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    基金被動調(diào)倉引發(fā)了風(fēng)格漂移嗎?
    ——兼論基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

    2023-03-12 11:49:02倪中新巫景飛
    財經(jīng)研究 2023年3期
    關(guān)鍵詞:季報測度被動

    倪中新,王 嬌,巫景飛

    (1.上海大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,上海 200444;2.上海大學(xué) 金融信息研究中心,上海 200444)

    一、引言

    近年來,公募基金成為居民多元化投資的重要工具,但基金風(fēng)格漂移現(xiàn)象卻普遍存在(Cooper 等,2005;Cao 等,2017)。不少研究表明,風(fēng)格漂移沒有帶來良好的收益表現(xiàn)(Brown 和Harlow,2005;Wermers,2012;Chua 和Tam,2020),甚至長期將阻礙基金市場的健康發(fā)展(許林和汪亞楠,2019)?;痫L(fēng)格漂移是基金經(jīng)理投資管理行為的重要體現(xiàn)?,F(xiàn)有研究圍繞基金特征、基金經(jīng)理個人特征和外部環(huán)境等方面,對基金風(fēng)格漂移開展了廣泛的經(jīng)驗研究(Ferson 和Schadt,1996;Annaert 和Campenhout,2007;郭文偉等,2010;孟慶斌等,2015;寇宗來等,2020)。有學(xué)者在探討美國共同基金風(fēng)格漂移現(xiàn)象時考慮了基金被動調(diào)倉這一因素,但結(jié)果表明基金風(fēng)格漂移不受被動調(diào)倉的影響(Ammann 等,2020)。由于基金投資者的申贖行為,基金經(jīng)理被迫調(diào)倉對原有投資決策執(zhí)行所造成的影響不容忽視,但目前國內(nèi)關(guān)于基金被動調(diào)倉是否引發(fā)基金風(fēng)格漂移缺少充足的證據(jù)。我國權(quán)益市場與美國市場在交易制度、投資工具和投資者結(jié)構(gòu)等方面存在明顯差異,Ammann 等(2020)的研究結(jié)果在我國公募基金市場上未必成立?;鸨粍诱{(diào)倉是否引發(fā)基金風(fēng)格漂移在國內(nèi)是一個值得深入探討的話題。此外,關(guān)于基金季報披露質(zhì)量的重要性也缺少足夠的經(jīng)驗證據(jù)。因此,深入探討基金被動調(diào)倉、基金風(fēng)格漂移與基金季報披露質(zhì)量的內(nèi)在關(guān)系尤為必要。這對于理解基金風(fēng)格漂移現(xiàn)象、助力公募基金行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

    基金風(fēng)格漂移這個話題在學(xué)界一直備受關(guān)注,關(guān)于風(fēng)格漂移的測度、檢驗和影響因素的研究不在少數(shù)。基金風(fēng)格漂移的測度是探討相關(guān)問題的基礎(chǔ),目前主要有定性和定量兩類方法,定性方法是比較基金的名義投資風(fēng)格與實際投資風(fēng)格是否一致(許林和汪亞楠,2019),定量方法是計算基金風(fēng)格隨時間變化的波動率。定量測度方法由Sharpe(1992)首先提出,之后學(xué)者不斷改進測度方法。Idzorek 和Bertsch(2004)提出的風(fēng)格漂移得分(SDS)模型是風(fēng)格漂移量化指標的代表性成果,隨后Bar 等(2005)改進了Idzorek 和Bertsch(2004)的方法,采用四因子模型回歸系數(shù)的平均標準差來度量風(fēng)格漂移程度。他們提出的測度方法可以反映基金在某段時間內(nèi)的風(fēng)格變化及整體風(fēng)格波動程度,被國內(nèi)外學(xué)者廣泛采用。

