黃宇元， 李仲飛， 張 浩

一、引 言

一直以來，基金經(jīng)理的投資能力都是資本市場關(guān)心的重要問題之一?；鸾?jīng)理的投資能力不但關(guān)系著廣大投資者的切身利益，而且還與經(jīng)典金融理論中的“有效市場假說”有直接的聯(lián)系，它的識別被認(rèn)為是對有效市場假說的間接檢驗(yàn)，是金融市場研究的核心問題之一。

一般而言，刻畫基金經(jīng)理投資能力的一個(gè)主要維度是擇時(shí)能力(Fama，1972)，即基金經(jīng)理依據(jù)預(yù)期市場條件調(diào)整投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口的能力。Treynor & Mazuy (1966)和Fama (1972)等首先研究了基金市場的市場收益擇時(shí)能力。該理論認(rèn)為，如果基金經(jīng)理相信自己能夠準(zhǔn)確預(yù)測市場條件，那么他將根據(jù)預(yù)期市場條件調(diào)整其投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口*例如，在預(yù)期市場收益上升時(shí)增加投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口，下降時(shí)則降低投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口。通過不斷地調(diào)整投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口來達(dá)到“增加收益，降低損失”的目標(biāo)。。早期基金擇時(shí)能力的研究主要集中于市場收益擇時(shí)。由于市場收益具有不可預(yù)測性，基金經(jīng)理通常難以通過預(yù)測市場收益進(jìn)而對基金投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口進(jìn)行合理的調(diào)整(Busse，1999)。但事實(shí)上，基金經(jīng)理為了提高業(yè)績并獲取更高傭金，可能會通過市場中其他可預(yù)測的市場條件動態(tài)地調(diào)整基金投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口，因此有必要考察基金經(jīng)理在其他具有可預(yù)測性的市場條件下的擇時(shí)能力。

經(jīng)過近50年的發(fā)展，基金市場擇時(shí)能力研究主要可以分為三類市場條件的擇時(shí)：市場收益擇時(shí)、市場波動擇時(shí)和市場流動性擇時(shí)。目前，國內(nèi)基金擇時(shí)能力研究主要集中于市場收益擇時(shí)(陳浪南等，2014)和市場波動擇時(shí)(馬超群等，2005)。本文則主要關(guān)注流動性擇時(shí)，這是因?yàn)椋旱谝?，市場流動性便于觀測，且具可持續(xù)性特征(Pástor & Stambaugh，2003；梁麗珍和孔東民，2008)，因而相比市場收益，更容易被基金經(jīng)理預(yù)測。第二，市場流動性與基金業(yè)績之間有著較為明確的正向關(guān)系(Acharya & Pedersen，2005；張崢等，2013)，基金經(jīng)理可通過預(yù)測市場流動性來調(diào)整投資組合提升業(yè)績，并能吸引更多資金流入，使得基金管理規(guī)模擴(kuò)大從而獲得更高傭金(肖峻和石勁，2011)。第三，市場流動性是金融市場交易的活動程度和市場效率的重要指標(biāo)(張玉龍和李怡宗，2013)。最后，市場流動性是資產(chǎn)定價(jià)的重要因子，高的流動性伴隨著高的資產(chǎn)收益(Acharya & Pedersen，2005)。

在相關(guān)研究中，Cao et al. (2013b)首先研究了共同基金的流動性擇時(shí)能力。他們使用Pástor & Stambaugh (2003)和Amihud (2002)的流動性指標(biāo)，作為市場流動性的代理變量估計(jì)了流動性擇時(shí)能力，發(fā)現(xiàn)美國基金市場存在顯著的流動性擇時(shí)能力，即基金經(jīng)理在預(yù)期市場流動性增加(減少)時(shí)增加(減少)了投資組合的市場敞口。他們的研究結(jié)果證實(shí)了市場流動性在基金的資產(chǎn)配置決策和投資組合的市場敞口調(diào)整中起著重要的作用。Cao et al. (2013a)使用類似于Cao et al. (2013b)的分析方法，研究了美國對沖基金的流動性擇時(shí)能力，實(shí)證發(fā)現(xiàn)美國對沖基金也具有流動性擇時(shí)能力；進(jìn)一步，他們強(qiáng)調(diào)了區(qū)分流動性反應(yīng)能力和流動性擇時(shí)能力的重要性并相應(yīng)地做了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。Stefanova & Siegmann (2017)則使用最優(yōu)變點(diǎn)方法，實(shí)證檢驗(yàn)了美國對沖基金的市場敞口和市場流動性的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)在2003年之前，對沖基金的市場敞口與市場流動性具有負(fù)相關(guān)性，但是在2003年之后基金市場敞口與市場流動性呈現(xiàn)正相關(guān)性。他們的實(shí)證結(jié)果表明，對沖基金存在流動性擇時(shí)能力。Bodson et al. (2013)使用同時(shí)包含市場收益擇時(shí)、市場波動擇時(shí)和市場流動性擇時(shí)的全局模型研究了美國共同基金的擇時(shí)能力，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)僅有13.38%的樣本基金顯示出顯著為正的市場流動性擇時(shí)能力。李仲飛等(2015)針對中國基金市場宏觀層面的流動性擇時(shí)能力的研究發(fā)現(xiàn)，中國股票型開放式基金存在顯著為正的流動性擇時(shí)能力。由此可見，市場流動性作為市場條件對基金管理其投資組合市場風(fēng)險(xiǎn)敞口起著重要作用。本文認(rèn)為，市場流動性是基金資產(chǎn)配置決策的一個(gè)重要影響因素，因此非常有必要研究基金的流動性擇時(shí)能力。

