基于收益率與風險視角的開放式基金投資者行為研究

黃育蓉， 王蘇生

(哈爾濱工業(yè)大學深圳研究生院 管理學院，廣東 深圳 518055)

●經(jīng)濟與管理

基于收益率與風險視角的開放式基金投資者行為研究

黃育蓉， 王蘇生

(哈爾濱工業(yè)大學深圳研究生院 管理學院，廣東 深圳 518055)

基金投資者選擇行為是否理性對基金經(jīng)理人策略的執(zhí)行與基金市場的穩(wěn)健發(fā)展具有舉足輕重的作用。本文發(fā)現(xiàn)基金投資者的申購和贖回行為與基金收益率成正相關關系，并且兩者之間存在非線性關系?；鹗找媛什]有剔除基金風險的影響，通過構建基金資產(chǎn)組合的系統(tǒng)性風險因子與特質性風險因子，發(fā)現(xiàn)基金投資者對基金風險并不敏感，為經(jīng)理人的冒險行為帶來激勵效應。通過構建基金凈申購和凈贖回資產(chǎn)組合，發(fā)現(xiàn)基金凈贖回組合的風險調整收益率要高于凈申購組合，總體而言，基金投資者行為并沒有為自己帶來更好的投資回報。

申購率； 贖回率； 系統(tǒng)性風險； 特質性風險； 資產(chǎn)組合

目前，我國基金經(jīng)理人的計薪方式主要按照基金資產(chǎn)規(guī)模的百分比來計算，經(jīng)理人在個人報酬收入最大化的激勵下，將主動調整投資管理策略以及資產(chǎn)組合的風險以實現(xiàn)基金規(guī)模的增長(Elton，Gruber和Blake，2003；Golec和Starks，2004；Huang，Hu和Kang，2005；Cucurachi，Concetta和Danilo，2015；Buchner和Wagner，2017)。[1-5]國內學者王明好、陳忠和蔡曉鈺(2004)，劉穎和曹國華(2008)，趙峰和李珍(2011)也對基金經(jīng)理人的自利性風險調整行為進行深入研究，發(fā)現(xiàn)出于自利性質的風險調整行為將損害投資利益。[6-8]因為，由此導致的基金經(jīng)理人道德風險以及投資管理的不當行為對基金業(yè)績的影響往往是負面的(曹興，秦耀華，2013；滕莉莉，宋光輝，2013；王良，賈宇潔和馮濤，2015)。[9-11]宋加山，常青和王利宏等(2015)構造了彼此競爭的基金經(jīng)理人理論模型，分析了在相對業(yè)績激勵契約下其投資行為的特征。結果表明：基金經(jīng)理人相對業(yè)績激勵契約在一定條件下會造成投資決策的扭曲，不僅會造成“羊群效應”，在某些時候還會促成非常規(guī)的冒險投資決策[12]。因而，基金投資者申購和贖回行為對基金業(yè)績及基金經(jīng)理人的投資策略具有不可忽視的影響：一方面，理性的基金投資者的申購和贖回行為能對基金起到“優(yōu)勝劣汰”的作用；另一方面，非理性的基金投資者的申購和贖回行為則會對基金業(yè)績帶來負面的影響，如基金投資者行為中存在的“處置效應”，在基金獲得一定收益后立即贖回，將給基金經(jīng)理人帶來流動性約束，影響原有的投資策略的實施。國外學者研究基金業(yè)績——資金流關系時發(fā)現(xiàn)兩者之間存在顯著為正的相關關系，如Gruber(1996)等發(fā)現(xiàn)業(yè)績越好，基金規(guī)模越大，經(jīng)理人報酬收入越高。[13]但是，我國學者對基金業(yè)績——資金關系的研究通常使用贖回率和申購率來分析資金流與歷史業(yè)績的關系，很多結論與國外得到的結論相反，劉志遠和姚頤(2004)研究表明我國基金業(yè)績與贖回率之間存在正相關關系，基金業(yè)績提高反而會帶來更多的資金流出。[14]肖奎喜(2007)和馮金余(2009)發(fā)現(xiàn)基金申購與基金歷史業(yè)績?yōu)檎嚓P關系，但是基金贖回、凈贖回與基金業(yè)績也為正相關關系，存在“異常贖回”現(xiàn)象。[15，16]因而，結果與國外結論相反。而對于基金業(yè)績——資金流關系的研究，Brown，Harlow和Starks(1996)及Chevalier和Ellison(1997)認為基金業(yè)績——資金流關系為非線性和凸形，且為這種關系具有明顯的非對稱性。[17，18]基金投資者并不會簡單隨著業(yè)績的增加(減少)而增加(減少)申購基金份額。Basak和Pavlova(2006)以動態(tài)資產(chǎn)組合選擇模型來考察基金業(yè)績——資金流之間關系的變化對基金經(jīng)理人風險選擇的影響，發(fā)現(xiàn)業(yè)績——資金流之間存在的凸性關系將促使基金經(jīng)理人產(chǎn)生為超越基準收益而提高基金風險水平的動機，這種冒險動機將會促使基金經(jīng)理人增加或者減少資產(chǎn)組合風險水平。[19]我國學者也采用資金凈流入來研究基金業(yè)績——資金流關系的變化，并分析基金投資者的選擇行為是否具有“優(yōu)勝劣汰”的效果，陸蓉，陳百助，徐龍炳等(2007)使用資金凈流入來研究開放式基金資金流—業(yè)績關系，結論表明資金流——業(yè)績關系為負相關且為凹形，與發(fā)達國家的情況不同，基金投資者的選擇行為并沒有起到“優(yōu)勝劣汰”的作用，業(yè)績優(yōu)秀的基金往往面臨了較大的贖回壓力，而業(yè)績差的基金反而沒有這方面的壓力。[20]