    關(guān)于基金風(fēng)格漂移的影響因素,國內(nèi)外文獻主要關(guān)注了基金經(jīng)理個人特征、基金特征和外部環(huán)境等(Ferson 和Schadt,1996;Annaert 和Campenhour,2007;郭文偉等,2010;孟慶斌等,2015;寇宗來等,2020)。Ammann 等(2020)以美國共同基金為研究對象,在探究基金風(fēng)格漂移對基金未來業(yè)績的影響時,考慮了基金投資者的申贖行為所引致的基金被動調(diào)倉因素。綜合現(xiàn)有文獻,基金被動調(diào)倉這一研究視角比較新穎,但國內(nèi)關(guān)于基金被動調(diào)倉是否引發(fā)基金風(fēng)格漂移缺少充足的證據(jù),也較少考慮基金季報披露質(zhì)量可能發(fā)揮的重要作用?,F(xiàn)有研究對企業(yè)年報、社會責(zé)任報告、董事長致辭、戰(zhàn)略合作協(xié)議等文本信息的披露質(zhì)量進行了評價(張秀敏等,2021),通常以可讀性作為信息披露質(zhì)量的代理變量(王克敏等,2018),但尚未有學(xué)者針對基金季報的文本內(nèi)容進行評價并展開研究。

    本文以我國開放式主動權(quán)益基金為研究對象,從基金被動調(diào)倉的視角考察了基金風(fēng)格漂移的成因。對于基金被動調(diào)倉的測度,Ammann 等(2020)指出基金投資者申購贖回會導(dǎo)致基金資金流入或流出,基金經(jīng)理不得不買賣資產(chǎn),因而以基金投資者行為所帶來的基金資金流來反映被動調(diào)倉情況。我國開放式主動權(quán)益基金在資產(chǎn)配置比例等方面存在一定的限制,面對投資者申贖所產(chǎn)生的資金流變化,基金經(jīng)理被迫對持倉進行相應(yīng)調(diào)整是必然的。因此,本文參考Ammann等(2020)的測度思路,基于基金資金流來構(gòu)建被動調(diào)倉變量。對于基金風(fēng)格漂移的測度,本文采用國內(nèi)外學(xué)者廣泛使用的定量測度方法。本文的研究結(jié)果與Ammann 等(2020)不同,在我國,基金被動調(diào)倉是引發(fā)基金風(fēng)格漂移的重要因素,且基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響因被動調(diào)倉的類型和基金經(jīng)理個人特征不同而有所差異。

    本文還重點討論了基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用。對于基金季報披露質(zhì)量的測度,本文參考蔡顯軍等(2022)對公司戰(zhàn)略合作協(xié)議可讀性的評價方法,借鑒林樂和謝德仁(2016)提出的“文本情感語調(diào)與基金業(yè)績的一致性反映了文本可信性”觀點,以及王宇偉等(2019)刻畫央行“言行一致”的思路,利用文本分析方法從文本可讀性、可信性和“言行一致”三個維度,綜合評價了基金季報披露質(zhì)量。研究結(jié)果表明,基金季報披露質(zhì)量具有顯著的調(diào)節(jié)作用,改善披露質(zhì)量可以緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的不利影響,尤其是對贖回型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用更加有效。

    本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在:第一,Ammann 等(2020)以美國共同基金為研究對象,發(fā)現(xiàn)基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移沒有影響??紤]到我國公募基金市場與美國市場在交易制度、交易工具和投資者結(jié)構(gòu)等方面存在差異,這一結(jié)論未必適用于我國公募基金市場。本文研究表明,在我國,基金被動調(diào)倉是引發(fā)風(fēng)格漂移的重要因素。此外,Ammann 等(2020)考慮基金被動調(diào)倉旨在探究基金風(fēng)格漂移對基金未來業(yè)績的影響。與Ammann 等(2020)不同,本文重點探究基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的直接影響。第二,本文將基金被動調(diào)倉細分為申購型和贖回型被動調(diào)倉,深入探討了這兩種類型的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響是否存在差異,發(fā)現(xiàn)贖回型被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響更大。第三,本文拓展了文本信息披露質(zhì)量的測度維度,從可讀性、可信性和“言行一致”三個維度構(gòu)建基金季報披露質(zhì)量指標,并發(fā)現(xiàn)基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的不利影響因基金季報披露質(zhì)量的改善而減弱,且基金季報披露質(zhì)量對贖回型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用更加有效。這豐富了文本報告信息披露質(zhì)量的測度方法,提供了關(guān)于基金季報披露質(zhì)量重要性的實證證據(jù),也為我國公募基金市場資管方和監(jiān)管部門提供了一定的參考價值,對于建設(shè)規(guī)范透明的基金市場、推進公募基金行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

    二、理論分析與研究假設(shè)

