王懷明　王鵬

摘 要：近年來我國社會責(zé)任投資基金的發(fā)展面臨困境，針對這一問題本文從投資者選擇行為角度進(jìn)行剖析，基于非平衡面板數(shù)據(jù)的靜態(tài)和動態(tài)回歸模型對社會責(zé)任投資基金業(yè)績—資金流量關(guān)系以及與傳統(tǒng)基金差異進(jìn)行經(jīng)驗分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：（1）社會責(zé)任投資基金與傳統(tǒng)基金投資者在選擇行為上存在顯著差異，社會責(zé)任基金投資者對短期業(yè)績敏感性相對較弱，對長期業(yè)績敏感性相對較強(qiáng)；（2）社會責(zé)任基金長期業(yè)績帶來的超額資金流量來源于對績優(yōu)基金和績劣基金的反應(yīng)；（3）傳統(tǒng)基金投資者傾向于頻繁換手基金，而社會責(zé)任基金投資者傾向于長期持有相同的基金?；诖?，本文提出了促進(jìn)社會責(zé)任投資基金發(fā)展的政策建議。

關(guān)鍵詞：社會責(zé)任投資基金；傳統(tǒng)基金；投資者選擇；業(yè)績—資金流量關(guān)系

中圖分類號：F832.39 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2016）02-0046-08

一、引 言

社會責(zé)任投資基金（Socially Responsible Investment Fund）指在進(jìn)行投資決策時，充分考慮社會責(zé)任、環(huán)境標(biāo)準(zhǔn)以及公司治理狀況，將公開交易的股票或債券納入或逐出投資組合投資范圍的基金。社會責(zé)任投資基金旨在通過社會責(zé)任篩選，優(yōu)化資本市場資源配置，引導(dǎo)資源流向積極履行社會責(zé)任的企業(yè)，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)、社會和環(huán)境的均衡發(fā)展，這正順應(yīng)了我國當(dāng)前產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型背景下的經(jīng)濟(jì)新常態(tài)，以往片面強(qiáng)調(diào)經(jīng)濟(jì)增長的發(fā)展模式正迫切需要在社會責(zé)任投資基金這樣的新型投資模式的推動下，逐漸轉(zhuǎn)型為兼顧社會和環(huán)境的可持續(xù)發(fā)展模式。

然而，實體經(jīng)濟(jì)的迫切需求在資本市場中并未得到積極響應(yīng)。在我國，經(jīng)過社會責(zé)任投資理論研究以及基金管理公司、上市公司、第三方咨詢服務(wù)機(jī)構(gòu)等不遺余力的推動，直至2014年底，僅有標(biāo)準(zhǔn)定義下的社會責(zé)任投資基金21只和主題相關(guān)的社會責(zé)任投資基金12只，基金總規(guī)模不到300億元。與最具代表性的美國市場相比，我國社會責(zé)任投資基金規(guī)模和數(shù)量均發(fā)展滯緩；與我國資本市場中同樣的政策環(huán)境和金融環(huán)境下的開放式基金相比，其龐大的體量與社會責(zé)任投資基金的發(fā)展態(tài)勢極不協(xié)調(diào)，尤其在2011年之后社會責(zé)任基金數(shù)量和規(guī)模的占比均出現(xiàn)下滑。

以上分析表明，社會責(zé)任投資基金在我國資本市場的發(fā)展正面臨困境。投資者不愿選擇社會責(zé)任投資基金作為投資標(biāo)的是其規(guī)模增長緩慢的根本原因，由于我國基金管理公司收入與基金規(guī)模直接相關(guān)，所以這會降低基金管理公司構(gòu)建新的社會責(zé)任投資基金的意愿，阻礙社會責(zé)任投資基金數(shù)量的增長。那么，為何投資者不愿意投資于社會責(zé)任投資基金呢？社會責(zé)任投資基金的資金流入或流出受到什么因素影響呢？國內(nèi)外學(xué)者Capon等[1]、肖俊和石勁[2]、馬少華和歐小明[3]有關(guān)投資者選擇的研究普遍認(rèn)為基金業(yè)績是最重要的影響因素，投資者主要根據(jù)基金業(yè)績選擇基金，這類研究被國外學(xué)者定義為業(yè)績—資金流量關(guān)系（Performance-Flow Relationship， PFR）研究。那么，基金業(yè)績對社會責(zé)任基金投資者選擇行為有何影響，與傳統(tǒng)基金是否存在差異？

