郭萬山 趙天宇

（遼寧大學經(jīng)濟學院，遼寧 沈陽 110036）

一、引言

市場擇時是指投資者使用技術(shù)指標或經(jīng)濟數(shù)據(jù)等預測方法，進入、退出市場或在不同資產(chǎn)間進行轉(zhuǎn)換的行為。市場擇時理論最早可以追溯到Cow les（1933）。此后，有大量文獻對基金經(jīng)理市場擇時能力進行了深入研究。Treynor和Mazuy（1966）提出了一個測度市場擇時能力框架，檢驗基金經(jīng)理是否具有依據(jù)市場收益預測調(diào)整市場敞口的能力。早期的市場擇時能力文獻更多地關(guān)注基金經(jīng)理的市場收益擇時以及市場波動擇時能力，統(tǒng)計檢驗方法主要包括參數(shù)檢驗方法和非參數(shù)檢驗方法（Henriksson和Merton，1981；Jagannathan 和 Korajczyk，1986；Grinblatt和 Titman，1989；Ferson和Schadt，1996；Busse，1999；Jiang、Yao和Yu，2007；Chen、Ferson和Peters，2010）。

1998年長期資本管理公司（LTCM）的破產(chǎn)以及同期爆發(fā)的金融風暴，使得業(yè)界和學界開始更多地關(guān)注市場流動性問題①。市場擇時研究的關(guān)注點也從市場收益擇時、市場波動擇時轉(zhuǎn)向市場流動性擇時，而研究的對象則更多集中于對沖基金和共同基金。市場流動性是反映市場狀態(tài)條件的重要指標，是資產(chǎn)定價的一個重要參考變量（Pástor和Stambaugh，2003；Acharya和Pedersen，2005）。流動性改變意味著市場條件發(fā)生了變化，這種改變可以通過交易資產(chǎn)的成交價格反映出來 （Pástor和 Stambaugh，2003）。在2008—2009年金融危機中，大量投資者的退出導致市場的流動性惡化，流動性降低引致投資者更大范圍的清算，進一步降低了市場流動性，即所謂的“流動性螺旋”，這種連鎖影響對整個市場都是巨大的沖擊?；鸾?jīng)理是否具有流動性擇時能力，是否能夠正確預測未來市場流動性變化趨勢，并適時調(diào)整風險暴露頭寸，反映了基金經(jīng)理的市場擇時能力和風險控制能力。因此，這也是市場流動性擇時備受關(guān)注的一個重要原因。

國內(nèi)關(guān)于流動性的相關(guān)研究顯示，我國證券市場中股票流動性與資產(chǎn)流動性顯著正相關(guān)，市場流動性對于收益率具有明顯的解釋作用（潘寧寧等，2011；張崢等，2013）。關(guān)于擇時的研究中，馬超群等（2005）研究發(fā)現(xiàn)，中國證券投資基金具有顯著的波動性擇時能力，并且開放式基金擇時能力強于封閉式基金。李仲飛等（2015）研究了我國主動管理開放式股票型基金的流動性擇時能力，發(fā)現(xiàn)開放型基金存在流動性擇時能力，其中成長型和平衡型基金、大盤基金和中小盤基金具有顯著的正向流動性擇時能力。

流動性擇時的主要研究對象是對沖基金和共同基金，大部分文獻都是基于美國市場的研究。經(jīng)驗研究表明，美國對沖基金的流動性擇時能力是顯著的，而非依靠運氣。國內(nèi)雖然有文獻對市場擇時予以研究，但更多地關(guān)注市場收益擇時和市場波動擇時，系統(tǒng)研究中國基金行業(yè)流動性擇時能力的相對較少。從基金運作方式上來說，中國的私募基金，特別是陽光私募基金比較接近于美國的對沖基金。中國的陽光私募基金是否也具有流動性擇時能力是一個值得討論和研究的問題。