目前國內(nèi)尚未有關(guān)于個(gè)體基金流動性擇時(shí)能力研究的文獻(xiàn)，本文對基金流動性擇時(shí)能力的研究有望補(bǔ)充這一方面的內(nèi)容。本文的創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：一是借鑒Busse(1999)的方法，揭示了基金的最優(yōu)市場風(fēng)險(xiǎn)敞口與市場流動性的關(guān)系，并在此基礎(chǔ)上分析了基金經(jīng)理根據(jù)市場流動性調(diào)整市場風(fēng)險(xiǎn)敞口的流動性擇時(shí)策略行為。二是實(shí)證研究中利用中國證券市場上的股票型基金作為樣本，實(shí)證探討了我國證券市場中個(gè)體基金是否具有流動性擇時(shí)能力，個(gè)體基金的流動性擇時(shí)能力與基金特征之間有何種關(guān)系以及個(gè)體基金的流動性擇時(shí)能力是否能預(yù)期下一期的基金業(yè)績。

二、模型的建立

為了刻畫基金經(jīng)理的市場波動擇時(shí)能力，Busse (1999)首先使用理論模型分析了投資組合優(yōu)化下的市場波動擇時(shí)行為。該模型在基金經(jīng)理效用最大化的基礎(chǔ)上，得出基金的最優(yōu)市場風(fēng)險(xiǎn)敞口，并進(jìn)而考察了基金最優(yōu)市場風(fēng)險(xiǎn)敞口與市場波動性之間的關(guān)系，揭示了基金經(jīng)理根據(jù)市場波動動態(tài)調(diào)整市場風(fēng)險(xiǎn)敞口的機(jī)理。本文依照Busse (1999)的分析框架對基金的流動性擇時(shí)能力進(jìn)行理論分析。

假設(shè)基金收益的生成過程服從如下的因子模型，并且其因子系數(shù)具有時(shí)變性*因子系數(shù)允許具有時(shí)變性的假設(shè)，事實(shí)上反映了主動管理型基金具有根據(jù)市場狀況來動態(tài)優(yōu)化配置其投資組合的可能。，因而基金在期的收益可以表示為：

(1)

其中，Rp,t+1是基金p在第t+1個(gè)月的超額收益率，Rj,t+1是因子j在第t+1個(gè)月的超額收益率，αp,t是基金p在第t個(gè)月已知的異常收益率(通常被認(rèn)為是基金的選股能力)，βj,p,t是基金p在第t個(gè)月選定的因子j對應(yīng)的因子負(fù)荷，εp,t+1表示基金p在第t+1個(gè)月的收益誤差項(xiàng)。

遵照Busse (1999)的假設(shè)，令基金收益服從條件正態(tài)分布，因此Et(εp,t+1)=0并且Et(Rj,t+1εp,t+1)=0，其中Et(·)表示基于第t/個(gè)月信息的條件期望。

使用上述正態(tài)性假設(shè)，對式(1)兩邊分別基于t期信息求條件期望，可以得到：

(2)

假定因子之間是相互正交的，因而基金收益的條件方差可以寫成：

(3)

maxβ1,p,t,β2,p,t,…,βk,p,tEt[Ut+1(Rp,t+1)]

(4)

上述最優(yōu)化問題的解應(yīng)滿足如下的最優(yōu)性條件：

(5)