二、文獻(xiàn)綜述

國外有關(guān)傳統(tǒng)基金投資者行為的研究表明，基金的歷史業(yè)績是其資金流動的顯著影響因素，投資者總體表現(xiàn)出業(yè)績追逐（Return Chase）特征[4]。在社會責(zé)任投資基金領(lǐng)域，Bollen[5]首次研究了社會責(zé)任投資基金資金流量決定因素，發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任投資基金資金流量相較于傳統(tǒng)基金更為穩(wěn)定，并對正的滯后期收益敏感；Renneboog等[6]分析發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任基金投資者也追逐歷史業(yè)績，并對正的歷史業(yè)績更加敏感；Karen等[7]研究認(rèn)為社會責(zé)任基金投資者對業(yè)績不敏感，且更愿意重復(fù)投資于已持有的基金；Osthoff[8]的研究表明社會責(zé)任基金投資者追逐好的歷史業(yè)績；Renneboog等[9]進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任投資基金的社會屬性弱化了資金流量與歷史業(yè)績關(guān)系。

國內(nèi)證券投資基金起步較晚，有關(guān)基金資金流量的研究還較少，尤其針對社會責(zé)任投資基金資金流量的文獻(xiàn)目前還是一片空白。其中，部分研究成果表明我國基金的資金流量與歷史業(yè)績呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，被稱之為“贖回異象”[10]。也有學(xué)者對此提出質(zhì)疑，認(rèn)為樣本選擇及方法運(yùn)用會影響到結(jié)論的準(zhǔn)確性。肖俊和石勁[2]、馮旭南和李心愉[11]、肖俊[12]的研究均表明基金滯后季度收益率對資金流量產(chǎn)生顯著的正影響，投資者表現(xiàn)出“追逐業(yè)績”特征。

國內(nèi)對傳統(tǒng)基金業(yè)績資金流量關(guān)系研究表明投資者根據(jù)基金業(yè)績做出投資決策，那么社會責(zé)任基金投資者是如何做出投資決策的？與傳統(tǒng)基金否存在差異？本文針對國內(nèi)研究方法上的缺陷進(jìn)行改進(jìn)，在模型中引入虛擬變量，以解決兩類樣本差異的顯著性問題，同時采用非平衡面板回歸技術(shù)建模，提高研究結(jié)論有效性。此外，國內(nèi)研究通常僅采用滯后年度業(yè)績作為解釋變量，而通常投資者對長期業(yè)績和短期業(yè)績敏感性會存在差異，尤其是社會責(zé)任基金投資者[3]。因此，本文同時引入當(dāng)季業(yè)績和滯后季度業(yè)績作為短期業(yè)績的代理變量，克服了國內(nèi)僅用長期業(yè)績回歸的缺陷，增強(qiáng)模型解釋性。

三、研究設(shè)計

1.樣本及數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來自于國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。社會責(zé)任投資基金樣本來自亞洲可持續(xù)發(fā)展投資協(xié)會及《中國基金業(yè)責(zé)任投資調(diào)查報告2013》等官方資料，包括21只標(biāo)準(zhǔn)定義和12只主題相關(guān)社會責(zé)任投資基金。本文選取Wind數(shù)據(jù)庫中股票型基金和混合型基金（剔除了QDII基金）作為對照組。為計算CAPM和FFC四因素模型風(fēng)險調(diào)整后收益率，同時考慮到中國社會責(zé)任投資基金存續(xù)期較短問題，因此，要求樣本基金存續(xù)期至少有12個月。此外，因為2005年之前設(shè)立的滿足條件基金數(shù)量有限，本文選擇2005年1季度至2014年4季度作為研究樣本期，共10年40個季度的非平衡面板數(shù)據(jù)，截面樣本數(shù)量最大為998。

2.模型設(shè)定

國外相關(guān)文獻(xiàn)認(rèn)為資金流量對于業(yè)績敏感性隨時間延長而降低[13]，多以滯后年度基金收益率作為解釋變量，然而有新的證據(jù)表明投資者更多地利用近期業(yè)績做投資決策，國內(nèi)早期相關(guān)研究主要以當(dāng)季業(yè)績以及滯后一季業(yè)績作為解釋變量[10]，而近期研究則主要以滯后年度業(yè)績作為解釋變量[11-12]，因此，借鑒Karen等[7]，在模型中同時包含當(dāng)季業(yè)績、滯后一季業(yè)績和滯后年度業(yè)績作為解釋變量，以期全面深入分析社會責(zé)任投資基金業(yè)績資金流量關(guān)系。

