封闭式基金之谜

尽管我国基金业起步较晚,但也出现了封闭式基金折价问题,引起了市场人士的广泛关注。本文旨在通过详细考察影响基金折价的各种因素,定量分析其主要原因,以为我国今后基金相关政策的制订提供实证依据。 本文的结构如下:第二部分综述美国封闭式基金折价的相关发现和对此进行的各种解释;第三部分提供我国封闭式基金折价的动态特征的证据;第四部分检验一些传统解释的可行性;第五部分考察投资者情绪假设(investor sentiment hypothesis)对封闭式基金折价问题的解释力;第六部分给出概要和结论。 二、文献回顾 (一)国外研究 自封闭式基金折价之谜被发现以来,经济金融学家们就一直试图为它找出一个合理的解释。早期的各种研究欲以代表基金基本层面的因素为出发点,来解释折价的存在。它们都有一个共同点,均认为封闭式基金折价是由基金所持有的投资组合的某些特征引起的。具有代表性的这些传统解释有:代理成本、资产流动性、基金业绩、资本利得税。 代理成本论认为基金收取的管理费用是导致折价的主因,包德鲁克斯(Boudreaux,1973)指出如果管理费用高出合理水平,或者投资者预期未来管理能力会变差,则代理成本(管理费用)问题便会导致封闭式基金出现折价。资产流动性论(马尔基尔Malkiel,1977)认为封闭式基金的资产净值是用基金持有的股份的市场价格来计算的,通常一只基金持有的某一股票的份额很大,售出时将不可避免地导致股价下跌,因而使得套现后的收益比当前账面的数额少。基金绩效论(马尔基尔,1977)认为折价之所以存在乃因为市场对基金的未来盈利能力评价不高。资本利得税这一解释认为出售已升值的封闭式基金股份必须缴纳资本利得税(capital gain tax),此损失应该在基金净值中扣除,故以折扣的形式反映在价格上了。 马尔基尔(1997)的研究被视为早期研究的经典之作,他检验了关于美国封闭式基金折价的各种传统解释,被检验的因素包括:(1)尚未实现的资本升值,(2)红利分发政策,(3)资产的流动性,(4)代理费用(管理费用),(5)持有的国外股票,(6)基金业绩,(7)基金投资组合的转换。马尔基尔以横截面和时间序列回归方法来测度上述因素是否可以解释折价问题,结果发现基金折价与尚未实现的升值(在基金未实现的升值期间)、资本收益的分配政策、资产的流动性以及国外股票的持有情况有一定的相关性。然而,马尔基尔指出这些因素的解释力有限,只解释了问题的一小部分,便推测市场心理对折价的形成和变动可能有很重要的作用。 鉴于传统研究无法取得令人满意的解释,新的研究便另辟蹊径。大部分研究以投资者情绪为中心,全面考虑了封闭式基金的两个风险:一是其持有的投资组合所带来的风险,它决定了基金股份的基本价值;二是由于市场中投资者情绪波动形成的风险,它使得基金股份的市场价格偏离其基本价值,从而演变成折价。 李等人(lee et.al,1991)认为传统研究不仅无法较满意地解释狭义的折价之谜的成因,而且也根本无法解释广义的折价之谜的四大动态特征。他们认为应考虑投资者情绪这一重要因素,因其对解开折价之谜的四个特征有决定性的帮助。然而,投资者情绪很难被定量测度,因此无法直接验证这一新猜想,只能通过间接验证。具体需要验证如下关系:(1)不同基金的折价变动的同步性,(2)新基金上市的时间选择,(3)小公司的收益率变动和基金折价之间的关系。 结果发现每一个问题均与投资者情绪息息相关,间接说明了这一因素的重要性。首先,基金的折价都高度相关。尽管基金的投资组合不太相同,但由于散户是基金的主要投资者,因此他们的情绪变化会直拉影响各基金的折价,使得其走势大致趋同。其次,根据投资者情 绪假说,新的封闭式基金会择时上市,即选择在投资者情绪看好整个封闭式基金业之时上市。实证结果发现情况确是如此,许多新封闭式基金在现有封闭式基金的折价变小时才上市。最后,投资者情绪假说认为封闭式基金的折价应该与小公司股票的收益率呈反方向变动,原因是当投资者对基金未来的收益持乐观态度时,基金的折价就变低,而与此同时这种乐观情绪则表现在对小公司股票的强烈需求上,结果使得其收益率明显提高。