二、流動性擇時的指標以及模型選取

（一）非流動性指標

衡量市場流動性的指標很多，在檢驗流動性擇時能力時，大量文獻主要采用非流動性因子來衡量對沖基金的市場表現(xiàn)，主要包括Amihud指標和Pástor-Stambaugh指標。通常認為采用Amihud指標可以獲得更為合適的代理變量，且Am ihud指標優(yōu)于其他低頻指標。

Am ihud（2002）提出，在衡量股票流動性不足時，可采用每日絕對收益與交易金額的平均比率。該指標反映了每日交易百萬元對于價格的絕對影響，該比率為正。股票i在第t月的非流動性可以表示為：

其中，Di,t表示第i只股票在第t月的交易天數(shù)，和分別表示第i只股票在第t月第d個交易日的收益和成交金額。

本文計算滬深A股市場2927只股票的每日非流動性因子，時間跨度為2007年7月第一個交易日至2016年8月最后一個交易日，共2351天。由于每個股票在交易日中會有停牌情況，其交易量為零，這種情況會使得非流動性指標失去意義。故在計算每月非流動性因子時，動態(tài)調(diào)整每個月的股票數(shù)，并將個股非流動性因子進行等權(quán)重平均，最終得到每月非流動性因子為：

其中，Nt表示第t月的交易股票數(shù)。

（二）流動性擇時模型

基金流動性擇時能力模型基于資本資產(chǎn)定價模型（CAPM），假設基金經(jīng)理的組合收益根據(jù)以下方程產(chǎn)生：

其中，Rh,t=rh,t-rf,t是基金h在第t個月的超額收益率，rh,t是基金h在第t個月的收益率，rf,t為第t個月的無風險利率，Rm,t=rm,t-rf,t是市場組合m在第t個月的超額收益率，rm,t是市場組合m在第t個月的收益率。在方程（1）中，βm,h是動態(tài)調(diào)整的，是基金經(jīng)理根據(jù)未來市場條件預測而設定的。擇時模型依據(jù)市場參與者關(guān)注點的不同而不同，本文擬檢驗基金經(jīng)理的流動性擇時能力，因此更為關(guān)注市場流動性的預測。

已有文獻提出的擇時模型大部分采用線性回歸形式（如Admati等，1986；Ferson和Schadt，1996），并通過泰勒公式展開且忽略高階形式，一般的表達式為：

It表示基金經(jīng)理可獲得的市場信息。系數(shù)γh衡量了擇時能力，即如何根據(jù)市場預期來調(diào)整市場βm,h。為了體現(xiàn)對沖基金的流動性擇時能力，將市場信息It替換成動態(tài)的非流動性指標，即基金的敞口根據(jù)流動性的強弱而改變（Busse，1999；Cao等，2013b）：

其中τm,h表示剔除流動性擇時影響后的基金市場的貝塔系數(shù)，表示整個股票市場流動性的均值，本文將Lˉm定義為最近24個月的月度Lm,t均值。

陽光私募基金遵循動態(tài)的交易策略，為了檢驗私募基金的流動性擇時能力，本文根據(jù)Fung和Hsieh（2004）的七因子模型，結(jié)合我國股票市場的特點，修改模型如下：

表1：變量描述性統(tǒng)計

Rh,t和Rm,t與方程（1）中所代表的含義相同；SMB和HML是Fama-French三因子組合中的規(guī)模因子和賬面—市值比因子；UMD是Carhart四因子模型中的慣性因子②（Carhart，1997）。

進一步，將式（3）代入式（4），得出流動性擇時模型1：

γl,h度量了對沖基金流動性擇時能力，如果該項系數(shù)符號顯著為正，說明基金經(jīng)理對預期市場流動性有一個相對正確的判斷并相應調(diào)整市場敞口，同時也說明對沖基金經(jīng)理具有較好的流動性擇時能力；反之，γl,h前系數(shù)符號為負，說明基金經(jīng)理對未來流動性判斷與實際相反，即沒有證據(jù)顯示基金經(jīng)理具有流動性擇時能力。