此外，為測度社會責(zé)任投資基金與傳統(tǒng)基金投資者選擇行為的差異，參照Bollen[5]、Karen等[7]設(shè)計社會責(zé)任虛擬變量SR，而非直接將兩部分樣本分開回歸，這主要基于如下考慮：（1）本文考察重點在于兩種基金業(yè)績資金流量關(guān)系的差異，通過比較分析獲取的結(jié)論更有意義；（2）引入虛擬變量這一研究設(shè)計可以直接對兩類樣本回歸系數(shù)差異進(jìn)行顯著性檢驗，方便觀測兩者回歸方程之間的結(jié)構(gòu)性差異。

因此，本文基本模型之一為靜態(tài)固定效應(yīng)回歸模型，設(shè)定如下：

為進(jìn)一步研究不同業(yè)績水平的基金業(yè)績資金流量之間的關(guān)系，參考Karen[7]、Sirri和 Tufano[13]的研究方法，建立分段回歸模型，重點比較社會責(zé)任投資基金中績優(yōu)基金（業(yè)績排名前25%）與績劣基金（業(yè)績排名末25%）此處業(yè)績排名為全體樣本基金排名，而不是僅僅社會責(zé)任投資基金或者傳統(tǒng)基金排名（Benson和Humphrey，2007），針對認(rèn)為此排名方法會導(dǎo)致個組別中社會責(zé)任投資基金數(shù)量不均衡，進(jìn)而導(dǎo)致結(jié)果發(fā)生偏差的質(zhì)疑，由于篇幅所限，此處以當(dāng)季原始回報率為例說明，在績優(yōu)基金和績劣基金組別中社會責(zé)任投資基金樣本所占比例分別為1.3%和3.6%，較為平衡，并不會使結(jié)果發(fā)生偏差。其余業(yè)績中所占比例與此類似。業(yè)績資金流量關(guān)系以及與傳統(tǒng)基金之間的差異。建立模型如式（2）所示。

此外，由于Kempf 和Ruenzi[14]研究表明基金投資者進(jìn)行投資決策是往往受到 “現(xiàn)狀偏好”（Statusquo Bias）的影響，并且，Karen等[7]、Osthoff[8]的研究表明社會責(zé)任基金投資者更加愿意重復(fù)投資于同樣的基金，因此，我們在式（1）和式（2）的基礎(chǔ)上構(gòu)建動態(tài)面板回歸模型，在模型中分別加入解釋變量Flowi，t-1，一方面，利用其作為部分遺失變量的代理變量，提升本文模型的解釋力度；另一方面，也便于進(jìn)一步檢驗社會責(zé)任基金投資者的“現(xiàn)狀偏好”行為。

3.變量選擇

（1）被解釋變量

依據(jù)Sirri 和 Tufano[13]、肖俊和石勁[2]、肖俊[12]等國內(nèi)外研究者普遍選用的方法，基金資金流量Flowi，t計算公式為：

（2）解釋變量

本文中解釋變量為基金當(dāng)季收益率Ri，t、滯后一季收益率Ri，t-1和滯后年度收益率Ri，[t-4，t-1]。針對基數(shù)收益率和序數(shù)收益率的選擇問題，本文認(rèn)為，雖然序數(shù)收益率可以直觀地反映基金業(yè)績排名信息，但卻忽略基金之間業(yè)績差異的大小，僅反映出基金業(yè)績的部分信息，也就無法真正刻畫投資者決策行為，因此，參照Karen等[7]對其后涉及基金業(yè)績均選用基數(shù)收益率計算。

結(jié)合國內(nèi)外主流文獻(xiàn)，本文將選用原始收益率（Raw Return）、CAPM調(diào)整后收益率（αCAPM）以及FFC四因素模型調(diào)整后收益率（αFFC）作為業(yè)績度量指標(biāo)，目的在于檢驗?zāi)Ｐ徒Y(jié)果的穩(wěn)健性。

（3）控制變量

控制變量的選取主要參照肖俊和石勁[2]等國內(nèi)外經(jīng)典文獻(xiàn)，具體如下：

①基金規(guī)模ln（TNAi，t-1）。Bollen[5]、Karen等[7]研究發(fā)現(xiàn)社會責(zé)任投資基金規(guī)模與資金量量呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，為控制其對資金流量的影響，此處將前一季末基金資產(chǎn)凈值取自然對數(shù)值作為控制變量。