因而，基金投資者申購和贖回行為對基金經(jīng)理人的投資行為產(chǎn)生較大的影響。基金投資者在做出申購和贖回選擇時最關注的就是基金可能帶來的收益與風險，本文將從這兩個角度出發(fā)研究基金投資者對基金業(yè)績的反應和對基金風險的態(tài)度。如基金投資者對資產(chǎn)組合的風險變化較為敏感，基金經(jīng)理人在選擇投資策略時將會對資產(chǎn)組合中風險水平進行主動調控，在追求收益最大化的同時盡可能控制風險。而當基金投資對風險的態(tài)度表現(xiàn)為不敏感時，將對基金經(jīng)理人的冒險行為形成一定的激勵，也會損害基金投資者的利益。

一、基金投資者對基金凈收益率的敏感度分析

很多文獻都對基金投資的申購和贖回行為與基金業(yè)績之間的關系進行了深入研究，如陸蓉等是采用基金凈申購率進行分析，而肖峻和石勁(2011)等則采用基金風險調整收益率對基金業(yè)績—資金流關系進行研究，但是都沒有對這種關系背后的原因以及基金投資者對基金風險的反應進行深入分析。

(一)模型的構建

如果基金投資者隨著基金業(yè)績的提高而增加對基金的申購份額，將直接激勵經(jīng)理人以自己的能力盡最大努力實現(xiàn)基金收益率的提高，這與基金投資者的利益一致。但是，如果基金業(yè)績的提高將帶來更多的基金投資者贖回，即出現(xiàn)“處置效應”時，基金經(jīng)理人的投資管理目標將發(fā)生改變，經(jīng)理人將會以實現(xiàn)資金凈流入最大化為自己投資管理的目標。另外，基金投資者往往直接面對的是基金的凈收益率而不是基金的風險調整收益率，基金的凈值收益率是沒有考慮基金風險的情況下的收益率，其中還包括了基金承擔相應的系統(tǒng)性風險而帶來的風險溢價，因而對基金業(yè)績的評價應以風險調整收益率作為評價基礎。而作為占投資者比重最大的個體投資者在不具備專業(yè)知識的前提下，有可能會對基金業(yè)績與基金的凈值收益之間做出不同的反映，這會對基金經(jīng)理人的投資策略帶來不同的影響。本文將分別檢驗基金投資者的申購和贖回行為對基金凈收益的反映。

+dependi,t-1+contolsit-1+εi,t

(1)