（三）數(shù)據(jù)選取

本文采用中國陽光私募基金的月度數(shù)據(jù)，根據(jù)數(shù)據(jù)的可獲得性，時間跨度從2007年7月至2016年8月，數(shù)據(jù)來源為萬得數(shù)據(jù)庫、銳思數(shù)據(jù)庫以及好買私募數(shù)據(jù)中心。對于陽光私募基金月度收益數(shù)據(jù)采取等權(quán)重加權(quán)平均處理。根據(jù)好買私募數(shù)據(jù)中心的分類，將陽光私募基金月收益數(shù)據(jù)分為股票型（Equity-Oriented）、多空倉 （Long/Short）、債券型 （Fixed Income）、宏觀策略（Macro）、市場中性（Market Neutral）、定向增發(fā)（Private Placement）、套利型（Arbitrage）、 管 理 期 貨 （Managed Futures）、 多 策 略（Multi-Strategy）、組合基金（Fund of Funds）和其他策略（Others）共11個組。此外，為了檢驗私募基金整體的流動性擇時能力，將以上所有策略的樣本基金納入全體組（All）檢驗。由于本文主要考察股票市場的流動性對于陽光私募基金流動性擇時能力的影響，為避免多個策略混淆，剔除債券型、管理期貨型策略以及其他策略。根據(jù)好買私募數(shù)據(jù)中心篩選規(guī)則，所選樣本為成立滿三個月并且連續(xù)公布凈值的私募基金。將各策略組內(nèi)私募基金月收益等權(quán)重平均，求出策略組的月收益，并將其應用于流動性擇時能力的檢驗。無風險利率采用一年期國債收益率，Rm、UMD、SMB、HML數(shù)據(jù)來自銳思數(shù)據(jù)庫，Lm數(shù)據(jù)根據(jù)萬得數(shù)據(jù)庫、通聯(lián)數(shù)據(jù)計算所得。

表1上半部分為各個策略月度超額收益的描述性統(tǒng)計值，下半部分為各個流動性指標和因子的描述性統(tǒng)計。陽光私募基金整體的月平均超額收益為0.7%，標準差為0.057。宏觀策略以及定向增發(fā)策略的月超額平均收益的均值較高，組合基金策略的均值最小。組合基金策略的月平均收益較低，是因為組合基金向投資者收取高于普通策略的管理費和運營費用，并且組合基金通常會預留一部分現(xiàn)金來滿足投資者潛在的贖回份額的需要（Fung和Hsieh，2000）。非流動性指標Lm的月平均標準差為27.1%，意味著整個市場在考察期內(nèi)具有較大的波動性，同時也說明在投資管理中考慮流動性指標的必要性。其均值為0.727，即每百萬元的交易額對股票價格波動的影響平均為72.7%，說明我國股票市場價格受流動性影響較大，而流動性間接影響投資于股票的陽光私募基金收益。

由圖1和表1的偏度和峰度可知，陽光私募基金各個策略的月收益概率分布是非正態(tài)分布，但是都近似于“鐘型”，即收益值集中分布的概率較大?？傮w策略、股票型、定增型、組合基金策略的私募基金月收益偏度為負，呈現(xiàn)左偏形態(tài)，即左端出現(xiàn)異常值的概率較大。多空倉、宏觀、市場中性、套利以及多策略的月收益偏度為正。在考察的9個組中，有4個組的偏度為負，有5個組的偏度為正，說明各個策略組在風險管理方面的能力存在差異。

圖1：陽光私募基金各策略月收益概率密度分布圖

三、流動性擇時的實證分析

（一）計量模型

本文采用最小二乘法對模型進行估計。時間序列通常會存在異方差的問題，當異方差的形式未知時，加權(quán)最小二乘法得到的估計結(jié)果雖然仍具有一致性，但卻是無效的。為了解決這一問題，White（1980）提出了異方差一致協(xié)方差（Heteroskedasticity Consistent Covariances）方法，修正了上述問題并能夠?qū)f(xié)方差矩陣進行一致性估計，但其假設序列的殘差不存在自相關(guān)。Newey和West（1987）提出了一個更為一般的估計量，當模型存在異方差和自相關(guān)時，這種方法仍然能對協(xié)方差矩陣進行一致性估計。因此，考慮到模型自相關(guān)以及異方差問題，本文使用Newey-West的方法對t檢驗統(tǒng)計量進行修正。