②基金年齡ln（Agei，t-1）。Karen等[7]研究認(rèn)為基金年齡與資金流量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，Chevalier等[4]發(fā)現(xiàn)基金年齡對基金業(yè)績資金流量敏感性有負(fù)的影響，因此，為控制基金年齡對業(yè)績資金流量關(guān)系的影響，我們將其作為控制變量，并作對數(shù)處理參與模型回歸。

③基金收益標(biāo)準(zhǔn)差Stdi，[t-4，t-1]。投資者決策行為受到資產(chǎn)風(fēng)險大小的影響，此處參照Sirri 和 Tufano[13]和肖俊和石勁[2]，將過去12個月收益率的標(biāo)準(zhǔn)差做年化處理（具體計算如式（8）所示），控制基金風(fēng)險這一因素。

Stdi，[t-4，t-1]=σi，[t-4，t-1]12（8）

④基金家族規(guī)模ln（Famsizei，t-1）。國內(nèi)外研究表明，來自大規(guī)模家族的基金更容易被投資者注意，相對可以吸引更多的資金流入，肖俊和石勁[1]、Karen等[7]等研究均證明了這一觀點，因此本文將前一季度末基金家族規(guī)模取自然對數(shù)值作為控制變量。

⑤年度虛擬變量∑Year考慮到存在多重共線性問題，年度虛擬變量個數(shù)取9個（樣本年數(shù)減1）。。作為新興資本市場，我國股票價格存在較高波動，年度之間行情差異明顯，牛熊市切換頻繁，這可能對基金資金流量產(chǎn)生影響，因此，有必要對年度固定效應(yīng)加以控制。

四、經(jīng)驗結(jié)果及分析

表1和表2分別是靜態(tài)的模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果，分別列示了基金原始收益率、CAPM風(fēng)險調(diào)整后的收益率和FFC四因素模型風(fēng)險調(diào)整后收益率三種情況下的業(yè)績資金流量關(guān)系。表3和表4分別是動態(tài)的模型（1）和模型（2）的回歸結(jié)果匯總。

1.靜態(tài)模型分析

模型（1）的靜態(tài)回歸結(jié)果如表1所示。

由表1可以得出以下結(jié)論：

第一，本文所選固定效應(yīng)模型是合適的。從表1中列示的Hausman檢驗看，三個子模型的檢驗統(tǒng)計量均顯著，且顯著性水平為1%，因此應(yīng)當(dāng)拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型；從固定效應(yīng)F檢驗看，其F檢驗統(tǒng)計量均顯著，且顯著性水平為1%，因此應(yīng)當(dāng)拒絕混合回歸模型。所以，本文中固定效應(yīng)模型優(yōu)于隨機(jī)效應(yīng)模型和混合回歸模型。

第二，對于傳統(tǒng)基金，總體上業(yè)績對資金流產(chǎn)生正的影響，投資者表現(xiàn)出追逐業(yè)績特征。對于滯后一季業(yè)績，無論是原始收益率、市場模型調(diào)整收益率或FFC三因素模型調(diào)整收益率，分別在5%和1%的水平上Ri，t-1均對資金流量產(chǎn)生顯著正的影響，并且當(dāng)季業(yè)績和滯后年度業(yè)績則在采用原始收益率衡量時分別在5%和1%的水平上對資金流量產(chǎn)生正的影響。因此，總體上投資者表現(xiàn)出了業(yè)績追逐的特征，這與Karen等[7]、肖俊和石勁[2]的結(jié)論一致。

第三，社會責(zé)任投資基金資金流量對短期業(yè)績敏感性弱于傳統(tǒng)基金，而對長期業(yè)績敏感性則強(qiáng)于傳統(tǒng)基金。對于當(dāng)季業(yè)績和滯后一季業(yè)績，β1、β2值均為負(fù)，其中β2值分別在10%和1%的水平上顯著，β1在1%的水平上顯著，表明社會責(zé)任基金投資者對短期業(yè)績的敏感性顯著弱于傳統(tǒng)基金投資者。對于滯后年度業(yè)績，β3均為正，其中原始收益率和市場模型調(diào)整收益率分別在1%和10%水平上顯著，表明社會責(zé)任基金投資者對長期業(yè)績的敏感性明顯強(qiáng)于傳統(tǒng)基金。