    (一)基金被動調(diào)倉與風(fēng)格漂移

    我國權(quán)益市場在交易制度、交易工具和投資者結(jié)構(gòu)等方面與國外市場存在差異,公募基金市場上投資者非理性交易特征明顯,申購贖回頻繁且不固定,造成基金資金流變動劇烈(郭文偉等,2011;林博等,2021)。若基金不存在資金流入和流出,則基金經(jīng)理的投資決策和交易行為是自發(fā)的、主動的,可以認為基金經(jīng)理不會因基金資金流而被動調(diào)倉。開放式基金允許投資者自由申贖,面對資金流入流出,基金經(jīng)理會被動調(diào)倉。尤其是基金在資產(chǎn)配置比例等方面存在限制,如股票型基金股票資產(chǎn)比例不得低于80%等,面對投資者行為所帶來的資金流變化,基金經(jīng)理不得不進行交易以滿足要求。

    基金被動調(diào)倉在一定程度上影響了基金經(jīng)理的投資決策。一方面,基金被動調(diào)倉影響其執(zhí)行最優(yōu)策略計劃或資產(chǎn)組合配置。面對基金投資者申贖行為所引起的資金流變化,基金經(jīng)理被迫交易會調(diào)整基金現(xiàn)金的持有比例(Yan,2006),也會影響基金經(jīng)理的持倉股票買賣行為(張宗新和繆婧倩,2012),而基金資產(chǎn)配置和投資組合變化是導(dǎo)致基金風(fēng)格漂移程度增大的重要原因。另一方面,被動調(diào)倉使基金經(jīng)理的投資交易更加頻繁(Massa 和Phalippou,2005;Mu?oz 等,2014),換手率大幅增加(林博等,2021)。這在帶來高昂交易成本的同時,也會增加自身失誤的可能性,在一定程度上導(dǎo)致基金風(fēng)格漂移程度增大?;谏鲜龇治?,本文提出以下假設(shè):

    假設(shè)1:基金被動調(diào)倉是引發(fā)基金風(fēng)格漂移的重要因素,被動調(diào)倉越嚴重,風(fēng)格漂移程度越大。

    (二)基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

    隨著自然語言處理技術(shù)的發(fā)展和廣泛應(yīng)用,越來越多的研究開始評價文本信息披露質(zhì)量。基金季報披露內(nèi)容通常包括數(shù)字和文本信息,數(shù)字信息主要總結(jié)歷史業(yè)績狀況,文本信息則主要是對未來的展望等(謝德仁和林樂,2015;劉會芹和施先旺,2022)。本文的基金季報披露質(zhì)量是指基金季報文本內(nèi)容(尤指“展望”內(nèi)容)的披露質(zhì)量,基于基金季報文本部分的語言內(nèi)容和特征進行分析,主要從可讀性、可信性和“言行一致”三個維度綜合評價。

    基金季報是基金經(jīng)理與基金投資者之間信息傳遞的重要媒介,其披露質(zhì)量會影響基金投資者的感知和行為(Miller,2010;徐巍等,2021)??勺x性是文本信息的最基本要求,是信息披露質(zhì)量的重要保證(Courtis,1995),直接影響信息傳遞的效果??勺x性高的報告有利于投資者獲取信息并進行評價,可以傳遞與投資者分享信息來降低不確定性的意愿,從而獲得投資者的信任(丁亞楠和王建新,2021)。可讀性低的報告則表現(xiàn)出信息披露的模糊性(Li,2008),信息含量衰減(楊丹等,2018;孫文章,2019),甚至導(dǎo)致部分投資者直接放棄解讀并改變其投資決策(Miller,2010)。本文中的可信性和“言行一致”兩個維度分別表示基金季報中所表達預(yù)期的準確性以及基金經(jīng)理實際投資行為與基金季報中提及的名義投資行為的一致性,預(yù)期準確或言行一致可以在一定程度上增加基金季報的有效信息量,有利于增強基金投資者對基金經(jīng)理的信任和認可。