（二）流動性擇時能力

根據(jù)流動性擇時模型1，將數(shù)據(jù)代入，結(jié)果見表2。

表2顯示，整體的私募基金在10%的顯著性水平下表現(xiàn)為正的流動性擇時能力。股票型、多空倉、宏觀策略以及市場中性表現(xiàn)出顯著的負的流動性擇時能力，即在流動性變化時預判與市場條件相反；定向增發(fā)、套利型、多策略和組合基金策略表現(xiàn)出顯著的正的流動性擇時能力（其中多策略和組合基金在1%的顯著性水平下顯著），說明此類策略的基金經(jīng)理能夠?qū)κ袌隽鲃有杂邢鄬φ_的預判并相應調(diào)整頭寸，其中定向增發(fā)的流動性擇時系數(shù)最大，擇時能力最強，套利策略的系數(shù)相對較小，擇時能力相對較弱。

這與李仲飛等（2015）的研究結(jié)果有些不同，但并不能說明私募基金經(jīng)理較之共同基金經(jīng)理流動性擇時能力的不足，可能的原因是基金分組標志不同和基金投資策略不同：一方面，在考察期內(nèi)，共同基金選取的樣本按照投資股票的類型進行分組，而私募基金的樣本為按策略風格分組，所使用投資工具更為多樣。另一方面，私募基金在策略分組中，不同策略的側(cè)重性較為不同。例如，宏觀策略由于會存在“黑天鵝”等極端事件發(fā)生，對于預測流動性的擇時能力本身存在一定的局限性。

表3：流動性強和弱條件下?lián)駮r能力的計量結(jié)果

表2：流動性擇時的計量結(jié)果

（三）流動性強弱對擇時能力的影響

為了進一步考察私募基金流動性擇時能力，本文將流動性細分為強或弱兩種狀態(tài)，以此檢驗流動性擇時的表現(xiàn)。

在流動性強時，交易成本的降低可以使私募基金有更多的機會獲得超額收益；而在流動性較差時，私募基金經(jīng)理的擇時能力能夠幫助其控制風險，對沖敞口頭寸，重新調(diào)整投資組合。沿用李仲飛等（2015）的研究，建立模型2。

其中，γ1l,h和γ2l,h分別用來衡量市場流動性趨好和流動性惡化時對流動性擇時能力的影響，特別地，γ2l,h的正負符號應與擇時能力的表現(xiàn)相反：即當γ2l,h為負時，意味著基金經(jīng)理的擇時能力較強，反之，擇時能力較差。最終結(jié)果見表3。

由表3結(jié)果可知，當流動性較好時，全體組、宏觀型、市場中性、組合基金、套利型以及多策略私募基金表現(xiàn)出顯著的正的流動性擇時能力，股票型、多空倉、定向增發(fā)策略組表現(xiàn)為顯著的負的流動性擇時能力。當流動性較差時，股票型、多空倉、宏觀策略、市場中性、套利型表現(xiàn)出顯著的負的流動性擇時能力。即在流動性較差時，基金經(jīng)理能夠較好地控制投資組合風險，對流動性較差的預判更為準確。全體組、定向增發(fā)、多策略以及組合基金表現(xiàn)出顯著的正的流動性擇時能力，即當市場流動性變差時，基金經(jīng)理未能及時作出預判，風險敞口較大。

與李仲飛等（2015）的研究結(jié)果對比發(fā)現(xiàn)，當市場流動性較差時，部分私募基金較之共同基金表現(xiàn)出顯著的流動性擇時能力，整體風險控制能力更強。這與公募和私募基金的各自特征有關(guān)。第一，在開放式共同基金中，中小投資者可以隨時申購和贖回基金份額，由于私募基金只向機構(gòu)和合格的、特定成熟投資者私下募集資金，且募集的資金存在鎖定期，即在一定期限內(nèi)，投資者不能申購和贖回份額，使得基金經(jīng)理能夠更為積極地分散投資風險。第二，共同基金在熊市中存在“處置效應”（李雪峰等，2011），表現(xiàn)出整體的熊市與牛市流動性擇時能力的反差，而私募基金“處置效應”并不明顯，在流動性較差時能通過多種對沖工具降低風險敞口，在熊市中有更為穩(wěn)定的收益。