對式(5)進(jìn)行展開，可以得到：

(6)

對式(6)進(jìn)行求解，可得最優(yōu)解：

(7)

(8)

進(jìn)一步，考慮到基金的市場擇時(shí)能力反映了基金預(yù)測未來市場狀況并動態(tài)調(diào)整市場風(fēng)險(xiǎn)敞口的能力，按照以往擇時(shí)模型的研究(Cao et al.，2013a)，通?？梢约僭O(shè)基金收益的生成過程滿足如下四因子模型：

Rt+1=α+βm,tRm,t+1+βSMBSMBt+1+βHMLHMLt+1+βUMDUMDt+1+εt

(9)

其中，Rt+1=rt+1-rf,t+1是基金在第t+1個(gè)月的超額收益率，rf,t+1是無風(fēng)險(xiǎn)收益率，Rm,t+1=rm,t+1-rf,t+1是市場組合在第t+1個(gè)月的超額收益率，rm,t+1是市場組合在第t+1個(gè)月的收益率，SMB是Fama & French(1992)三因子中的規(guī)模因子，HML是Fama & French三因子中的賬面市值比因子*SMB和HML的計(jì)算方法主要參考了北京大學(xué)姜國華教授等人的方法。，UMD是Carhart(1997)四因子模型中的動量因子；εt是誤差項(xiàng)；α是基金經(jīng)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整后的收益，βm,t是基金時(shí)變的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口，βSMB是基金的規(guī)模因子負(fù)荷，βHML是基金的賬面市值比因子負(fù)荷，βUMD是基金的動量因子負(fù)荷。式(9)反映了基金經(jīng)理在第t個(gè)月基于他對第t+1個(gè)月市場狀態(tài)的預(yù)期，調(diào)整基金市場風(fēng)險(xiǎn)敞口βm,t并在第t+1個(gè)月獲取基金收益的行為。

流動性擇時(shí)能力定義為基金經(jīng)理預(yù)測未來市場流動性并據(jù)此對基金投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口進(jìn)行策略性調(diào)整的能力。為了度量流動性擇時(shí)能力，與Ferson & Schadt (1996)、Busse (1999)、Cao et al. (2013b)等文獻(xiàn)類似，本文允許基金投資組合的市場風(fēng)險(xiǎn)敞口(即貝塔系數(shù))根據(jù)市場流動性變化而變動，并使用一階泰勒展開把基金的市場貝塔系數(shù)表示成市場流動性與其時(shí)間序列上平均值之差的線性函數(shù)：

(10)

把式(10)代入式(9)，得到具有市場流動性擇時(shí)項(xiàng)的四因子模型：

(11)

三、數(shù)據(jù)來源、重要指標(biāo)度量和描述性統(tǒng)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本文研究對象為中國證券市場中的主動管理開放式股票型基金，樣本基金包含普通股票型和偏股混合型基金，樣本期是2001年10月到2014年2月。本文剔除了投資風(fēng)格類型標(biāo)識不明和樣本數(shù)小于24個(gè)的基金，共獲得427支樣本基金。樣本采用月度數(shù)據(jù)，其中基金收益數(shù)據(jù)、基金特征數(shù)據(jù)、股票市場收益數(shù)據(jù)和無風(fēng)險(xiǎn)利率數(shù)據(jù)均來自CSMAR金融數(shù)據(jù)庫，基金的風(fēng)格分類數(shù)據(jù)則來自WIND金融數(shù)據(jù)庫。市場組合收益率使用滬深A(yù)股市場所有股票的市值加權(quán)平均收益率，無風(fēng)險(xiǎn)利率采用一年期定期存款利率的月度化利率作為代理指標(biāo)。

(二)指標(biāo)的度量及統(tǒng)計(jì)性描述

1.流動性度量及統(tǒng)計(jì)性描述

梁麗珍和孔東民(2008)、張崢等(2013)在研究中國證券市場流動性問題時(shí)均發(fā)現(xiàn)Amihud (2002)的非流動性指標(biāo)是較好的流動性代理指標(biāo)。由于Amihud的非流動性指標(biāo)刻畫的是非流動性，為了方便表述，本文使用Amihud的非流動性指標(biāo)的相反數(shù)作為流動性的代理變量。Amihud的非流動性指標(biāo)定義如下：

(12)

