證券其它相關論文-解析我國封閉式基金折價之謎盡管我國基金業起步較晚，但也出現了封閉式基金折價問題，引起了市場人士的廣泛關注。本文旨在通過詳細考察影響基金折價的各種因素，定量分析其主要原因，以為我國今后基金相關政策的制訂提供實證依據。本文的結構如下：第二部分綜述美國封閉式基金折價的相關發現和對此進行的各種解釋；第三部分提供我國封閉式基金折價的動態特征的證據；第四部分檢驗一些傳統解釋的可行性；第五部分考察投資者情緒假設(investorsentimenthypothesis)對封閉式基金折價問題的解釋力；第六部分給出概要和結論。二、文獻回顧（一）國外研究自封閉式基金折價之謎被發現以來，經濟金融學家們就一直試圖為它找出一個合理的解釋。早期的各種研究欲以代表基金基本層面的因素為出發點，來解釋折價的存在。它們都有一個共同點，均認為封閉式基金折價是由基金所持有的投資組合的某些特征引起的。具有代表性的這些傳統解釋有：代理成本、資產流動性、基金業績、資本利得稅。代理成本論認為基金收取的管理費用是導致折價的主因，包德魯克斯(Boudreaux,1973)指出如果管理費用高出合理水平，或者投資者預期未來管理能力會變差，則代理成本（管理費用）問題便會導致封閉式基金出現折價。資產流動性論（馬爾基爾Malkiel,1977）認為封閉式基金的資產凈值是用基金持有的股份的市場價格來計算的，通常一只基金持有的某一股票的份額很大，售出時將不可避免地導致股價下跌，因而使得套現后的收益比當前賬面的數額少。基金績效論（馬爾基爾，1977）認為折價之所以存在乃因為市場對基金的未來盈利能力評價不高。資本利得稅這一解釋認為出售已升值的封閉式基金股份必須繳納資本利得稅(capitalgaintax)，此損失應該在基金凈值中扣除，故以折扣的形式反映在價格上了。馬爾基爾(1997)的研究被視為早期研究的經典之作，他檢驗了關于美國封閉式基金折價的各種傳統解釋，被檢驗的因素包括：(1)尚未實現的資本升值，(2)紅利分發政策，(3)資產的流動性，(4)代理費用（管理費用），(5)持有的國外股票，(6)基金業績，(7)基金投資組合的轉換。馬爾基爾以橫截面和時間序列回歸方法來測度上述因素是否可以解釋折價問題，結果發現基金折價與尚未實現的升值（在基金未實現的升值期間）、資本收益的分配政策、資產的流動性以及國外股票的持有情況有一定的相關性。然而，馬爾基爾指出這些因素的解釋力有限，只解釋了問題的一小部分，便推測市場心理對折價的形成和變動可能有很重要的作用。鑒于傳統研究無法取得令人滿意的解釋，新的研究便另辟蹊徑。大部分研究以投資者情緒為中心，全面考慮了封閉式基金的兩個風險：一是其持有的投資組合所帶來的風險，它決定了基金股份的基本價值；二是由于市場中投資者情緒波動形成的風險，它使得基金股份的市場價格偏離其基本價值，從而演變成折價。李等人(leeet.al,1991)認為傳統研究不僅無法較滿意地解釋狹義的折價之謎的成因，而且也根本無法解釋廣義的折價之謎的四大動態特征。他們認為應考慮投資者情緒這一重要因素，因其對解開折價之謎的四個特征有決定性的幫助。然而，投資者情緒很難被定量測度，因此無法直接驗證這一新猜想，只能通過間接驗證。具體需要驗證如下關系：(1)不同基金的折價變動的同步性，(2)新基金上市的時間選擇，(3)小公司的收益率變動和基金折價之間的關系。結果發現每一個問題均與投資者情緒息息相關，間接說明了這一因素的重要性。首先，基金的折價都高度相關。盡管基金的投資組合不太相同，但由于散戶是基金的主要投資者，因此他們的情緒變化會直拉影響各基金的折價，使得其走勢大致趨同。其次，根據投資者情緒假說，新的封閉式基金會擇時上市，即選擇在投資者情緒看好整個封閉式基金業之時上市。實證結果發現情況確是如此，許多新封閉式基金在現有封閉式基金的折價變小時才上市。最后，投資者情緒假說認為封閉式基金的折價應該與小公司股票的收益率呈反方向變動，原因是當投資者對基金未來的收益持樂觀態度時，基金的折價就變低，而與此同時這種樂觀情緒則表現在對小公司股票的強烈需求上，結果使得其收益率明顯提高。李等人對規模投資組合的收益率、封閉式基金折價和市場指數收益率作了回歸分析，發現當封閉式基金折價縮小時規模小的股票表現較好。