表4：控制流動性反應下的流動性擇時能力計量結(jié)果

（四）流動性擇時與流動性反應

擇時能力檢驗的是基金經(jīng)理是否有能力預測市場條件的變化。如果市場流動性存在自相關(guān)，那么t+1期的市場流動性指標就包含了t期的市場流動性信息，因此，基金經(jīng)理就可以根據(jù)滯后的市場信息調(diào)整頭寸。正如Ferson和Schadt（1996）指出，滯后的市場流動性是一種公開的信息，依據(jù)公開信息對貝塔系數(shù)調(diào)整不能真實地反映出擇時能力，擇時能力是對未來市場狀況的預期。為了區(qū)分流動性擇時能力和市場流動性反應能力（liquidity reaction），參考Cao等（2013a）的做法，建立模型3③。

其中，γlt,h為流動性擇時能力系數(shù)，γlr,h為流動性反應能力系數(shù)，liqriskt為非流動因子Lm,t的AR（2）過程的殘差序列，即用流動性風險作為流動性反應的替代變量。結(jié)果見表4。

表4結(jié)果顯示，在控制了流動性反應的情況下，全體組、市場中性、定向增發(fā)、套利型、多策略以及組合基金策略組表現(xiàn)出顯著的正的流動性擇時能力，而股票型、宏觀策略和多空倉策略表現(xiàn)為顯著的負的流動性擇時能力。在所有策略中，套利型、多策略、組合基金策略表現(xiàn)出顯著的正的流動性擇時能力以及流動性反應能力。除市場中性策略外，其他與模型1中的結(jié)論一致，說明將流動性擇時與流動性反應區(qū)分開后，流動性擇時能力的結(jié)果是較為穩(wěn)健的。

（五）控制杠桿因素的流動性擇時

流動性是一個非常復雜的概念，需要多個角度去衡量。由于我國證券二級市場不允許買空賣空，融資融券成為主要的做空手段。在陽光私募基金行業(yè)，流動性擇時會隨杠桿變化而變化，并能根據(jù)不同的市場環(huán)境相應地調(diào)整頭寸。盡管運用杠桿也能影響基金的風險敞口，但是并不能反映出基金經(jīng)理的管理能力。根據(jù)Lo（2007）和Ang等（2011）的研究，對沖基金大量地使用杠桿策略會對金融資產(chǎn)的價格波動產(chǎn)生不對稱性的影響。于孝建（2012）指出，融資融券都是引起股市流動性和波動性變化的格蘭杰原因。因此，本文引入三個月中債短期票據(jù)收益率與上海銀行間三個月同業(yè)拆借利率之差作為杠桿的代理變量。當對手方違約風險降低時，利差降低，基金管理者傾向于使用更多杠桿。在控制杠桿的條件下，建立模型4：

其中，γlti,h為流動性擇時能力系數(shù)，βlv,h為控制杠桿因素系數(shù)，Leveraget為利率差與市場收益的乘積交叉項。最終結(jié)果見表5。

表5顯示，控制杠桿因素后，全體組、定向增發(fā)、套利型、多策略和組合基金策略組表現(xiàn)出顯著的正的流動性擇時能力，而股票型、市場中性、宏觀策略和多空倉策略表現(xiàn)出顯著的負的流動性擇時能力。以上結(jié)果依然與模型1的結(jié)論一致，表明外部杠桿因素的變化并沒有改變上文對于流動性擇時能力的判斷。

（六）投資中國市場的國外對沖基金的流動性擇時能力

為了進一步研究我國陽光私募基金流動性擇時能力，引入國外投資于中國股市的對沖基金做比較，檢驗是否國外對沖基金的基金經(jīng)理相較于我國陽光私募基金經(jīng)理具有更好的流動性擇時能力。