    為了更加直觀地觀察基金季報披露質(zhì)量是否具有信息價值,本文將樣本按照基金季報披露質(zhì)量劃分為兩組,對比兩組樣本的基金資金流量特征,以考察基金投資者行為是否存在差異。從表1 中可以發(fā)現(xiàn),在基金季報披露質(zhì)量較低組,資金流量均值為負,95%置信區(qū)間的上限和下限分別為?0.006 和?0.019;而在基金季報披露質(zhì)量較高組,資金流量均值為正,95%置信區(qū)間的上限和下限分別為0.022 和0.009。均值T檢驗結(jié)果顯示,在基金季報披露質(zhì)量不同的兩組,基金資金流特征存在顯著差異??梢姡鹜顿Y者行為因基金季報披露質(zhì)量不同而有所差異。本文參考Ammann 等(2020)的做法,基于基金資金流來測度基金被動調(diào)倉,基金季報披露質(zhì)量在一定程度上影響基金被動調(diào)倉情況。

    表1 基金資金流均值T 檢驗

    改善基金季報披露質(zhì)量還可以傳遞與投資者分享信息來降低不確定性的意愿(丁亞楠和王建新,2021),在一定程度上反映出基金經(jīng)理或基金管理人的態(tài)度。同時,基金季報屬于公開信息,出于維護自身信譽的考慮,基金經(jīng)理在基金運作管理過程中會比較注重投資管理行為。

    綜上所述,本文認為與單一的可讀性維度相比,基于三個維度的基金季報披露質(zhì)量綜合評價指標更加豐富。提高基金季報披露質(zhì)量有利于增強基金投資者與基金經(jīng)理之間關(guān)系的穩(wěn)定性(孫雅妮和王君宜,2021),從而在一定程度上影響基金被動調(diào)倉。此外,出于對自身信譽等因素的考慮,基金經(jīng)理在基金運作管理過程中也會注重投資管理行為。基于此,本文認為披露質(zhì)量高的基金季報可以有效調(diào)節(jié)基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響?;谏鲜龇治?,本文提出以下假設(shè):

    假設(shè)2:基金季報披露質(zhì)量具有顯著的調(diào)節(jié)作用,改善基金季報披露質(zhì)量可以緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響。

    三、研究設(shè)計

    (一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

    本文的數(shù)據(jù)來自Wind、CSMAR 和云通CMFDB 數(shù)據(jù)庫??紤]到開放式基金允許自由申購贖回,且可獲取的信息更加充分,本文選擇我國開放式公募基金作為研究對象。由于我國公募基金信息披露在早期存在缺失,本文以2010?2021 年作為樣本區(qū)間。本文對樣本區(qū)間內(nèi)的開放式基金做了如下篩選:(1)由于公募基金從成立到正常運作至少需要一年時間,本文保留了2009 年之前成立并延續(xù)至今的公募基金;(2)考慮到權(quán)益類基金便于研究風(fēng)格漂移行為,本文挑選了交易狀態(tài)正常的主動權(quán)益基金,包括股票型和混合型基金。經(jīng)過上述篩選,本文共得到10 643 個有效樣本。

    (二)變量定義

    1.基金風(fēng)格漂移。本文采用基于基金凈值的風(fēng)格波動程度來衡量基金風(fēng)格漂移。Elton 等(2003)認為,基金收益的風(fēng)險敞口主要集中在市值因子和賬面市值比因子上。因此,本文基于FF三因子模型即式(1)來構(gòu)建基金風(fēng)格漂移指標。此外,本文還基于FF五因子模型,重新計算基金風(fēng)格漂移指標進行穩(wěn)健性檢驗。

    其中,ri,t為基金i的日度收益率,rf,t為無風(fēng)險收益率,MKTt=RM,t?rf,t為市場溢價,S MBt為市值因子,HMLt為價值因子。

    本文擬構(gòu)建季度頻率的基金風(fēng)格漂移指標,首先利用基金i在時間t過去60 個交易日(約為1個季度)的日度數(shù)據(jù),根據(jù)式(1)進行滾動回歸得到基金i的因子暴露βj,i,t,然后計算 βj,i,t的標準差σ(βj,i,T),σ(βj,i,T)表示季度T基金i在因子j上的漂移程度,最后計算基金i在季度T的整體風(fēng)格漂移程度(S tyleDri fti,T)。