（二）國內研究在我國，對封閉式基金折價之謎的研究尚處于起步階段，據我們所知，迄今為止有三篇這方面的研究文獻，分別是顧娟(2001)、汪光成(2001)和上海證券交易所研究報告(2002)。顧娟(2001)對基金折價和基金未來業績、基金風險、基金所持投資組合集中度之間的關系做了分析，并檢驗了各個基金折價之間的相關性。她得出的結果部分地顯示了基金折價與基金基本面因素似乎關系不大，但是并沒有進一步深入考察投資者情緒的解釋作用。汪光成(2001)對封閉式基金折價問題的相關文獻做了一個非常全面的回顧，并簡單地分析了我國封閉式基金折價的統計特征，最后提出了這一問題與基金市場的投資理念、投資者的“共同知識”、“投資者類型、基金披露信息和制度安排缺陷有關。然而，由于沒有進行深入的定量分析來檢驗上述關系，因此它僅隸屬一種推測而無法確定影響基金折價的真正因素。上交所研究報告(2002)先使用橫截面回歸分析了各因素與基金折價率之間的關系，之后又使用E-GARCH方法分析了基金折價與流動性之間的關系。該研究所強調的是各個解釋變量和基金折扣之間的相關關系，而并非每個變量的解釋力的大小。從其橫截面回歸結果看，回歸的決定系數僅為0.5，說明這些因素并不能完全解釋基金折價。另外，E-GARCH分析也只是揭示了基金變現能力與折價之間存在負相關關系。顯而易見，若想徹底解開我國封閉式基金折扣之謎，提出一個合理的解釋，還需進行更深入的實證研究。三、基金折價的動態特征為了便于分析和討論，本節簡單總結和闡述我國基金折價的幾個動態特征。（一）數據和方法本研究的數據來自深圳國泰安公司(GTA)的中國共同基金數據庫。原始數據來源于封閉式基金發放的每周公報，然后由GTA數據庫收集、計算。對每只基金的紅利和除權已做出適當調整。封閉式基金折價(DISCit)的計算以周進行，方法如下：附圖其中，NAVit在t期末的基金i的每股NAV,SPit在t期末的基金i的股票價格。我們構建了一個折價指數來代表整個樣本封閉式基金折價的狀態，它是10只在1998年6月以前上市的封閉式基金折價的算術平均數。這樣選擇的目的是保證有足夠的時間序列觀察值。樣本期是自1998年10月開始的首次周公報至2000年最后一次周公報。具體計算公式為：附圖（二）證據圖一是折價指數變化的動態曲徑。此外，表一給出了折價指數變動的摘要統計數字，包括均值、中位數和標準差。附圖圖1折價指數變動情況（1999年10月-2000年12月）表1折價指數摘要統計（1999年10月2000年12月）均值(%)5.668956859中位數(%)7.368標準差(%)15.30079834樣本方差(%)234.1144299峰度-0.624772872偏斜度-0.659983747極差(%)54.58366667最小值(%)-30.47666667最大值(%)24.107如前所述，封閉式基金折價之謎不僅意味著封閉式基金折價的存在，而且也包括四個特征：基金股份先以高于資產凈值的溢價交易，然后很快變成折價，并且大幅度波動，最后當封閉式基金清算或轉為開放式時便縮小。圖一和表一顯示了封閉式基金折價在我國也存在，且動態特征與美國的極為相似：折價指數開始有30%的溢價，然后幾乎單調上升到20%的折價。此外，折價指數的波動很大，其均值和中位數分別是5.67%和7.37%。折價的幅度和波動均顯著高于美國的數值，說明折價現象在我國相當嚴重。（注：值得一提的是，由于在中國沒有封閉式基金清算和轉化為開放式基金的先例，我們不能檢驗第四個特征。）為了深入了解上述動態變化，我們進一步觀察了每只基金的折價變動情況。表二展示了10只樣本封閉式基金的下列數據：(1)上市的日期，(2)上市第一個月的溢價，(3)首次公布折價出現日期。如表所示，在10只封閉式基金中，除了上市較晚的景宏基金之外，其余9只基金都先以高于資產凈值的溢價交易，然后在很短的時間內變成折價。另外，溢價與上市時間的早晚關系極大，上市越晚，起始的溢價就越低，變為折價所花的時間就越短。