李等人对规模投资组合的收益率、封闭式基金折价和市场指数收益率作了回归分析,发现当封闭式基金折价缩小时规模小的股票表现较好。 (二)国内研究 在我国,对封闭式基金折价之谜的研究尚处于起步阶段,据我们所知,迄今为止有三篇这方面的研究文献,分别是顾娟(2001)、汪光成(2001)和上海证券交易所研究报告(2002)。 顾娟(2001)对基金折价和基金未来业绩、基金风险、基金所持投资组合集中度之间的关系做了分析,并检验了各个基金折价之间的相关性。她得出的结果部分地显示了基金折价与基金基本面因素似乎关系不大,但是并没有进一步深入考察投资者情绪的解释作用。 汪光成(2001)对封闭式基金折价问题的相关文献做了一个非常全面的回顾,并简单地分析了我国封闭式基金折价的统计特征,最后提出了这一问题与基金市场的投资理念、投资者的“共同知识”、“投资者类型、基金披露信息和制度安排缺陷有关。然而,由于没有进行深入的定量分析来检验上述关系,因此它仅隶属一种推测而无法确定影响基金折价的真正因素。 上交所研究报告(2002)先使用横截面回归分析了各因素与基金折价率之间的关系,之后又使用E-GARCH方法分析了基金折价与流动性之间的关系。该研究所强调的是各个解释变量和基金折扣之间的相关关系,而并非每个变量的解释力的大小。从其横截面回归结果看,回归的决定系数仅为0.5,说明这些因素并不能完全解释基金折价。另外,E-GARCH分析也只是揭示了基金变现能力与折价之间存在负相关关系。显而易见,若想彻底解开我国封闭式基金折扣之谜,提出一个合理的解释,还需进行更深入的实证研究。 三、基金折价的动态特征 为了便于分析和讨论,本节简单总结和阐述我国基金折价的几个动态特征。 (一)数据和方法 本研究的数据来自深圳国泰安公司(GTA)的中国共同基金数据库。原始数据来源于封闭式基金发放的每周公报,然后由GTA数据库收集、计算。对每只基金的红利和除权已做出适当调整。 封闭式基金折价(DISCit)的计算以周进行,方法如下: 附图 其中,NA Vit=在t期末的基金i的每股NA V,SPit=在t期末的基金i的股票价格。 我们构建了一个折价指数来代表整个样本封闭式基金折价的状态,它是10只在1998年6月以前上市的封闭式基金折价的算术平均数。这样选择的目的是保证有足够的时间序列观察值。样本期是自1998年10月开始的首次周公报至2000年最后一次周公报。具体计算公式为:附图 (二)证据 图一是折价指数变化的动态曲径。此外,表一给出了折价指数变动的摘要统计数字,包括均值、中位数和标准差。 附图 图1折价指数变动情况(1999年10月-2000年12月) 表1折价指数摘要统计(1999年10月-2000年12月) 均值(%) 5.668956859 中位数(%)7.368 标准差(%)15.30079834 样本方差(%)234.1144299 峰度-0.624772872 偏斜度-0.659983747 极差(%)54.58366667 最小值(%)-30.47666667 最大值(%)24.107 如前所述,封闭式基金折价之谜不仅意味着封闭式基金折价的存在,而且也包括四个特征:基金股份先以高于资产净值的溢价交易,然后很快变成折价,并且大幅度波动,最后当封闭式基金清算或转为开放式时便缩小。图一和表一显示了封闭式基金折价在我国也存在,且动态特征与美国的极为相似:折价指数开始有30%的溢价,然后几乎单调上升到20%的折价。此外,折价指数的波动很大,其均值和中位数分别是5.67%和7.37%。折价的幅度和波动均显著高于美国的数值,说明折价现象在我国相当严重。(注:值得一提的是,由于在中国没有封闭式基金清算和转化为开放式基金的先例,我们不能检验第四个特征。)为了深入了解上述动态变化,我们进一步观察了每只基金的折价变动情况。表二展示了10只样本封闭式基金的下列数据:(1)上市的日期,(2)上市第一个月的溢价,(3)首次公布折价出现日期。