第四，社會責(zé)任投資基金與傳統(tǒng)基金資金流量受到的基金規(guī)模、基金年齡、家族規(guī)模以及收益率標(biāo)準(zhǔn)差因素的影響沒有顯著差異?；鹨?guī)模、基金年齡以及基金收益率標(biāo)準(zhǔn)差對傳統(tǒng)基金資金流量的影響均在1%的水平上顯著，其中，ln（TNAi，t-1）的系數(shù)均為負(fù)，說明傳統(tǒng)基金中大型基金規(guī)模增長率比小型基金小，而社會責(zé)任投資基金系數(shù)均大于傳統(tǒng)基金但并不顯著，表明社會責(zé)任投資基金受到基金規(guī)模影響相對較大，但差異不明顯；ln（Agei，t-1）的系數(shù)均顯著為負(fù)，說明新成立的基金更易于吸引資金流入，而社會責(zé)任投資基金這一現(xiàn)象并不明顯；Stdi，[t-4，t-1]系數(shù)均顯著為正，表明傳統(tǒng)基金投資者表現(xiàn)為風(fēng)險偏好型投資者，他們更愿意選擇忽視風(fēng)險，而社會責(zé)任投資基金與傳統(tǒng)基金系數(shù)差異均為負(fù)，表明社會責(zé)任基金投資者相對傳統(tǒng)投資者更加厭惡風(fēng)險。

綜上所述，表1的結(jié)果表明，社會責(zé)任投資基金與傳統(tǒng)基金投資者在選擇行為上存在顯著差異，傳統(tǒng)基金投資者存在明顯的追逐業(yè)績的行為，而社會責(zé)任基金投資者對短期業(yè)績并不敏感，因為他們同時從其投資行為中獲取社會效用，而其對長期業(yè)績則表現(xiàn)出追逐行為，并且社會責(zé)任基金投資者風(fēng)險控制意識相對較強(qiáng)，并不盲目追求業(yè)績而忽視風(fēng)險，所以，社會責(zé)任基金投資者的投資行為更加理性成熟。然而我國基金經(jīng)理由于存在委托代理關(guān)系下的職業(yè)關(guān)注和贖回壓力，往往存在短視行為[17]，短視的基金經(jīng)理偏好短線交易以獲取短期的好的業(yè)績，而忽視長期價值投資，這樣的行為無疑不會得到追逐長期收益的社會責(zé)任基金投資者的認(rèn)同。

模型（2）的靜態(tài)實證結(jié)果如表2所示。

由表2可以得出以下結(jié)論：

第一，對于傳統(tǒng)基金，當(dāng)季收益率Ri，t、滯后一季收益率Ri，t-1、滯后年度收益率Ri，[t-4，t-1]中中等業(yè)績基金（業(yè)績排名25%-75%）以及各控制變量對資金流量的影響方向均未發(fā)生變化。這與模型（1）結(jié)論一致，表明傳統(tǒng)基金投資者追逐業(yè)績的特征。

第二，對于傳統(tǒng)基金中績優(yōu)基金（Top）和績劣基金（Bottom），資金流量對當(dāng)季業(yè)績和滯后一季業(yè)績存在對稱反應(yīng)，即績優(yōu)基金可以帶來額外的資金流入，績劣基金導(dǎo)致額外的資金流出（“明星效應(yīng)”），而對滯后年度業(yè)績表現(xiàn)出非對稱性，即績優(yōu)基金和績劣基金均導(dǎo)致額外的資金流出（“處置效應(yīng)”）。Ri，t和Ri，t-1對應(yīng)的的DTop系數(shù)（γ1，γ3）均為正，且在1%的水平下顯著，以模型Ⅰ為例，績優(yōu)基金組的系數(shù)分別為7.46（γ1+α1）和2.52（γ3+α2），表明我國傳統(tǒng)基金存在 “明星效應(yīng)”，即績優(yōu)基金可以帶來額外的資金流入，而對應(yīng)的DBottom系數(shù)（γ2，γ4）則均為負(fù)且不顯著，表明傳統(tǒng)基金投資者對績劣基金業(yè)績變化敏感性相對較弱，且主要體現(xiàn)為贖回行為。Ri，[t-4，t-1]對應(yīng)的DTop和DBottom系數(shù)（γ5，γ6）均為負(fù)，且前者均在1%的水平下顯著，后者在模型Ⅰ、Ⅲ中在5%的水平下顯著，這表明傳統(tǒng)投資者對長期業(yè)績表現(xiàn)出了“處置效應(yīng)”[12]，即傳統(tǒng)投資者易于受到損失厭惡的影響傾向于過早拋售盈利資產(chǎn)，而過長的持有虧損資產(chǎn)。