    2.基金被動調(diào)倉。Ammann 等(2020)認為,基金投資者申購贖回會導(dǎo)致基金資金流入或流出,基金經(jīng)理被迫買賣資產(chǎn),所以他們以基金投資者行為所帶來的資金流來反映基金被動調(diào)倉。在我國,開放式主動權(quán)益基金在資產(chǎn)配置比例等方面存在限制,面對資金流變化,基金經(jīng)理不得不對持倉進行調(diào)整以滿足要求。本文參考Ammann 等(2020)衡量基金被動調(diào)倉的方式即式(3),并做了一定的調(diào)整,調(diào)整方式見式(4)。Ammann 等(2020)在進行相關(guān)研究時將樣本以flow的30%、40%和30%進行劃分,本文則采用flow的平方來度量基金被動調(diào)倉(ForceTrade),其數(shù)值越大,被動調(diào)倉越嚴重。

    為了避免核心解釋變量測度偏誤所造成的內(nèi)生性問題,本文參考Guercio 和Rerter(2014)以及劉陽等(2015)的方法,計算了基金經(jīng)理的非預(yù)期現(xiàn)金流,基金經(jīng)理因未預(yù)期現(xiàn)金流而被動調(diào)倉是容易理解的。具體計算步驟如下:首先根據(jù)式(5)采用滾動截面回歸得到各期的系數(shù)和然后利用式(6)計算非預(yù)期現(xiàn)金流,最后根據(jù)式(7)基于非預(yù)期現(xiàn)金流來測度基金被動調(diào)倉(ForceTrades)。

    其中,解釋變量依次為資金凈流量、季度回報率、FF三因子超額回報率、季度回報率是否在同類基金中排名前20%(虛擬變量)、季度回報率是否在同類基金中排名后20%(虛擬變量)、資產(chǎn)規(guī)模、年齡、季度內(nèi)收益標準差、季度內(nèi)單位分紅額、季度內(nèi)分紅次數(shù)以及家族基金規(guī)模,解釋變量均使用滯后一期值。

    3.基金季報披露質(zhì)量。關(guān)于基金季報披露質(zhì)量的測度,本文在可讀性的基礎(chǔ)上增加了可信性和“言行一致”維度進行綜合評價。由于基金季報發(fā)布有延遲,本文基于T?1 季度報告來測算T季度的基金季報披露質(zhì)量。

    (1)基金季報可讀性。本文參考蔡顯軍等(2022)衡量上市公司戰(zhàn)略合作協(xié)議可讀性的AR指數(shù)即式(8),構(gòu)建了基金季報可讀性虛擬變量(ReportReadi,T),見式(9)。ReportAR的數(shù)值越大,可讀性越低。當ReportAR不超過中位數(shù)時,認為基金季報可讀性高,賦值為1,否則賦值為0。

    其中,numi,T為文本字數(shù),wordi,T為詞語個數(shù),seni,T為句子數(shù)。

    (2)基金季報可信性。本文參考林樹等(2021)的基金季報文本處理步驟,基于基金季報“展望”內(nèi)容,利用式(10)計算基金經(jīng)理預(yù)期語調(diào)指標(ExpectTonei,T)。這種計算方式將基金經(jīng)理預(yù)期語調(diào)標準化至區(qū)間[?1,1]內(nèi),數(shù)值越大表明基金經(jīng)理對未來的預(yù)期越好。本文進一步構(gòu)建了基金季報可信性虛擬變量(ReportCrediti,T),見式(11)。當基金經(jīng)理預(yù)期語調(diào)(ExpectTonei,T?1)與基金季度收益率(Reti,T)方向一致時,認為基金季報可信性高,賦值為1,否則賦值為0。

    其中,Posi,T和Negi,T分別為正面和負面語調(diào)詞匯數(shù)。

    (3)基金經(jīng)理“言行一致”。本文借鑒王宇偉等(2019)刻畫央行“言行一致”的思路,通過判斷基金經(jīng)理實際投資行為與基金季報“展望”中的名義投資行為的重合情況,衡量基金經(jīng)理的言行一致程度。具體步驟如下:首先,以基金季報“展望”內(nèi)容為基礎(chǔ),分詞獲取季報涉及的所有行業(yè)名稱構(gòu)建詞袋;然后,獲取各基金在基金季報“展望”中顯示的投資行業(yè)名稱;接著,利用未來一個季度的基金收益率與行業(yè)指數(shù)收益率對基金進行行業(yè)歸因,得到基金的實際投資行業(yè);最后,計算實際投資行業(yè)個數(shù)與“展望”中提及的投資行業(yè)個數(shù)的比值,以此度量基金經(jīng)理的言行一致程度(ReportWAi,T)。