(二)變量設計

本文在研究中使用的是月度數(shù)據(jù)進行分析，本文主要變量包括：基金收益率(returni,t)，基金收益率波動率(stdi,t)，基金規(guī)模lnTNA，基金單位凈值(Pi,t)，基金分紅頻率(Dividendi,(t-4,t-1))，基金成立時間(lnAGEi,t)。

模型回歸的被解釋變量包括：基金申購率inflowi,t、贖回率outflowi,t和基金凈申購率netflowi,t。由于國內基金往往不會公布關于基金每期資金流入和流程的具體數(shù)據(jù)，本文則參照國內學者的做法，如劉志遠和姚頤(2004)等的方法，以基金份額作為基礎計算申購或者贖回率。另外，由于中國對開放式基金的數(shù)據(jù)的公布頻率為季度，因而只能根據(jù)基金的季度資產(chǎn)凈值估算出基金的季度資金凈流入，并根據(jù)基金季度資金凈流入計算得到月資金凈流入?；鸬馁Y金凈流入的計算方法見式(2)：

(2)

上式中fi,t為基金i在第t期的資金凈流入，TNAi,t+1表示基金i在第t+1期末的凈資產(chǎn)總值，ri,t為基金i在第t期的原始收益率。另外，由于無法直接獲得關于基金每期流入資金與流出資金，只能從基金網(wǎng)站獲得基金季度申購份額和贖回份額的數(shù)量。因而，通過基金季度申購總份額與上個季末基金總份額之比作為基金季度總流入變量，并以基金季度贖回總份額與基金上個季末的總份額之比作為基金季度資金總流出，見式(3)和式(4)：

(3)

(4)

inflowi,t和outflowi,t分別表示基金i在第t期的資金流入和資金流出，subscriptionsharei,t和redemptionsharei,t分別為基金i在第t期中申購總份額及贖回總份額，totalsharei,t-1為基金i在第t-1期的總份額。

(三)變量描述性統(tǒng)計分析

表1給出了模型回歸使用的主要變量的統(tǒng)計性描述。

表1 樣本數(shù)據(jù)描述

變量名稱均值中位數(shù)最大值最小值標準差偏度季度收益率(%)31019114064061-37320130200840凈資產(chǎn)總值(百萬)36019248201510592580成立時間(年)6791650113272300026020406月度收益率(%)094212123431-284206611-0157收益率標準差14363182645127300328237-0375分紅次數(shù)067208432300000001628-0126單位凈值11351063413475025407531463凈流入0038-005643790-0733096018980申購率04180065826070212222818736贖回率03870160745540003143627590

表1顯示基金凈資產(chǎn)總值均值約為3.6億元，而中位數(shù)為1.92億元，均值要比中位數(shù)大很多，因而部分樣本基金中的資產(chǎn)規(guī)模差距較大。基金的成立時間平均約為6.8年，最小值為選擇的3年。另外，基金季度收益率約為3.1%，標準差為13.02，比月度收益率的標準差要大一倍?；鸬膬袅魅肫骄鶠檎?，約為0.038，意味著基金總體規(guī)模在不斷擴大，但是中位數(shù)為負數(shù)，約為-0.056，意味著在基金總體規(guī)模擴大的同時，很多基金規(guī)模也在縮小。資金流入變量與流出變量的均值分布為0.418和0.387，兩者均值差別不大，且兩者的標準差都很大，分別為18.73%和27.59%，因而基金投資者的申購和贖回份額波動很大。

(四)實證檢驗分析

首先，對模型的相關變量進行單位根檢驗，沒有發(fā)現(xiàn)變量中存在單位根，各變量均為平穩(wěn)序列。Hausman檢驗結果顯示應該使用隨機效應面板模型。模型回歸的結果顯示在表2中，表中列出了以基金資金流入和資金流出為被解釋變量的模型回歸系數(shù)以及相應的系數(shù)標準差。

表2 對基金申購和贖回的面板數(shù)據(jù)回歸結果

申購模型贖回模型變量名系數(shù)系數(shù)intercept33871958(0296)(0189)lnTNA(t-1)-0661-0477(0014)(0009)ln(AGE(t-1))00050016(0023)(0014)return(t-1)15330912(0235)(0147)Return2(t-1)6228-0477(1053)(0659)Divdendi，t07630575(0122)(0103)Pi，t12130113(0028)(0243)depend(t-1)01210260(0010)(0010)std(t-1)02320028(0053)(0033)R?squared00900140S．Eoftheregression20821350