第三，對于社會責(zé)任投資基金，其中等業(yè)績基金組社會責(zé)任投資基金與傳統(tǒng)基金資金流量業(yè)績敏感性差異不大，僅對滯后年度業(yè)績的敏感性在5%的水平上顯著小于傳統(tǒng)基金。總體上看，社會責(zé)任投資基金的資金流量對中等業(yè)績基金的業(yè)績敏感性是弱于傳統(tǒng)基金的。

第四，相對于傳統(tǒng)基金，長期業(yè)績給社會責(zé)任基金帶來的超額資金流量變化主要來源于績優(yōu)基金和績劣基金的貢獻(xiàn)。Ri，t和Ri，t-1對應(yīng)的DTop和DBottom系數(shù)均為負(fù)，但僅有原始收益率在1%的水平上顯著，表明相對于傳統(tǒng)基金，社會責(zé)任基金中績優(yōu)基金和績劣基金的短期業(yè)績的變化會帶來相對較少的超額資金流量變動。而長期業(yè)績Ri，[t-4，t-1]對應(yīng)的DTop系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，DBottom系數(shù)則均在5%的水平上顯著為正，表明相對于傳統(tǒng)基金，社會責(zé)任投資基金中績優(yōu)基金和績劣基金的長期業(yè)績變化均會帶來相對更多的超額資金流量變動，滯后年度業(yè)績中績優(yōu)基金業(yè)績的上升相對于傳統(tǒng)基金會帶來更多的超額資金流入，而績劣基金業(yè)績的下降相對傳統(tǒng)基金則會導(dǎo)致更多超額資金流出，即社會責(zé)任投資基金資金流量對長期業(yè)績更強(qiáng)的敏感性來自績優(yōu)基金和績劣基金的貢獻(xiàn)。

綜上所述，表2的結(jié)果表明，傳統(tǒng)基金投資者對中等業(yè)績基金整體上表現(xiàn)出業(yè)績追逐特征，而社會責(zé)任基金投資者則相對敏感性較弱，這與模型（1）結(jié)論一致。傳統(tǒng)基金投資者對短期業(yè)績表現(xiàn)出“明星效應(yīng)”，績優(yōu)基金可以帶來超額資金流入，而對長期業(yè)績則表現(xiàn)出“處置效應(yīng)”，他們傾向于賣出贏家基金而持有輸家基金。對社會責(zé)任基金投資者而言，短期業(yè)績的績優(yōu)基金和績劣基金并未帶來更多的超額的資金流量，而對長期業(yè)績，社會責(zé)任基金投資者則對績優(yōu)基金和績劣基金表現(xiàn)出更強(qiáng)的敏感性。結(jié)合模型（1）的結(jié)論，我們發(fā)現(xiàn)：相對于傳統(tǒng)投資者，社會責(zé)任基金投資者對短期業(yè)績敏感性較弱，對長期業(yè)績敏感性相對較強(qiáng)，而其對長期業(yè)績的敏感性主要來源于對績優(yōu)基金和績劣基金的反應(yīng)。業(yè)績的持續(xù)性是投資者根據(jù)業(yè)績做有效的投資決策的基礎(chǔ)條件[13-18]，所以，社會責(zé)任基金投資者更加依賴于績優(yōu)基金和績劣基金的長期業(yè)績持續(xù)性，而由于中國基金市場尚不成熟，存在基金經(jīng)理短視、投機(jī)性強(qiáng)、基金市場監(jiān)管缺失等一系列問題，因此，國內(nèi)多數(shù)研究表明開放式股票型基金雖然短期內(nèi)會出現(xiàn)持續(xù)性現(xiàn)象，但是長期來看業(yè)績持續(xù)性不強(qiáng)[19-20]，因此這會在很大程度上也限制了投資者申購社會責(zé)任基金的意愿。

2.動態(tài)模型分析

在模型（1）和模型（2）對應(yīng)的動態(tài)模型回歸中，我們參照Karen等[7]采用二步系統(tǒng)廣義矩估計方法（Two-Step System-GMM）此處動態(tài)面板模型回歸由統(tǒng)計軟件STATA SE中xtabond2命令完成。以解決模型中解釋變量內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果如表3和表4所示。