    其中,Na,i,T表示基金i在季度T的實際投資行業(yè)個數(shù),Nw,i,T表示基金i在T?1 季度報告中顯示的投資行業(yè)個數(shù)。

    基金季報披露質(zhì)量(ReportQuality)由式(13)計算得到。

    4.基金業(yè)績表現(xiàn)。本文采用經(jīng)過FF三因子模型風(fēng)險調(diào)整后的收益作為基金業(yè)績的代理變量,見式(14)。

    5.控制變量。本文控制了基金特征、基金經(jīng)理特征以及外部環(huán)境因素?;鹛卣靼ɑ鹨?guī)模、基金年齡等,基金經(jīng)理特征包括基金經(jīng)理性別、學(xué)歷等,外部環(huán)境因素包括經(jīng)濟政策不確定性、全市場估值水平和市場波動率??刂谱兞慷x見表2。為了避免異常值的影響,本文對連續(xù)變量進行了縮尾處理。

    表2 控制變量定義

    (三)模型設(shè)定

    為了檢驗基金被動調(diào)倉是否引發(fā)基金風(fēng)格漂移,本文構(gòu)建了面板回歸模型(15)。為了避免可能存在的組內(nèi)自相關(guān)和組間異方差的影響,根據(jù)模型(15)進行回歸時使用聚類穩(wěn)健標準誤,系數(shù)δ1的符號及顯著性是本文關(guān)注的重點。

    其中,F(xiàn)orceTrade為核心解釋變量,Contr為控制變量;θi和 θY分別為個體與時間固定效應(yīng),Y為季度T所在年份;δ0為模型截距項,ε為隨機誤差項。

    為了檢驗基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用,本文在模型(15)的基礎(chǔ)上引入基金季報披露質(zhì)量及其與基金被動調(diào)倉指標的交叉項,見模型(16)。本文重點關(guān)注系數(shù) δ1

    1的符號及顯著性。

    其中,ReportQuality為調(diào)節(jié)變量。參考江艇(2022)的研究,為使 δ1具有更加直觀的含義,本文對模型(16)中的ReportQuality進行中心化處理,δ1表示ReportQuality為平均水平時,基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的邊際影響。

    四、實證結(jié)果分析

    (一)描述性統(tǒng)計

    表3 列示了本文變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn),基金風(fēng)格漂移(S tyleDrift)的均值超過中位數(shù),標準差0.747,說明我國基金風(fēng)格漂移程度呈現(xiàn)明顯的右偏分布且存在較大差異?;鸨粍诱{(diào)倉(ForceTrade)的均值明顯超過中位數(shù),說明基金被動調(diào)倉變量呈現(xiàn)右偏分布,部分基金被動調(diào)倉比較嚴重?;鸺緢笈顿|(zhì)量(ReportQuality)的均值為0.366,中位數(shù)為0.333,反映出我國基金季報披露質(zhì)量總體上處在較低水平。

    表3 變量描述性統(tǒng)計

    (二)基準回歸分析

    表4 列示了基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的基準回歸結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn),基金被動調(diào)倉(ForceTrade)的系數(shù)顯著為正,表明基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響,基金被動調(diào)倉越嚴重,基金風(fēng)格漂移程度越大,這初步驗證了假設(shè)1。

    表4 基準回歸:基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響

    (三)內(nèi)生性分析

    1.反向因果問題。針對可能存在的反向因果問題,本文參考宋科等(2022)的解決方法。他們在探討ESG投資與銀行流動性創(chuàng)造的關(guān)系時,將核心解釋變量和控制變量均取滯后一期值以緩解反向因果問題。基于上述做法,本文將模型(15)調(diào)整為模型(17)。

    本文利用模型(17)重新檢驗基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響,結(jié)果見表5 中列(1)。引入滯后項后,本文采用GMM方法對模型再次進行估計,結(jié)果見表5 中列(2)。從中可以發(fā)現(xiàn),基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響依然顯著,基金被動調(diào)倉越嚴重,基金風(fēng)格漂移程度越大,結(jié)論穩(wěn)健有效,這再次驗證了假設(shè)1。