如表所示,在10只封闭式基金中,除了上市较晚的景宏基金之外,其余9只基金都先以高于资产净值的溢价交易,然后在很短的时间内变成折价。另外,溢价与上市时间的早晚关系极大,上市越晚,起始的溢价就越低,变为折价所花的时间就越短。 表2封闭式基金折价的动态特征 基金首次交易日期首月溢价(%)首次折价公告日 开元04/07/9895.43%05/24/99 金泰04/07/98100.99%06/07/99 兴华05/04/9823.73%05/04/99 安信06/22/9850%05/07/99 裕阳07/30/9827.14%05/04/99 普惠01/27/99 6.67%05/10/99 同益04/21/99 2.23%05/17/99 泰和04/20/99 1.01%08/16/99 景宏05/18/99-0.33%05/18/99 汉盛05/18/990.53%05/07/99 四、折价的传统解释 为了解析上节中呈现的我国封闭式基金的折价现象,在本节中,我们先试图用传统理论来定量解释,主要考虑三大因素:代理成本、资本流动性和基金业绩。 (一)代理成本 表三给出了10只样本基金的管理费用占总净资产的比例。数据来自基金的年度资产负债表。在大多数情况下,管理费大约占净资产市值的0.2%,最高亦仅达0.31%,而折价指数的 均值为5.6%,波动范围为-30%到24%。很明显,与封闭式基金的折价相比,管理费用则要小得多,而且,对一个基金来说,它的管理费用在一年内是一个相对固定的数额,而折价则变动很大。 表3管理费用占总资产比例(%) 附图 表42000年样本基金折价幅度、代理成本、资产流动性和业绩表现附图 如果管理费用可以解释封闭式基金折价的话,那么在基金的管理开支和基金的折价间有就会存在正相关关系,即较高的管理费用将导致较大的折价。因此,我们用spearman排序相关关系作一个简单的测试。表四列出各基金的折价幅度、代理成本、资产流动性和业绩表现的统计数据,而表五则是相应的spearman排序相关关系检验结果。在表五中,10月样本基金的2000年每周折价的算术平均和其年管理费用占净资产比例之间的spearman排序相关系数是-0.267,对零相关的原假设的双尾检验P值是0.456,意味着管理费用和封闭式基金折价的正相关关系并不存在。因此,我们认为代理成本(管理费用)并不是中国封闭式基金折价的一个合理解释。 表52000年样本基金折价幅度、代理成本、资产流动性和业绩表现之间的Spearman排序相关系数 附图 (二)资产流动性 根据流动性解释,我们预期基金的折价和可流动的程度呈负相关关系。我们也用spearman排序相关来检验此关系。基金的流动性是用它们投资组合的集中程度来代表,即在基金的投资组合中具最大资产净值的10只股票的资产净值之和与基金的总资产净值的比例,使用的数据是2000年度的基金每周集中度的算术均值。从表五中可以看出,其spearman 排序相关系数是-0.467,而零相关的原假设的双尾检验P值则是0.17。这一结果同上小节的结果一样令人惊讶,基金折价和投资组合的集中度之间的相关关系为负数,与理论预期相反。然而,这个负相关关系在统计上并不显著。可见,用流动性这个概念无法解释封闭式基金为什么在上市初期的价格超过它的资产净值。因此,资产流动性也不能对我国封闭式基金折价给予合理的解释。 (三)基金业绩 从逻辑上讲,封闭式基金的业绩与其折价应该呈负相关关系。如果投资者认为基金管理者能够获得高于平均水平的利润的话,他便会乐意以高于资产净值的价格买基金股份,反之亦然。在表五中,我们计算了10只样本基金的折价和基金绩效之间的相关系数。这一基金绩效是以一个双因素模型(包括风险和规模两个因素)为基准计算得出的。令人惊讶的是, spearman排序相关系数仅为0.152,零相关的原假设的双尾检验P值也只有0.676,意味着这两个变量间的相关关系为正,但在统计上并不显著。因而,基金业绩同样不能解释我国的封闭式基金折价。 至于税收的解释,因为我国并没有直接征收资本利得税,所以无法进行实证检验。