由表6可知，中國資產(chǎn)與國外資產(chǎn)的相關(guān)性很低，外國投資者投資中國市場并不會影響本國市場的流動性，這也為國內(nèi)外投資者提供了分散化投資的可能。本文利用Eurekahedge數(shù)據(jù)庫，將專門投資中國市場的對沖基金分為固定收益、多空倉和多策略三種投資風格，剔除掉固定收益策略，限于樣本可獲得性，取自2007年7月至2016年8月采用多空倉和多策略的對沖基金月收益率數(shù)據(jù)，分別代入模型1—4中，與上文的結(jié)果進行比較。

從計量結(jié)果來看，國外對沖基金管理者相較于中國陽光私募基金在對應策略上的流動性擇時能力更強，穩(wěn)健性水平更高。在模型1中，國內(nèi)采用多空倉策略的私募基金流動性擇時系數(shù)顯著為負，國外對沖基金的流動性擇時系數(shù)顯著為正。在流動性好和差時，兩種策略的國外對沖基金都表現(xiàn)出顯著的流動性擇時能力，而國內(nèi)陽光私募基金的計量結(jié)果顯示，多空倉策略在流動性好時、多策略在流動性差時的流動性擇時能力較差。在控制了流動性反應以及杠桿變化的情況下，國外對沖基金的流動性擇時能力仍然顯著為正。

關(guān)于以上結(jié)論，應從兩方面來討論：一方面說明國外對沖基金管理者在對應策略上有較強的流動性擇時能力，對市場未來流動性的判斷正確率較高，同時風險控制能力也很突出。另一方面，國內(nèi)陽光私募基金的管理者整體上同樣具備流動性擇時能力，說明我國同樣具備高水平、能力突出的私募基金經(jīng)理。但是，在預判流動性變化的穩(wěn)健性方面需要進一步的提高，特別是與股票市場聯(lián)系緊密的策略。限于數(shù)據(jù)的可獲得性，對國外對沖基金的研究并沒有涵蓋全部的策略，所以只能比較樣本投資策略的流動性擇時，并不能得出國外對沖基金經(jīng)理具有更出色管理能力的結(jié)論。

表5：控制杠桿因素流動性擇時計量結(jié)果

表6：中國資產(chǎn)與境外資產(chǎn)的相關(guān)性

四、結(jié)論

本文主要研究我國陽光私募基金管理者的流動性擇時能力。計量結(jié)果顯示，陽光私募基金整體具備顯著的流動性擇時能力。在不同策略中，定向增發(fā)、套利型、多策略、組合基金策略表現(xiàn)出顯著的正的流動性擇時能力，且結(jié)果具有穩(wěn)健性；股票型、多空倉、宏觀策略和市場中性策略表現(xiàn)出顯著的負的流動性擇時能力。在控制流動性反應、杠桿因素的情況下，各個策略組的結(jié)果表現(xiàn)出較強的穩(wěn)健性。特別在流動性變差時，股票型、多空倉、宏觀策略、市場中性、套利型表現(xiàn)出顯著的風險控制能力。引入國外對沖基金相關(guān)策略進行對比，發(fā)現(xiàn)其流動性擇時能力更為顯著，特別是與股票市場聯(lián)系較為密切的多空倉策略表現(xiàn)更穩(wěn)健。

表7：國外對沖基金流動性擇時計量結(jié)果

注：

①市場流動性是指短時間內(nèi)，在不產(chǎn)生高額交易費用的情況下，交易大額資產(chǎn)的難易程度。

②計算方法：慣性因子=前11個月累積收益最高的30%的股票組合等權(quán)收益率-前11個月累積收益最低的30%的股票組合等權(quán)收益率。

③李仲飛等（2015）的研究將流動性反應直接從流動性擇時中分解出來。由于本文目標是陽光私募基金的流動性擇時能力，風險控制能力更為投資者所關(guān)注，故沿用原模型的殘差項為流動性反應的代理變量。

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