注：***說明在1%顯著性水平顯著，**說明變量在5%顯著性水平顯著，*說明變量在10%顯著性水平顯著。括號內數(shù)值為對應的系數(shù)標準差。

從表2的結果來看，基金凈收益率的系數(shù)都在1%置信水平上顯著，且系數(shù)都為正，即隨著基金凈值收益率的提高基金投資者在下一期傾向于增加申購基金份額，同時投資者的贖回份額也會相應的增加，基金投資者的申購和贖回行為對基金的凈收益變化都表現(xiàn)十分敏感?；鹜顿Y者的申購和贖回行為都表現(xiàn)為“業(yè)績追逐”。而基金的凈收益率并沒有剔除基金系統(tǒng)性風險的影響，基金投資者對基金凈收益率的追逐將對基金經(jīng)理人的“冒險行為”帶來一定的激勵，即基金經(jīng)理人在獲悉基金投資者最為關心為基金凈值收益率時，會產(chǎn)生不顧風險的冒險行為。同時，經(jīng)理人也有可能為了實現(xiàn)基金規(guī)模最大化而調整基金資產(chǎn)組合的風險水平。每個模型對應的解釋變量的滯后一期在模型中的影響都為正，且非常顯著，意味著基金投資者的申購和贖回行為表現(xiàn)出一定的持續(xù)性?；鸬哪挲g對基金申購和贖回行為的影響都為正，成立時間越長，基金投資者越傾向于申購和贖回該基金份額，而基金資產(chǎn)規(guī)模的變量的參數(shù)都為負值，且在1%置信水平上為顯著，規(guī)模越大的基金，基金投資者申購或者贖回行為都較為謹慎。同時，在兩個模型中基金收益率波動率的參數(shù)都顯著為正，這意味著基金投資者的申購行為對基金波動率的風險認識不夠，但是贖回模型的結果也表明基金投資者是風險厭惡的，傾向于贖回上一期收益率波動較大的基金。

二、基金投資者對基金風險的敏感度分析

(一)基金風險變量的構建

基金資產(chǎn)組合總風險由系統(tǒng)性風險以及特質性風險組成。系統(tǒng)性風險是基金經(jīng)理人無法通過分散化投資策略進行消除的風險，基金特質性風險則與具體投資對象有關的，通過分散化投資策略可以完全消除?；鹣到y(tǒng)性風險根據(jù)基金業(yè)績評價模型中估計的β值來計算，見式(5)：

Ri,t-rft=αi+βiRmt-rft+εit

(5)

Ri,t為基金i在第t月的收益率，rft為基金的月度無風險收益率，月度無風險利率用一年期定期存款利率計算得到月度無風險收益率，Rmt為第t月的市場收益率，Rmt-rft表示市場溢價，αi為風險調整收益率，εit為模型回歸得到的殘差。當β=1時，該基金資產(chǎn)組合與市場組合完全一致，而當其不等于1時，偏離市場組合的幅度為該基金承擔的系統(tǒng)性風險的大小。β值越大，資產(chǎn)組合的系統(tǒng)性風險就越高，投資者可獲得的風險補償就越高。首先，通過對上述模型采用滾動回歸的方法，以12個月為移動窗口，1個月為移動步長，估計得到相應的β值，基金i在時間t的系統(tǒng)性風險的大小通過式(6)來計算得到：

systemi,t=βi,t-1

(6)

基金資產(chǎn)組合的特質性風險主要是反映基金偏離與市場基準的偏離程度，這種偏離程度可以通過基金業(yè)績評價模型的殘差來估計，殘差為剔除基金承擔系統(tǒng)性風險而帶來的風險補償收益后剩下的部分，而這部分即為基金的特質性風險引起的。基金的特質性風險是通過基金業(yè)績評價模型回歸中得到的殘差的移動標準差來計算?；鸬奶刭|性風險的具體計算方法見式(7)：

(7)