其中，Illiqi,t是股票i在第t月的Amihud非流動性度量，ri,d,t是股票i在第t月第d天的收益，vi,d,t是股票i在第t月第d天的人民幣交易量(以百萬為單位)，Di,t是股票i在第t月的當(dāng)月交易天數(shù)。此處要求Di,t≥10，否則不予計(jì)算。Amihud指標(biāo)值越大則表明，單位成交金額對股票收益的沖擊越大，股票流動性越差。類似于Amihud(2002)，使用滬深A(yù)股市場所有個(gè)股的非流動性指標(biāo)來構(gòu)造市場流動性的度量Lm,t，即：

(13)

其中，Nt是第t月的股票數(shù)，也即個(gè)股非流動性指標(biāo)可用的股票數(shù)。

基于以上計(jì)算，對式(11)中的四因子變量和流動性指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，由于其中部分指標(biāo)采用的是市場的平均值，所以我們僅在時(shí)間維度上給出統(tǒng)計(jì)性描述，見表1。

表1 四因子和流動性指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)Wind金融數(shù)據(jù)庫的基金風(fēng)格分類，按市值維度可以把主動管理開放式股票型基金分為大盤、小盤和中盤基金*由于在樣本期中，小盤基金組僅有4支基金，因此文中把中盤基金和小盤基金進(jìn)行合并處理，命名為中小盤組。；也可按照價(jià)值—成長維度分為價(jià)值型、平衡型和成長型基金。表2描述了不同投資風(fēng)格基金組的基本情況。

表2 各類型組的基本情況

2.基金特征指標(biāo)的度量與統(tǒng)計(jì)性描述

根據(jù)數(shù)據(jù)可獲得性和以往研究文獻(xiàn)的經(jīng)驗(yàn)，選取如下基金特征變量來對基金流動性擇時(shí)能力進(jìn)行解釋：

1)Age(基金年齡)?；鹉挲g被定義為樣本基金在CSMAR數(shù)據(jù)中提供的首個(gè)收益率的時(shí)間點(diǎn)與2014年2月之間的時(shí)間長度，使用年為度量單位。

2)TNA(基金凈資產(chǎn))。通常使用基金資產(chǎn)凈值作為基金規(guī)模的代理，本文以百萬人民幣為度量單位。為了控制變量的偏度，本文對變量TNA進(jìn)行對數(shù)化。

5)HC(持股集中度)。類似于劉莎莎等(2013)，本文定義基金的持股集中度為基金持有股票數(shù)量的倒數(shù)，即HCj,t=1/nj,t。其中，nj,t表示基金j在第t個(gè)月持有的股票支數(shù)?；鸬某止芍?shù)數(shù)據(jù)可以從基金每半年公布一次的半年報(bào)中的基金持倉明細(xì)中獲得。HCj,t數(shù)值越大，則說明基金j持股的分散化程度越大；反之則越小。

6)Turnover(換手率)。本文將換手率定義為在半年度中股票買入總成本和股票賣出總收入兩者最小值與該半年度的基金凈值水平之比，即Turnoverj,t=min(PurchaseCostj,t,SaleIncomej,t)/TNAj,t。其中，PurchaseCost是基金在半年度報(bào)告中股票買入總成本，SaleIncome是半年度報(bào)告中股票賣出總收入。換手率主要可以度量基金交易股票的頻率。

7)EFR(交易費(fèi)用率)。交易費(fèi)用反映基金出于交易目的的支出。基金的交易量越大，交易頻率越高，其交易費(fèi)用越大。本文使用實(shí)際發(fā)生的總交易費(fèi)用占基金凈值比例作為代理變量。

8)OFR(其他費(fèi)用率)。其他費(fèi)用率指代基金在運(yùn)營期間實(shí)際發(fā)生的總費(fèi)用扣除交易費(fèi)用后的部分占基金凈值的比例，主要包括管理人報(bào)酬、托管費(fèi)、銷售服務(wù)費(fèi)、財(cái)務(wù)費(fèi)用以及其他非交易成本等。

9)Cash(現(xiàn)金持有比例)?，F(xiàn)金持有比例定義為現(xiàn)金持有總額與基金凈資產(chǎn)之比。Simutin(2014)認(rèn)為現(xiàn)金持有比例作為基金的特征對基金業(yè)績有重要影響。