    表5 內(nèi)生性分析:反向因果問題

    2.測度偏誤問題。針對核心解釋變量的測度偏誤問題,本文基于基金經(jīng)理非預(yù)期現(xiàn)金流來測度基金被動調(diào)倉變量并重新進行檢驗,結(jié)果見表6。從中可以發(fā)現(xiàn),基于非預(yù)期現(xiàn)金流來測度基金被動調(diào)倉后,其系數(shù)仍顯著為正,表明基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響,被動調(diào)倉越嚴重,風(fēng)格漂移程度越大,這再次驗證了假設(shè)1。

    表6 內(nèi)生性分析:測度偏誤問題

    (四)穩(wěn)健性檢驗

    第一,將FF三因子模型替換為FF五因子模型,重新計算基金風(fēng)格漂移指標(S tyleDrifts)進行回歸。第二,本文計算基金現(xiàn)金流和非預(yù)期現(xiàn)金流在過去一段時間的波動(ForceTradestd和)來衡量基金被動調(diào)倉情況,波動程度越大,被動調(diào)倉越嚴重。

    其中,τ取決于計算基金被動調(diào)倉的時間窗寬。

    表7 中列(1)和列(2)列示了更換被解釋變量后的回歸結(jié)果。無論是基于基金資金流還是非預(yù)期現(xiàn)金流,基金被動調(diào)倉變量的系數(shù)均顯著為正,基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響仍顯著。列(3)至列(8)分別以過去3 期、4 期和5 期的數(shù)據(jù)來計算ForceTradestd和,兩者的系數(shù)均顯著為正。上述結(jié)果均驗證了假設(shè)1,即基金被動調(diào)倉是引發(fā)基金風(fēng)格漂移的重要因素。

    表7 穩(wěn)健性檢驗

    (五)異質(zhì)性分析

    1.被動調(diào)倉類型?;鹜顿Y者的申購和贖回行為所帶來的資金流變化方向不同,不同類型的被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響可能有所差異。本文進一步計算基金經(jīng)理的申購型和贖回型被動調(diào)倉。

    其中,PurchaseAmounti,T為申購額,RedemptAmounti,T為贖回額,τ取決于計算的時間窗寬。

    本文討論了不同類型的被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響,結(jié)果見表8。從中可以發(fā)現(xiàn),申購型和贖回型被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移均有顯著的正向影響。而與申購型被動調(diào)倉相比,贖回型被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響更大。

    表8 異質(zhì)性分析:不同類型的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響

    2.基金經(jīng)理特征。為了深入認識基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響,本文進一步考慮了基金經(jīng)理特征因素,結(jié)果見表9。其中,列(1)和列(2)分別列示了女性和男性基金經(jīng)理樣本的回歸結(jié)果,男性基金經(jīng)理所管理基金的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響;列(3)和列(4)分別列示了低學(xué)歷和高學(xué)歷基金經(jīng)理樣本的回歸結(jié)果,低學(xué)歷基金經(jīng)理所管理基金的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響;列(5)和列(6)分別列示了基金經(jīng)理管理期限較短和較長兩個樣本的回歸結(jié)果,在基金經(jīng)理管理期限較短的情況下,被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有正向影響;列(7)和列(8)列示了基于基金經(jīng)理從業(yè)經(jīng)驗的回歸結(jié)果,在基金經(jīng)理從業(yè)經(jīng)驗更豐富的情況下,基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響。

    表9 異質(zhì)性分析:基金經(jīng)理特征

    五、進一步討論

    在探討基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響后,本文通過檢驗基金風(fēng)格漂移與未來一期業(yè)績的關(guān)系,進一步探討基金風(fēng)格漂移的經(jīng)濟后果。關(guān)于基金風(fēng)格漂移對未來業(yè)績的影響,現(xiàn)有研究沒有形成一致結(jié)論。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)格漂移改善了基金業(yè)績(Holmes 和Faff,2007;Ainsworth 等,2008),也有學(xué)者得到相反的結(jié)論(Brown 和Harlow,2005;Wermers,2012;Chua 和Tam,2020)。本文的分析結(jié)果見表10,基金風(fēng)格漂移的系數(shù)在1%的水平上顯著為負。這表明我國開放式主動權(quán)益公募基金的風(fēng)格漂移越嚴重,其未來業(yè)績表現(xiàn)越差。