對表3和表4分析發(fā)現(xiàn)：

第一，兩個表格中解釋變量的系數(shù)沒有發(fā)生明顯變化，驗證了本文靜態(tài)模型結(jié)論。通過表3分析表明，社會責(zé)任投資基金與傳統(tǒng)基金投資者在選擇行為上存在顯著差異，傳統(tǒng)基金投資者追逐短期業(yè)績和長期業(yè)績，而社會責(zé)任基金投資者對短期業(yè)績相對敏感性較弱，但會追逐長期業(yè)績，這與表1結(jié)論一致。從表4中發(fā)現(xiàn)，社會責(zé)任基金投資者對長期業(yè)績的敏感性主要來源于對績優(yōu)基金和績劣基金的反應(yīng)，這與表2結(jié)論一致。

第二，傳統(tǒng)基金投資者傾向于頻繁換手基金，而社會責(zé)任基金投資者傾向于長期持有相同的基金。從表3和表4可以看出，傳統(tǒng)基金Flowi，t-1的系數(shù)均為負(fù)，且均在1%的水平上顯著，表明傳統(tǒng)基金投資者傾向于短線操作，頻繁換手，不愿意長期持有相同的基金，使得傳統(tǒng)基金資金流量經(jīng)常出現(xiàn)反轉(zhuǎn)；而從兩類基金差異看，社會責(zé)任投資基金Flowi，t-1的系數(shù)均大于傳統(tǒng)基金，并且均在5%或10%的水平上顯著，表明相對于傳統(tǒng)基金投資者，社會責(zé)任基金投資者更加傾向于長期持有相同的基金，社會責(zé)任投資基金的資金流量持續(xù)性更強(qiáng)。

五、結(jié)論與建議

本文研究結(jié)論主要有：（1）社會責(zé)任投資基金與傳統(tǒng)基金投資者在選擇行為上存在顯著差異，傳統(tǒng)基金投資者追逐短期業(yè)績和長期業(yè)績，而社會責(zé)任基金投資者對短期業(yè)績相對敏感性較弱，但會追逐長期業(yè)績。（2）傳統(tǒng)基金投資者對短期業(yè)績表現(xiàn)出“明星效應(yīng)”，對長期業(yè)績則表現(xiàn)出“處置效應(yīng)”，對社會責(zé)任基金投資者而言，長期業(yè)績相對更強(qiáng)的敏感性主要來源于對績優(yōu)基金和績劣基金的反應(yīng)。（3）傳統(tǒng)基金投資者傾向于頻繁換手基金，而社會責(zé)任基金投資者傾向于長期持有相同的基金。

從總體上分析，基金投資者“追逐業(yè)績”行為可以內(nèi)生出對基金管理者的正向的激勵機(jī)制，有效解決了基金行業(yè)中的“委托—代理”問題，形成的優(yōu)勝劣汰機(jī)制能有效引導(dǎo)基金市場資源配置，使基金獲得長期健康發(fā)展。然而社會責(zé)任基金投資者效用函數(shù)是多元的，除了經(jīng)濟(jì)收益帶來效用外，還包含社會收益帶來的效用，這就使得社會責(zé)任基金投資者對業(yè)績的敏感性相對較弱[5-7]，本文實證研究也證明了這一觀點。因此，社會責(zé)任投資基金中這一激勵機(jī)制作用被削弱，基金投資者與基金管理公司之間的潛在利益沖突不能得到有效解決，這在一定程度上制約了社會責(zé)任投資基金的發(fā)展。

從結(jié)論（1）和結(jié)論（2）分析，實證結(jié)果表明雖然社會責(zé)任基金投資者表現(xiàn)出追逐長期業(yè)績特征，然而中國基金經(jīng)理由于存在委托代理關(guān)系下的職業(yè)關(guān)注（Career Concern）和贖回壓力，往往存在短視行為[17]，短視的基金經(jīng)理偏好短線交易以獲取短期的好的業(yè)績，而忽視長期價值投資，這樣的行為雖然不會對傳統(tǒng)投資者產(chǎn)生明顯影響，但是，對于只追求長期業(yè)績的社會責(zé)任基金投資者來說則是一種制約。此外，基金經(jīng)理的短視造成的另一后果就是基金業(yè)績持續(xù)性不強(qiáng)，尤其是長期業(yè)績持續(xù)性。本文研究表明，社會責(zé)任基金投資者對長期業(yè)績的關(guān)注主要來源于績優(yōu)基金和績劣基金，而長期業(yè)績不能持續(xù)則很大程度上使社會責(zé)任基金投資者失去投資動機(jī)。