各特征變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表3。

表3 基金特征的描述性統(tǒng)計(jì)量

(三)流動性擇時(shí)能力的描述性統(tǒng)計(jì)分析

以式(11)為基礎(chǔ)，參考李仲飛等(2015)的研究，對樣本數(shù)不少于24個(gè)的基金的流動性擇時(shí)能力進(jìn)行估計(jì)。表4是個(gè)體基金流動性擇時(shí)能力的描述性統(tǒng)計(jì)，表5是不同類型基金組的流動性擇時(shí)能力在平均水平上的差異性檢驗(yàn)結(jié)果。

表4 個(gè)體基金流動性擇時(shí)能力的描述性統(tǒng)計(jì)

由表4可知，從流動性擇時(shí)能力系數(shù)平均值來看，股票型基金組相比偏股型基金組具有更高的流動性擇時(shí)能力，表5對兩者流動性擇時(shí)能力系數(shù)平均值的差異性檢驗(yàn)反映了這一現(xiàn)象。股票型基金相比偏股型基金有更高的持股比例要求，一般而言會面臨更高的市場風(fēng)險(xiǎn)。這說明持有風(fēng)險(xiǎn)更高的基金會具有更強(qiáng)的流動性擇時(shí)能力。表4和表5的結(jié)果都表明，中小盤基金比大盤基金的流動性擇時(shí)能力更強(qiáng)，這與Cao et al. (2013b)的推論一致。表4還顯示，成長型組、平衡型組與價(jià)值型組的流動性擇時(shí)能力依次遞減。通過對成長型基金和平衡型基金流動性擇時(shí)能力系數(shù)平均值的差異性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，前者比后者具有更強(qiáng)的流動性擇時(shí)能力，但其他兩兩組合的流動性擇時(shí)能力比較結(jié)果則不顯著*價(jià)值型基金數(shù)目太少，導(dǎo)致均值差異性檢驗(yàn)的自由度降低，其檢驗(yàn)的功效不強(qiáng)。。

表5 基金流動性擇時(shí)能力差異檢驗(yàn)

注：表中使用“*、**、***”來分別表示在“10%、5%、1%”的顯著性水平下顯著。

表6進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)了各基金組中流動性擇時(shí)能力系數(shù)顯著的基金個(gè)數(shù)和比例。結(jié)果顯示，大約30%的樣本基金呈現(xiàn)出顯著為正的流動性擇時(shí)能力，而流動性擇時(shí)能力顯著為負(fù)的基金個(gè)數(shù)為0。特別地，相對于大盤基金，中小盤基金的流動性擇時(shí)能力顯著為正的比例更高，這從側(cè)面反映了中小盤基金具有更高的流動性擇時(shí)能力。

表6 個(gè)體基金流動性擇時(shí)能力顯著性統(tǒng)計(jì)表

注：表中使用具有一階滯后項(xiàng)的Newey-West異方差自相關(guān)一致估計(jì)進(jìn)行回歸，并使用5%的顯著性水平來確定基金流動性擇時(shí)系數(shù)的顯著性。

四、實(shí)證分析

(一)基金的流動性擇時(shí)能力影響因素分析

前文對流動性擇時(shí)能力的研究發(fā)現(xiàn)，更高風(fēng)險(xiǎn)的成長型基金和更差流動性的中小盤基金具有更強(qiáng)的流動性擇時(shí)能力。而基金特征描述性統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)，基金分類與基金上述九個(gè)特征的大小之間有緊密的關(guān)系。那么，基金的流動性擇時(shí)能力是否受到上述基金特征的影響？影響程度有多大？

為此，利用前文所得到單支基金的流動性擇時(shí)能力指標(biāo)，從橫截面水平上，建立基金流動性擇時(shí)能力與基金特征之間的線性回歸模型如下*由于基金持股流動性衡量基金持股組合的總體流動性水平，而基金流動性擇時(shí)能力則反映了基金市場風(fēng)險(xiǎn)敞口對市場流動性的敏感程度，從含義上看，兩者之間并不存在內(nèi)生性；而且我們在解釋變量基金持股流動性時(shí)，是以時(shí)序上持股組合流動性的平均值作為代理，能夠很大程度上緩解變量之間的內(nèi)生性問題。：

(14)