    表10 基金風(fēng)格漂移對未來業(yè)績的影響

    上文研究表明,基金被動調(diào)倉是引發(fā)風(fēng)格漂移的重要因素,而基金風(fēng)格漂移導(dǎo)致基金未來業(yè)績下滑。接下來,本文重點探討基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用,試圖考察基金季報披露質(zhì)量是否可以作為一個有效工具來緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的不利影響。表11 中列(1)和列(2)列示了基金季報披露質(zhì)量作為調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn),無論是基于基金資金流還是非預(yù)期現(xiàn)金流,基金被動調(diào)倉的系數(shù)均顯著為正,表明基金被動調(diào)倉越嚴重,基金風(fēng)格漂移程度越大;而基金季報披露質(zhì)量與基金被動調(diào)倉的交叉項系數(shù)均顯著為負,表明基金季報披露質(zhì)量具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。這意味著隨著基金季報披露質(zhì)量的改善,被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的不利影響減小,初步驗證了本文假設(shè)2。

    表11 基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

    本文采用基金現(xiàn)金流和非預(yù)期現(xiàn)金流在過去4 期的波動情況來衡量被動調(diào)倉,再次檢驗了基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用,表11 中列(3)和列(4)結(jié)果顯示,在更換衡量方式后,基金被動調(diào)倉的系數(shù)顯著為正,基金季報披露質(zhì)量與基金被動調(diào)倉的交叉項系數(shù)顯著為負。這表明基金季報披露質(zhì)量具有顯著的調(diào)節(jié)作用,基金季報披露質(zhì)量的改善能夠在一定程度上緩解基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的不利影響,假設(shè)2 再次得到驗證。

    本文還檢驗了不同類型的被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響是否受到基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用。表12 結(jié)果顯示,申購型被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移具有顯著影響,而基金季報披露質(zhì)量與申購型被動調(diào)倉的交叉項系數(shù)不顯著,表明基金季報披露質(zhì)量沒有發(fā)揮明顯的調(diào)節(jié)作用。但基金季報披露質(zhì)量與贖回型被動調(diào)倉的交叉項系數(shù)顯著為負,表明基金季報披露質(zhì)量在一定程度上緩解了贖回型被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的不利影響??偟膩碚f,提高基金季報披露質(zhì)量有利于緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響,尤其是對贖回型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用更加有效。

    表12 基金季報披露質(zhì)量對不同類型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用

    六、結(jié)論與政策建議

    本文利用我國2010?2021 年開放式權(quán)益類公募基金的季度面板數(shù)據(jù),探討了基金投資者申贖行為所引致的基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響,并關(guān)注了基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn),基金投資者申贖行為所造成的基金被動調(diào)倉是引發(fā)基金風(fēng)格漂移的重要因素,被動調(diào)倉越嚴重,基金風(fēng)格漂移程度越大。這一研究結(jié)論在經(jīng)過內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn),申購型與贖回型被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移均有顯著的正向影響,但贖回型被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響更大;此外,基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的正向影響因基金經(jīng)理個人特征不同而有所差異,對于男性、較低學(xué)歷、管理期限較短以及從業(yè)經(jīng)驗較豐富的基金經(jīng)理,其所管理基金的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著影響。進一步研究發(fā)現(xiàn),基金風(fēng)格漂移對基金未來業(yè)績產(chǎn)生了負面影響,而提高基金季報披露質(zhì)量能夠緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的不利影響,尤其是對贖回型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用更加有效。

    本文研究表明,基金被動調(diào)倉是基金風(fēng)格漂移不可忽視的影響因素,而且基金季報披露質(zhì)量具有重要作用。這為政府監(jiān)管部門提供了重要的參考價值。在推進公募基金行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展過程中,有必要加快完善信息披露制度,提高披露質(zhì)量要求,強化信息披露監(jiān)管,保證信息披露的及時性和完整性,堅持打造規(guī)范透明的公募基金市場,為公募基金行業(yè)的健康持續(xù)發(fā)展提供保障。同時,基金管理人、基金經(jīng)理應(yīng)扮演好自身角色,厚植行業(yè)文化理念,堅持遵循信托責(zé)任,以維護投資者權(quán)益為首要任務(wù),注重基金資產(chǎn)的長期管理,著力打造公募基金行業(yè)良好發(fā)展生態(tài)。

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