颇为有趣的是,管理费用和10只基金的集中程度之间的spearman排序相关系数为0.615,零相关的原假设的双尾检验P值为0.058,说明此正相关关系在10%的置信水平上统计显著。另外,管理费用和基金业绩显示了极强的正相关关系,spearman排序相关关系是0.69,对应的零相关的原假设的双尾检验P值是0.0027。这一结果给我们提供了基金为何收取高额管理费用的直接证据。 最后,我们将三个因素放在一起,用横截面回归方法进行分析,结果收录在表六中。纵 观表六,回归结果一目了然,三个因素的回归系数无一在统计上显著,说明它们均不能解释基金折价现象。 表6传统解释的横截面回归检验结果(注:本横截面回归样本为18只基金(开元、安信、裕阳、新华、普惠、同益、景宏、泰和、汉盛、裕隆、安顺、天元、景博、景阳、裕元、同盛、金鑫)。回归因变量为各基金2000年内周折价率算术平均数;回归自变量分别是各基金2000年(1)持股集中度、(2)基金绩效、(3)管理费用占总资产比重、(4)基金总资产。)附图 五、投资者情绪假说 前面的讨论说明传统理论无法解释中国的封闭式基金折价。回顾传统解释,其基石为封闭式基金的风险乃由一些基金的基本因素所导致。然而,众多有关市场有效性的实证研究都指出,仅考虑基本因素还远远不够,因为它忽略了也许是最重要的因素,即投资者情绪,此乃行为金融学研究的中心所在。对基金来讲,我们完全有理由相信,投资者的情绪非同小可,它在很大程度上影响和导致了折价。 为找到支持投资者情绪假设的间接证据,我们将检验:(1)不同基金折价变动的同步性, (2)新基金上市时间的选择,(3)封闭式基金折价和不同规模的股票收益率之间的关系。 (一)不同封闭式基金折价变动的同步性 一般来讲,封闭式基金相互的投资风险不同,这样他们持有的投资组合的组成便不同,因此相应地封闭式基金相互间基本层面不同。由于传统解释认为封闭式基金的折价由投资组合的风险带来,那么如果不存在投资者情绪对基金折价的影响的话,其变动应该不同。相反,如果不同的基金的折价变动呈正相关的话,那么便可以说明投资者情绪是基金折价的主要推动力。 表七给出了组成折价指数的10只样本基金之间以及指数本身的Pearson相关系数。可以非常清楚地看到各只基金的折价之间是高度相关的,且所有的相关系数都为正数,其算术平均数高达0.92,连最低的相关系数亦有0.68,其相关系数标准差为0.07。所有的零相关的双尾检验的P值都是零,说明正相关关系统计十分显著。 表7折价指数与基金(为指数组成基金)折价间Pearson相关系数(1999年10月—2000年12月) 附图 a此表显示的是1999年10月到2000年12月间折价指数和构成此指数的十只基金的折价之间的相关系数,对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0(未列于表中),表明所有相关系数都显著不等于0。 进一步寻找证据,我们计算了折价指数于1999年下半年之后上市的10家封闭式基金之间的相关系数,检验的时期从1999年12月到2000年12月。表八列出了这10家基金的折价和折价指数之间的pearson相关系数。在基金和折价指数间的相关系数仍然很大,所有的零相关的双尾检验的P值都是零。相关系数的均值是0.945,而最低的相关系数是0.87,标准差是0.03。 表8折价指数与基金(非指数组成基金)折价间Pearson相关系数α(1999年12月—2000年12月) 附图 a此表显示的是1999年12月到2000年12月间折价指数和此指数之外的十只基金的折价之间的相关系数,对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0(未列于表中),表明所有相关系数都显著不等于0。 概而论之,表七和表八都显示不同封闭式基金的折价同方向变动,支持了不同基金的折价是由相同的投资者情绪所驱动的假设。此外,各只基金的折价的高度相关显示折价指数的