表2封閉式基金折價的動態特征基金首次交易日期首月溢價(%)首次折價公告日開元04/07/9895.43%05/24/99金泰04/07/98100.99%06/07/99興華05/04/9823.73%05/04/99安信06/22/9850%05/07/99裕陽07/30/9827.14%05/04/99普惠01/27/996.67%05/10/99同益04/21/992.23%05/17/99泰和04/20/991.01%08/16/99景宏05/18/99-0.33%05/18/99漢盛05/18/990.53%05/07/99四、折價的傳統解釋為了解析上節中呈現的我國封閉式基金的折價現象，在本節中，我們先試圖用傳統理論來定量解釋，主要考慮三大因素：代理成本、資本流動性和基金業績。（一）代理成本表三給出了10只樣本基金的管理費用占總凈資產的比例。數據來自基金的年度資產負債表。在大多數情況下，管理費大約占凈資產市值的0.2%，最高亦僅達0.31%，而折價指數的均值為5.6%，波動范圍為-30%到24%。很明顯，與封閉式基金的折價相比，管理費用則要小得多，而且，對一個基金來說，它的管理費用在一年內是一個相對固定的數額，而折價則變動很大。表3管理費用占總資產比例(%)附圖表42000年樣本基金折價幅度、代理成本、資產流動性和業績表現附圖如果管理費用可以解釋封閉式基金折價的話，那么在基金的管理開支和基金的折價間有就會存在正相關關系，即較高的管理費用將導致較大的折價。因此，我們用spearman排序相關關系作一個簡單的測試。表四列出各基金的折價幅度、代理成本、資產流動性和業績表現的統計數據，而表五則是相應的spearman排序相關關系檢驗結果。在表五中，10月樣本基金的2000年每周折價的算術平均和其年管理費用占凈資產比例之間的spearman排序相關系數是-0.267，對零相關的原假設的雙尾檢驗P值是0.456，意味著管理費用和封閉式基金折價的正相關關系并不存在。因此，我們認為代理成本（管理費用）并不是中國封閉式基金折價的一個合理解釋。表52000年樣本基金折價幅度、代理成本、資產流動性和業績表現之間的Spearman排序相關系數附圖（二）資產流動性根據流動性解釋，我們預期基金的折價和可流動的程度呈負相關關系。我們也用spearman排序相關來檢驗此關系。基金的流動性是用它們投資組合的集中程度來代表，即在基金的投資組合中具最大資產凈值的10只股票的資產凈值之和與基金的總資產凈值的比例，使用的數據是2000年度的基金每周集中度的算術均值。從表五中可以看出，其spearman排序相關系數是-0.467，而零相關的原假設的雙尾檢驗P值則是0.17。這一結果同上小節的結果一樣令人驚訝，基金折價和投資組合的集中度之間的相關關系為負數，與理論預期相反。然而，這個負相關關系在統計上并不顯著。可見，用流動性這個概念無法解釋封閉式基金為什么在上市初期的價格超過它的資產凈值。因此，資產流動性也不能對我國封閉式基金折價給予合理的解釋。（三）基金業績從邏輯上講，封閉式基金的業績與其折價應該呈負相關關系。如果投資者認為基金管理者能夠獲得高于平均水平的利潤的話，他便會樂意以高于資產凈值的價格買基金股份，反之亦然。在表五中，我們計算了10只樣本基金的折價和基金績效之間的相關系數。這一基金績效是以一個雙因素模型（包括風險和規模兩個因素）為基準計算得出的。令人驚訝的是，spearman排序相關系數僅為0.152，零相關的原假設的雙尾檢驗P值也只有0.676，意味著這兩個變量間的相關關系為正，但在統計上并不顯著。因而，基金業績同樣不能解釋我國的封閉式基金折價。至于稅收的解釋，因為我國并沒有直接征收資本利得稅，所以無法進行實證檢驗。頗為有趣的是，管理費用和10只基金的集中程度之間的spearman排序相關系數為0.615，零相關的原假設的雙尾檢驗P值為0.058，說明此正相關關系在10%的置信水平上統計顯著。另外，管理費用和基金業績顯示了極強的正相關關系，spearman排序相關關系是0.69，對應的零相關的原假設的雙尾檢驗P值是0.0027。這一結果給我們提供了基金為何收取高額管理費用的直接證據。最后，我們將三個因素放在一起，用橫截面回歸方法進行分析，結果收錄在表六中。縱觀表六，回歸結果一目了然，三個因素