(二)基金風險變量的描述性統(tǒng)計分析

表3 基金風險變量描述性統(tǒng)計

變量名稱樣本數(shù)均值中值最大值最小值標準差偏度峰度系統(tǒng)性風險519-0261-024623535-13559030075001041825特質性風險5190000001667415-24177338700939936

表3列出了關于基金資產(chǎn)組的系統(tǒng)性風險和特質性風險的基本統(tǒng)計量，系統(tǒng)性風險均值為負值，約為-0.26，表明樣本基金整體上β值小于1，基金總體上系統(tǒng)性風險和收益都要小于市場基準。系統(tǒng)性風險的最大值約為23.5，這表明樣本中存在基金的系統(tǒng)性風險比市場基準要高出23倍以上。另外，最小值約為-13.6，遠遠低于市場基準。因而，樣本基金中資產(chǎn)組合的系統(tǒng)風險差距較大。特征性風險越高表示基金資產(chǎn)組合偏離市場基準幅度越大，風險也越高。整體上，基金特質性風險的均值約為0，中位數(shù)為0.016，在平均水平基金資產(chǎn)組合不包含特質性風險。但是，其最大值達到67.4，最小值為-24.18，極端值差距較大，因而樣本標準差也較大，達3.4左右。系統(tǒng)性風險與特質性風險兩個變量的偏度和峰度表明兩個變量并不滿足正態(tài)分布，因而，本文以兩者的對數(shù)值加入模型中進行回歸分析。

(三)實證檢驗分析

在上述模型的基礎上將基金系統(tǒng)性風險與特征性風險作為控制變量加入到模型中。對兩個風險變量的對數(shù)值進行單位根ADF檢驗，并沒有發(fā)現(xiàn)單位根，另外，由于已經(jīng)將基金風險的兩個變量加入到模型中，則將原來的收益率波動率剔除，回歸結果顯示在表4中。

表4 基金投資者申購、贖回行為與基金風險關系回歸結果

變量名稱netflowi，tinflowi，toutflowi，tintercept341833881762(-0301)(-0231)(-0192)lnTNA(t-1)-0153-0153-0076(-0014)(-0014)-0009lnAGE(t-1)001200050015(-0023)(-0053)(-0014)return(t-1)142512390884(-0227)(-0227)(-0141)return(t-1)52816870-0241(-0999)(-0999)(-0619)p(t-1)089817490422(-0183)-0183-0114Dividend(t-1)057306430109(-018)(-018)(-0113)depend(t-1)013201100240(-001)(-001)(-001)Idiosyncraticrisk(t-1)00210005-0002(-0031)(-001)(-0006)systemrisk(t-1)00150005-007(-0243)(-0191)(-0157)r?squared012100910139S．Eoftheregression132610031201

注：***說明在1%顯著性水平顯著，**說明變量在5%顯著性水平顯著，*說明變量在10%顯著性水平顯著。括號內數(shù)值為對應的系數(shù)標準差。

從表4顯示的回歸結果可見，系統(tǒng)性風險與特質性風險的參數(shù)在三個模型中都為正，但是都不顯著，因而基金投資者的申購和贖回行為對基金資產(chǎn)組合的特質性風險和系統(tǒng)性風險不敏感，意味著基金投資者在做出買入和賣出決策時，并不會對基金資產(chǎn)組合的系統(tǒng)性風險和特質性風險做出特別的反應。在這種情況下，一方面，基金經(jīng)理人意識到基金投資者對基金中的風險不敏感，在資產(chǎn)管理中，可能為實現(xiàn)基金規(guī)模的最大化而做出冒險行為，甚至不惜犧牲基金投資者的收益；另一方面，基金投資者對基金的系統(tǒng)性風險水平也不敏感，那么基金投資者在評價經(jīng)理人的業(yè)績時，可能不會剔除因為承擔系統(tǒng)性風險帶來的風險補償，而基金的風險補償并不能真實反映基金經(jīng)理人的真實能力水平。

三、基金投資者收益分析

(一)基金資產(chǎn)組合的構建

基金投資者的申購和贖回行為對基金收益率和基金風險的反應特征并未形成對基金經(jīng)理人能力發(fā)揮的有效激勵，那么基金投資者整體上的收益將受到如何的影響呢？本文構建6個不同的基金組合。第一個基金資產(chǎn)組合是以基金平均加權收益構建，將式(8)：

