè)月的業(yè)績(jī)?cè)讲?，基金?jīng)理力圖通過(guò)粉飾資產(chǎn)組合掩蓋自己的投資失誤以欺騙投資者的可能性越大；此外，family size的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著水平上為負(fù)，表明基金管理公司的資產(chǎn)規(guī)模越大，基金經(jīng)理發(fā)生窗飾行為的可能性越小。這可能是基金管理公司的資產(chǎn)規(guī)模較大，內(nèi)部監(jiān)督、檢查等內(nèi)控制度以及對(duì)基金經(jīng)理的業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)制度相對(duì)較為完善，基金經(jīng)理通過(guò)窗飾行為粉飾資產(chǎn)組合以獲得內(nèi)部認(rèn)可就更為困難。因此，規(guī)模較大的基金管理公司對(duì)基金經(jīng)理的窗飾行為等不良投資行為的約束也更為嚴(yán)格。

前文已經(jīng)指出，基金在季度內(nèi)的資金流入流出較多，且凈值增長(zhǎng)率波動(dòng)較大的季度，根據(jù)(7)、(8)式計(jì)算的資金凈流入量增長(zhǎng)率flow_e(flow_b)差別很大。而flow_e(flow_b)是計(jì)算基金業(yè)績(jī)敏感性指標(biāo)flow sensitivity的基礎(chǔ)。本節(jié)進(jìn)一步根據(jù)(8)式計(jì)算的flow_b為基礎(chǔ)計(jì)算的flow sensitivity，重新估計(jì)模型(9)。估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4 Panel B。

從表4Panel B發(fā)現(xiàn)，首先，無(wú)論采用何種方法度量基金業(yè)績(jī)，獨(dú)立董事比例indptr的估計(jì)系數(shù)均不顯著，表明基金管理公司董事會(huì)中獨(dú)立董事比例的變化對(duì)基金窗飾行為沒(méi)有明顯影響；其次，機(jī)構(gòu)投資者持有份額比例(pshrins)顯著為負(fù)，表明機(jī)構(gòu)投資者持有基金份額越高，基金經(jīng)理發(fā)生窗飾行為的可能性越小。第三，基金持有人業(yè)績(jī)敏感性(flow sensitivity)的估計(jì)系數(shù)在5%的顯著性水平上均不顯著，表明持有人業(yè)績(jī)敏感性對(duì)基金經(jīng)理窗飾行為沒(méi)有顯著影響?？梢?jiàn)，表4Panel B得到的結(jié)論與表4 Panel A的結(jié)論一致。

4. 穩(wěn)健分析

Ling et al.(2013)[8]發(fā)現(xiàn)，基金的前期業(yè)績(jī)會(huì)影響到基金的窗飾行為，較差的前期業(yè)績(jī)可能促使基金經(jīng)理粉飾資產(chǎn)組合，因此，基金前期業(yè)績(jī)是重要的控制變量。Meir et al.(2004)[9]發(fā)現(xiàn)，基金經(jīng)理的窗飾行為一般發(fā)生在各季度的最后一個(gè)月。在前文分析中，本文在模型(9)中引入了以不同方法計(jì)算在上半年和下半年資產(chǎn)組合報(bào)告公布截至月之前的2個(gè)月的基金業(yè)績(jī)。在本節(jié)中，我們引入了以不同方法計(jì)算在上半年和下半年資產(chǎn)組合報(bào)告公布截至月之前的5個(gè)月的基金業(yè)績(jī)，重新估計(jì)模型(9)，以檢驗(yàn)假設(shè)H1～H3，所得結(jié)果與表4一致10。

結(jié)論

本文通過(guò)分別運(yùn)用分組統(tǒng)計(jì)和建立面板數(shù)據(jù)模型兩種方法研究了來(lái)自基金內(nèi)部的約束和來(lái)自市場(chǎng)的約束對(duì)基金窗飾行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，來(lái)自基金管理公司內(nèi)部的最為重要的、被監(jiān)管機(jī)構(gòu)賦予重要職責(zé)的獨(dú)立董事并不能對(duì)基金經(jīng)理粉飾資產(chǎn)組合的行為產(chǎn)生約束，獨(dú)立董事占董事會(huì)比例的高低并不能對(duì)基金窗飾行為的產(chǎn)生顯著影響；而機(jī)構(gòu)投資者持有基金份額的比例越高，基金發(fā)生窗飾行為的可能性越小，機(jī)構(gòu)投資者的存在能夠有效約束基金經(jīng)理的窗飾行為；基金持有人的業(yè)績(jī)敏感性對(duì)窗飾行為沒(méi)有顯著影響，持有人“用腳投票”的機(jī)制不能對(duì)基金經(jīng)理的窗飾行為形成有效約束。