表7結(jié)果表明，基金年齡、持股組合流動性、基金的資金流量和現(xiàn)金持有比例等基金特征對基金的流動性擇時(shí)能力有顯著性影響，而其他變量則對流動性擇時(shí)能力影響不顯著。首先，基金年齡與流動性擇時(shí)能力成負(fù)相關(guān)關(guān)系，這個(gè)結(jié)論與美國基金市場中的研究相反(Cao et al.，2013b)，而與國內(nèi)基金的業(yè)績和存在時(shí)間之間負(fù)相關(guān)的研究結(jié)論一致*劉莎莎等(2013)對國內(nèi)基金的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)基金存在時(shí)間越長其業(yè)績越差。。其次，本文發(fā)現(xiàn)，在平均意義上，持有流動性差的股票資產(chǎn)和現(xiàn)金持有比例低的基金，通常具有更強(qiáng)的流動性擇時(shí)能力。這反映了流動性差的基金在市場流動性變化時(shí)可能面臨更大的流動性風(fēng)險(xiǎn)。因此，基金經(jīng)理會更加小心地根據(jù)市場流動性來管理基金投資組合。從表7中還發(fā)現(xiàn)，大盤基金的持股組合流動性與流動性擇時(shí)能力具有正相關(guān)關(guān)系，但現(xiàn)金持有比例與流動性擇時(shí)能力正相關(guān)但不顯著。而對于中小盤基金，其結(jié)果則與大盤基金相反。最后，除了平衡型基金，其他類型的基金流動性擇時(shí)能力都與基金資金流量具有正相關(guān)性。這反映了基金中的“智錢效應(yīng)”(Smart money effect)，即基金投資者的資金會流向那些業(yè)績表現(xiàn)好的基金。由于高的基金流動性擇時(shí)能力可以反映出基金良好的投資能力，因而可以吸引更多投資者，帶來更多的資金流入。

表7 基金流動性擇時(shí)能力與基金特征

注：括號中顯示了White穩(wěn)健型標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)得到的t值。

綜上所述，基金的流動性擇時(shí)能力與基金年齡、持股組合流動性和現(xiàn)金持有比例有著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而與基金的資金流量有著顯著的正相關(guān)關(guān)系。也就是說，基金年齡越短，持股組合流動性越差，現(xiàn)金持有比例越低的基金和資金流量越大的基金具有更強(qiáng)的流動性擇時(shí)能力。

(二)流動性擇時(shí)能力影響基金未來業(yè)績

基金的流動性擇時(shí)能力作為基金主動管理能力的一個(gè)方面，反映了基金經(jīng)理根據(jù)市場流動性調(diào)整基金投資組合風(fēng)險(xiǎn)敞口的能力。那么，基金的這種動態(tài)管理能力是否能轉(zhuǎn)化為未來的基金業(yè)績呢？為了回答這個(gè)問題，本文將實(shí)證檢驗(yàn)基金當(dāng)期的流動性擇時(shí)能力與下一期基金業(yè)績之間的關(guān)系，也即檢驗(yàn)基金的流動性擇時(shí)能力是否能預(yù)期下一期的基金業(yè)績。

為了檢驗(yàn)基金的流動性擇時(shí)能力對未來基金業(yè)績的預(yù)期作用，采用以下步驟進(jìn)行分析：

(15)

其中，σp,t是基金p在t年的月度收益標(biāo)準(zhǔn)差。

(16)

表8 基金的流動性擇時(shí)能力與未來基金業(yè)績

注：使用對個(gè)體和時(shí)間的群集標(biāo)準(zhǔn)誤(Cluster standard errors)來估計(jì)參數(shù)的值。

表8的回歸結(jié)果表明，從單因子模型alpha、三因子模型alpha和四因子模型alpha來看，在1%的顯著性水平下基金的流動性擇時(shí)能力對下一期基金的業(yè)績都有顯著的正向影響，也即高的基金流動性擇時(shí)能力能夠預(yù)期基金在下一期有更高的業(yè)績。流動性擇時(shí)能力每增加一單位，基金在下一年的月度單因子alpha、三因子alpha和四因子alpha將分別提高0.125、0.079、0.091。盡管從基金的收益和基金的夏普比來看，基金的流動性擇時(shí)能力對下一期的基金業(yè)績在10%的顯著性水平上并沒有顯著的影響，但其系數(shù)的符號為正，也能反映基金的流動性擇時(shí)能力在一定程度上能預(yù)測基金未來的業(yè)績。

綜上所述，基金流動性擇時(shí)能力能預(yù)期下一期基金有更好的業(yè)績，因而基金通過市場流動性來管理基金投資組合風(fēng)險(xiǎn)敞口的行為是具有經(jīng)濟(jì)意義的。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上述實(shí)證研究部分，本文使用公式(11)估計(jì)得到的結(jié)果作為基金流動性擇時(shí)能力的代理。考慮到區(qū)分流動性擇時(shí)能力和流動性反應(yīng)能力對準(zhǔn)確估計(jì)基金流動性擇時(shí)能力的重要性，本文基于公式(11)在分別控制市場收益擇時(shí)和波動擇時(shí)、區(qū)分流動性擇時(shí)能力和流動性反應(yīng)能力兩種情況下得到的流動性擇時(shí)能力進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(一)控制市場收益擇時(shí)和波動擇時(shí)