(8)

第二個基金資產(chǎn)組合是通過將樣本基金以基金資產(chǎn)總值為權重計算得到，如式(9)，并通過式(10)計算得到：

(9)

(10)

第三個基金組合是以基金凈流入占樣本基金凈流入比作為權重計算得到組合，權重計算方法見式(11)。

(11)

式(4-9)中NCFi,t-1為基金i在時間t-1的資金凈流入，可能為正，也可能為負值。因而，本文將樣本基金中正凈流入與凈流出的基金進行區(qū)分，分為正凈流入樣本和凈流出樣本，然后根據(jù)式(4-9)計算正凈流入基金的權重比例和凈流出基金的權重比例。

(二)基金資產(chǎn)組合的業(yè)績

為了比較基金投資者買入和賣出行為獲得的超額收益率的情況，需要計算6個資產(chǎn)組合的風險調整收益率，研究采用了CAPM模型以及Carhart四因子模型來估計基金資產(chǎn)組合的風險調整收益率，兩個模型的結果一致，因而，本節(jié)只列出了Carhart四因子模型的結果，結果顯示在表5中。從全樣本來看，當平均加權和以基金凈資產(chǎn)總額比例為權重計算的基金組合風險調整收益率為正每月0.006。當以資產(chǎn)總額加權時，凈流入為正和為負的資產(chǎn)組合的風險調整收益率與平均加權組合也相同，基金規(guī)模并不會影響基金組合的收益。但是當以凈流入比例加權得到的基金組合，正流入組合的風險調整收益為負，約為-0.001，統(tǒng)計上不顯著，負流入基金組合的超額收益顯著為正，約為0.006。

牛市中平均加權組合與凈資產(chǎn)總值加權組合的風險調整收益率都顯著為正，約為0.006，與全樣本一致。以凈流入加權的資產(chǎn)組合中，凈流入為正的資產(chǎn)組合的風險調整收益要低于凈流入為負的資產(chǎn)組合，但是兩者都不顯著。在熊市中的情況與牛市也一致。因而，從整體上看，大多數(shù)基金投資者選擇贖回的基金往往能獲得更好的風險調整收益率。

表5 基金組合的業(yè)績評價模型回歸結果

PanelA全樣本a1-rfa2-rfa3-rfa4-rfa5-rfa6-rfalpha0006000600060006-00010006(0002)(0002)(0002)(0002)(0003)(0002)MKT071107350735070604590631(0019)(0019)(0019)(0023)(0037)(0032)SMB-0066-0107-0107-0102-0048-0176(0035)(0034)(0034)(0041)(0066)(0057)HML-0252-0248-0248-0226-0418-0048(0053)(0052)(0052)(0062)(0100)(0088)

續(xù)表

UMD003900220022003300090004(0027)(0026)(0026)(0031)(0050)(0044)AdjustedR?squared091409210921088505530759PanelB牛市情況alpha000600060006000600020006(0003)(0003)(0003)(0003)(0006)(0004)MKT073007510751074004080690(0039)(0037)(0037)(0038)(0074)(0053)HML-0265-0271-0271-0239-0427-0182(0078)(0073)(0073)(0075)(0148)(0107)SMB-0073-0130-0130-0099-0121-0125(0047)(0044)(0044)(0045)(0089)(0064)UMD0001-0023-0023-0029-0014-0021(0035)(0032)(0032)(0033)(0065)(0047)AdjustedR?squared085408760876086703170738PanelC熊市情況alpha0004000400040004-00020003(0002)(0002)(0002)(0003)(0004)(0004)MKT067707050705065204950561(0024)(0025)(0025)(0033)(0047)(0047)SMB-0041-0037-0037-00920146-0269(0053)(0054)(0054)(0072)(0104)(0105)HML-0193-0146-0146-0152-02570129(0074)(0076)(0076)(0101)(0146)(0147)UMD018802030203027201190166(0049)(0050)(0050)(0067)(0096)(0097)AdjustedR?squared093009310931087306540704