從結(jié)論（3）可以看出，社會責(zé)任基金投資者傾向于長期持有相同的基金，傳統(tǒng)基金投資者存在短視行為，偏好短線操作，頻繁換手，但社會責(zé)任基金投資者表現(xiàn)則相對理智，看重長期的價值投資，然而Bollen[7]和Karen等[7]給出了另外的解釋，他們認(rèn)為社會責(zé)任基金投資者需要同時滿足經(jīng)濟(jì)效用和社會效用，而每一個社會責(zé)任基金投資者都會有特定的偏好和篩選原則，因此符合其社會責(zé)任篩選原則的基金數(shù)量很有限。Sirri 和 Tufano[13]、Huang等[19]發(fā)現(xiàn)由于基金存在搜尋成本（Search Cost），包括經(jīng)濟(jì)成本和時間成本，所以投資者不愿意經(jīng)常變換持有基金，而對社會責(zé)任基金投資者同時研究基金的經(jīng)濟(jì)收益和社會屬性會導(dǎo)致搜尋成本更高，同時由于可選的符合條件的基金數(shù)量有限，因此社會責(zé)任基金投資者更愿意長期投資于相同的基金，即使在它的業(yè)績出現(xiàn)輕微下滑的情況下也傾向于不贖回。

基于以上分析，本文提出如下政策建議以促進(jìn)我國社會責(zé)任投資基金的發(fā)展：

第一，社會責(zé)任投資基金在“業(yè)績—基金規(guī)?！边@樣的內(nèi)在激勵機(jī)制效果弱化的情況下，政府應(yīng)當(dāng)進(jìn)行外在政策激勵，對業(yè)績表現(xiàn)好的社會責(zé)任投資基金所屬基金管理公司給予相應(yīng)的補(bǔ)貼或者稅收優(yōu)惠措施，并引導(dǎo)基金管理公司積極學(xué)習(xí)國外成熟經(jīng)驗對社會責(zé)任基金進(jìn)行專業(yè)化管理，給投資者充足的信心，從而解決社會責(zé)任基金投資者與基金管理公司之間潛在的利益沖突。

第二，設(shè)立社會責(zé)任投資基金的基金管理公司，建立對基金長期業(yè)績的考核體系，促使基金經(jīng)理以長期業(yè)績?yōu)槟繕?biāo)構(gòu)建投資策略。只有社會責(zé)任投資基金的長期業(yè)績穩(wěn)定持續(xù)才能吸引投資者投入資金，使得業(yè)績激勵機(jī)制發(fā)揮作用，有效降低代理成本，最終讓資源得到優(yōu)化配置，社會責(zé)任投資基金才能健康長期發(fā)展。

第三，完善證券市場監(jiān)管體系，提高基金經(jīng)理準(zhǔn)入門檻。通過這一舉措提高基金經(jīng)理專業(yè)素養(yǎng)，有效避免基金經(jīng)理的短視以及道德風(fēng)險。只有發(fā)揮基金這樣的機(jī)構(gòu)投資者的專業(yè)優(yōu)勢，考慮長遠(yuǎn)收益，才能營造出穩(wěn)定的基金市場，才會為社會責(zé)任投資基金的成長發(fā)展提供有利的環(huán)境。

第四，為社會責(zé)任投資基金的設(shè)立提供綠色審批通道。目前我國可選擇的社會責(zé)任投資基金數(shù)量及種類過少，使得社會責(zé)任基金投資者難以選擇到符合他們社會效用目標(biāo)的基金，過高的搜尋成本很大程度上限制了投資者的選擇行為。因此，監(jiān)管部門這一階段應(yīng)當(dāng)為社會責(zé)任投資基金的設(shè)立提供綠色審批通道，優(yōu)先培育出一批較為規(guī)范的社會責(zé)任投資基金，通過豐富社會責(zé)任投資基金種類與數(shù)量，降低投資者搜尋成本，突破發(fā)展桎梏，使其發(fā)展形成良性循環(huán)。

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（責(zé)任編輯：孟 耀）