Pastor & Stambaugh (2003)研究發(fā)現(xiàn)市場流動性與當(dāng)前市場收益正相關(guān)，而與市場波動具有負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此，公式(11)所估計(jì)出來的基金流動性擇時(shí)能力可能包含了市場收益擇時(shí)和市場波動擇時(shí)的影響。為了剔除兩者影響，在公式(11)中控制市場收益擇時(shí)和市場波動擇時(shí)項(xiàng)，得到如下公式：

(17)

(二)區(qū)分市場流動性擇時(shí)能力與流動性反應(yīng)能力

市場流動性具有較強(qiáng)的序列相關(guān)性質(zhì)，因而公式(11)估計(jì)得到的流動性擇時(shí)能力并沒有排除基金經(jīng)理根據(jù)過去的市場流動性信息對當(dāng)前投資組合市場敞口做出調(diào)整的行為。Ferson & Schadt(1996)認(rèn)為，基金經(jīng)理根據(jù)過去市場信息對投資組合市場敞口做出調(diào)整的行為不能反映基金真實(shí)的擇時(shí)能力，因此Cao et al. (2013b)認(rèn)為有必要對基金經(jīng)理的流動性反應(yīng)能力和流動性擇時(shí)能力作出區(qū)分，并建立模型如下：

(18)

其中，Liqm,t是市場流動性Lm,t經(jīng)過AR(1)過程后的殘差序列*使用自相關(guān)系數(shù)、偏相關(guān)系數(shù)、AIC和BIC準(zhǔn)則等綜合確定市場流動性服從AR(1)過程：Lm,t=-0.149+0.587Lm,t-1+Liqm,t。，γc度量基金的流動性反應(yīng)能力。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

1.基金的流動性擇時(shí)能力影響因素分析

表9顯示，無論使用模型(17)還是使用模型(18)來估計(jì)基金流動性擇時(shí)能力，基金年齡、持股組合流動性和現(xiàn)金持有比例對基金的流動性擇時(shí)能力有顯著的負(fù)向影響，而基金的資金流量則與基金的流動性擇時(shí)能力有顯著的正向影響，與前文結(jié)論一致。

表9 基金流動性擇時(shí)能力與基金特征

2.流動性擇時(shí)能力能影響基金未來業(yè)績嗎？

表10顯示，無論使用模型(17)還是使用模型(18)來估計(jì)基金流動性擇時(shí)能力，實(shí)證結(jié)果均支持基金的流動性擇時(shí)能力對下一期基金的業(yè)績具有顯著的正向影響，也即流動性擇時(shí)能力強(qiáng)的基金能在下一期取得更高的基金業(yè)績，這與前文的結(jié)論一致。

表10 基金的流動性擇時(shí)能力與未來基金業(yè)績

六、結(jié) 論

本文在建立理論模型的基礎(chǔ)上，使用中國證券市場上427支基金的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，探討了基金的流動性擇時(shí)能力的影響因素以及對于基金業(yè)績的影響。理論分析發(fā)現(xiàn)，基金在市場流動性變好時(shí)，其最優(yōu)投資策略是增大市場風(fēng)險(xiǎn)敞口；而在市場流動性變差時(shí)，其最優(yōu)策略是降低市場風(fēng)險(xiǎn)敞口。實(shí)證研究方面，本文以Amihud的非流動性指標(biāo)作為市場流動性的代理變量，在四因子模型的基礎(chǔ)上，構(gòu)建了流動性擇時(shí)模型，研究發(fā)現(xiàn)，大約30%的基金具有流動性擇時(shí)能力。對不同投資類型的基金分類研究發(fā)現(xiàn)：成長型基金相比價(jià)值型和平衡型基金具有更強(qiáng)的流動性擇時(shí)能力，中小盤基金比大盤基金具有更強(qiáng)的流動性擇時(shí)能力。通過基金的流動性擇時(shí)能力與基金特征關(guān)系的分析發(fā)現(xiàn)，基金年齡越短、持股組合流動性越差、現(xiàn)金持有比例越低、資金流量越大的基金具有更強(qiáng)的流動性擇時(shí)能力。文章進(jìn)一步還研究了基金流動性擇時(shí)能力與未來基金業(yè)績的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)基金流動性擇時(shí)能力能夠預(yù)期下一期基金業(yè)績，因此基金的流動性擇時(shí)能力具有經(jīng)濟(jì)價(jià)值，能夠改善基金業(yè)績，給基金投資者帶來更多的好處。盡管在基金總體水平上，中國基金顯示出流動性擇時(shí)能力，但在個(gè)體基金水平上僅有30%的樣本基金具有這一能力，更多的基金尚未意識到基金流動性擇時(shí)的重要性，這為本文的研究和應(yīng)用提供了進(jìn)一步的方向。