注：***說明在1%顯著性水平顯著，**說明變量在5%顯著性水平顯著，*說明變量在10%顯著性水平顯著。括號內數(shù)值為對應的系數(shù)標準差。

四、小結

本文構建了基金申購率、贖回率變量，通過面板數(shù)據(jù)回歸控制了基金成立時間、基金單位凈值、基金分紅次數(shù)、基金收益波動率以及基金規(guī)模等，分析投資者申購和贖回行為對基金凈值收益率的反應。發(fā)現(xiàn)申購行為與贖回行為對基金的凈值收益率非常敏感，并且都為正相關關系。結果表明，基金凈值收益率增長，基金投資者將會增加基金申購份額，投資者往往認為基金上一期的凈值收益率能更好體現(xiàn)基金經(jīng)理人的能力。同時，基金收益率與贖回率也表現(xiàn)為正相關關系，因而存在“處置效應”。

本文將基金資產(chǎn)組合的風險分為系統(tǒng)性風險與特質性風險，分析基金申購和贖回行為與基金系統(tǒng)性風險和特質性風險之間的關系。采用CAPM模型的滾動回歸得到的貝塔值來計算基金的系統(tǒng)性風險變量，并且以模型回歸得到的殘差值的移動平均數(shù)來度量基金資產(chǎn)組合的特質性風險。將兩個風險變量加入模型中進行回歸發(fā)現(xiàn)，投資者的申購和贖回行為對系統(tǒng)性風險與特質性風險并敏感。結果表明，基金投資者并不關注基金風險變化，這將激勵基金經(jīng)理人產(chǎn)生“冒險行為”，也驅使基金經(jīng)理人為實現(xiàn)自身收益最大化而主動調整基金風險水平，可能會導致基金投資者利益受損。

為了分析基金投資者的收益率的變化，本文以不同的權重構建了6組資產(chǎn)組合。從基金資產(chǎn)組合的原始收益率來看，基金凈流入為正的資產(chǎn)組合的平均收益率要高于凈流入為負的資產(chǎn)組合的收益率。當將樣本劃分為牛熊市時，牛市中各資產(chǎn)組合的平均收益率要高于熊市中的平均收益。但是，在牛市中，凈流入為正的資產(chǎn)組合的平均收益率都要低于凈流入為負的資產(chǎn)組合。同時，本文采用Carhart四因子模型估計各資產(chǎn)組的風險調整收益率，發(fā)現(xiàn)凈流入為正的資產(chǎn)組合的風險調整收益率要低于凈流入為負的資產(chǎn)組合。并且在牛市中和熊市中，情況也一致。結果表示，大部分投資者的選擇行為并沒有為自己帶來更高的風險調整收益率。

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(責任編輯：王 荻)

ResearchontheBehaviorsofInvestorsfromthePerspectiveofReturnandRiskofMutualFunds

HUANG Yu-rong, WANG Su-sheng

(Management Department, Harbin Institute of Technology Shenzhen Graduate School, Shenzhen 518055, China)

Whether investors are rational is important for the managers′ strategies and the stable development of mutual fund industry. The paper discovers that the redemption and subscription ratio is positively related to the fund returns, and the relationship is nonlinear. The returns of funds are not isolated from the impact of risk, and the paper constructs the variables of systematic risk and idiosyncratic risk for all funds. The results indicate that investors are insensitive to the risk of fund portfolio, which will incent the managers to take on excessive risk. By computing the net inflow and net outflow portfolios, the paper finds out that the risk-adjusted returns of net outflow portfolio can gain higher performance than that of net inflow portfolio. Therefore, overall, the choices of investors do not generate higher return.

subscription ratio; redemption ratio; systematic risk; idiosyncratic risk; portfolio

F830.9

A

1008-2603(2017)05-0066-08

2017-06-14

廣東省自然科學基金“廣東省發(fā)展低碳技術的融資機制創(chuàng)新”(10151805707000001)。

黃育蓉，女，哈爾濱工業(yè)大學深圳研究生院博士研究生，研究方向：證券投資基金；王蘇生， 男，哈爾濱工業(yè)大學深圳研究生院城市規(guī)劃與管理學院教授，博士生導師， 深圳市公共管理學會會長， 研究方向：金融工程、投資管理。