基金經(jīng)理的窗飾行為會(huì)損害持有人的利益，如果不對(duì)窗飾行為進(jìn)行約束，難以保護(hù)持有人利益，影響基金市場(chǎng)的健康發(fā)展。當(dāng)前，我國(guó)基金內(nèi)部治理機(jī)制并不健全，在此情況下，我們應(yīng)該進(jìn)一步發(fā)揮市場(chǎng)力量約束基金的諸如窗飾行為等不良投資行為。首先，機(jī)構(gòu)投資者有動(dòng)力、有能力約束基金經(jīng)理的窗飾行為，因此，大力發(fā)展機(jī)構(gòu)投資者是減少基金窗飾行為的重要途徑。其次，強(qiáng)化基金信息披露。鑒于基金資產(chǎn)組合信息對(duì)于投資者判斷基金經(jīng)理投資能力的重要性，必須改變當(dāng)前基金資產(chǎn)組合公布的規(guī)則。在不影響基金建倉(cāng)、持倉(cāng)的前提下，要求基金必須在合適的時(shí)機(jī)公布季度甚至月度資產(chǎn)組合的詳盡報(bào)告。第三，大力發(fā)展基金評(píng)級(jí)機(jī)構(gòu)。鑒于投資者、特別是中小投資者難以正確評(píng)價(jià)基金經(jīng)理投資能力，因此，大力發(fā)展規(guī)范的基金評(píng)級(jí)機(jī)構(gòu)，為投資者提供投資決策的參考，從而督促基金經(jīng)理盡職盡責(zé)。最后，監(jiān)管機(jī)構(gòu)必須承擔(dān)起對(duì)基金窗飾行為進(jìn)行識(shí)別、約束并加以懲罰的責(zé)任。監(jiān)管機(jī)構(gòu)可以運(yùn)用大數(shù)據(jù)分析手段，對(duì)基金經(jīng)理的交易細(xì)節(jié)加以分析，以判定是否存在窗飾行為。在此基礎(chǔ)上，監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)該制定嚴(yán)格的對(duì)基金經(jīng)理不良行為進(jìn)行處罰的措施，提高基金經(jīng)理窗飾行為的成本，以減少甚至杜絕這些不良行為的發(fā)生。

注釋

1. 除了本文所指的這種窗飾行為外，還有其它幾種形式的窗飾行為：(1)基金經(jīng)理在資產(chǎn)組合公布之前降低高風(fēng)險(xiǎn)有價(jià)證券的持有數(shù)量以使資產(chǎn)組合看起來(lái)整體風(fēng)險(xiǎn)更低；(2)基金買(mǎi)入最近財(cái)經(jīng)分析雜志中的出現(xiàn)的熱門(mén)股票，以使得基金經(jīng)理看起來(lái)更具有投資能力。(3)在公布資產(chǎn)組合之前賣(mài)掉與基金承諾的投資風(fēng)格不相符合的股票；(4)凈值拉升行為。

2. 見(jiàn)Qian (2011)[13]、Xie(2011)[17]。

3. 注意，基金的治理不等同于基金管理公司的治理，由于利益沖突，良好的基金管理公司的治理能夠保護(hù)基金管理公司股東的利益，卻并不一定能夠保護(hù)基金持有人的利益。

4. 當(dāng)然，如果能夠獲得基金資產(chǎn)組合的月度數(shù)據(jù)，Lakonishok et al.(1991)[7]方法就更為準(zhǔn)確。

5. 根據(jù)規(guī)定，我國(guó)基金管理公司只在半年報(bào)和年報(bào)中公布基金資產(chǎn)組合持有的詳細(xì)數(shù)據(jù)，因此只能計(jì)算第2、4季度基金的rankgap值。Lakonishok et al.(1991)[7]和He et al.(2004)[6]的研究表明，基金經(jīng)理的窗飾行為一般發(fā)生在第2季度和第4季度，尤其是第4季度，因此，只能計(jì)算第2，4季度每只基金的rankgap數(shù)據(jù)不影響本文的結(jié)論。

6. Chen et al.(2008)[2]將基金按業(yè)績(jī)分為5組，本文認(rèn)為這樣分組過(guò)于粗略，不能充分反映基金業(yè)績(jī)的分布狀況。此外，將全部基金按業(yè)績(jī)分為9組而不是10組或8組，主要的考慮是，如果分組數(shù)為奇數(shù)，則分組組數(shù)的中位數(shù)剛好是整數(shù)，能夠方便后續(xù)計(jì)算。

7. 注意，到當(dāng)一只基金在t期以前所有季度的基金業(yè)績(jī)的分位數(shù)均恰好為5時(shí)，該基金在t期的業(yè)績(jī)敏感性指標(biāo)flow sensitivityi,t無(wú)法計(jì)算。Chen et al.(2008)[2]是用當(dāng)期其它基金的flow sensitivityi,t的均值代替。在本文的計(jì)算中，還沒(méi)有出現(xiàn)這種情況。

8. 本文也計(jì)算了更長(zhǎng)時(shí)間(T=8和T=12)的flow sensitivity，但不改變本文后面的分析結(jié)果。

9. 在估計(jì)時(shí)，市場(chǎng)收益率采用中信標(biāo)普A股綜合指數(shù)代表，無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率采用一年期定期存款利率代表。公司規(guī)模因子、賬面市值比因子以及動(dòng)量因子的計(jì)算方法與Fama-French(1993)和Carhart(1997)的方法相同。

10. 限于篇幅，此處所得結(jié)果沒(méi)有列出，需要者可向作者索取。