陳浪南, 朱杰, 熊偉. 時(shí)變貝塔條件下的基金多市場擇時(shí)能力研究. 管理科學(xué)學(xué)報(bào), 2014(2): 58—68.

梁麗珍, 孔東民. 中國股市的流動性指標(biāo)定價(jià)研究. 管理科學(xué), 2008(3): 85—93.

李仲飛, 黃宇元, 鄧柏峻. 基金存在流動性擇時(shí)能力嗎?——基于中國主動管理開放式股票型基金的實(shí)證研究. 金融經(jīng)濟(jì)學(xué)研究, 2015(2): 108—118.

劉莎莎, 劉玉珍, 唐涯. 信息優(yōu)勢, 風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整與基金業(yè)績. 管理世界, 2013(8): 73—82.

馬超群, 傅安里, 楊曉光.中國投資基金波動擇時(shí)能力的實(shí)證研究. 中國管理科學(xué), 2005(2): 22—28.

肖峻, 石勁. 基金業(yè)績與資金流量: 我國基金市場存在“贖回異象” 嗎? 經(jīng)濟(jì)研究, 2011(1): 112—125.

張玉龍, 李怡宗. 資產(chǎn)定價(jià)中的市場流動性——流動性文獻(xiàn)綜述. 投資研究, 2013(10): 3—17.

張崢, 李怡宗, 張玉龍, 劉翔. 中國股市流動性間接指標(biāo)的檢驗(yàn)——基于買賣價(jià)差的實(shí)證分析. 經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊), 2013(10):233—262.

Acharya, V. V., & Pedersen, L. H. Asset pricing with liquidity risk. Journal of Financial Economics, 2005, 77(2): 375—410.

Amihud, Y. Illiquidity and stock returns: cross-section and time-series effects. Journal of Financial Markets, 2002, 5(1): 31—56.

Bodson, L., Cavenaile, L., & Sougné, D. A global approach to mutual funds market timing ability. Journal of Empirical Finance, 2013,20(20): 96—101.

Busse, J. A. Volatility timing in mutual funds: Evidence from daily returns. Review of Financial Studies, 1999, 12(5): 1009—1041.

Cao, C., Chen, Y., Liang, B., & Lo, A. W. Can hedge funds time market liquidity? Journal of Financial Economics, 2013a, 109(2): 493—516.

Cao, C., Simin, T. T., & Wang, Y. Do mutual fund managers time market liquidity? Journal of Financial Markets, 2013b, 16(2): 279—307.

Carhart, M. M. On persistence in mutual fund performance. The Journal of Finance, 1997, 52(1): 57—82.

Fama, E. F. Components of investment performance. The Journal of Finance, 1972, 27(3): 551—567.

Fama, E. F., & French, K. R. The cross-section of expected stock returns. The Journal of Finance, 1992, 47(2): 427—465.

Ferson, W. E., & Schadt, R. W. Measuring fund strategy and performance in changing economic conditions. The Journal of Finance, 1996, 51 (2): 425—461.

Pástor, L’., & Stambaugh, R. F. Liquidity risk and expected stock returns. Journal of Political Economy, 2003, 111(3): 642—685.

Simutin, M. Cash Holdings and Mutual Fund Performance. Review of Finance, 2014, 18(4): 1425—1464.

Siegmann, A., & Stefanova, D. The Evolving beta-Liquidity relationship of hedge funds. Journal of Empirical Finance, 2017, In Press.

Tang, K., Wang, W., & Xu, R. Size and performance of Chinese mutual funds: The role of economy of scale and liquidity. Pacific-Basin Finance Journal, 2012, 20(2): 228—246.

Treynor, J., & Mazuy, K. Can mutual funds outguess the market. Harvard Business Review, 1966, 44(4): 131—136.