对深沪两市基金指数以及大盘、中盘和小盘基金指数按詹森指数模型回归分析的结果表明，上述各类基金指数在季末均显著地存在超常收益，而且中盘基金的超常收益率最大，大盘次之，而小盘基金最小。
封闭式基金季末价格效应的实证分析
华泰证券综合研究所 张 俊 王小军
中国农业银行南京分行 陶长辉
近年来，证券市场中“拉升”封闭式基金(以下简称基金)季末或年末市场价格的现象频繁出现(尤以2001年年末最为典型)，并引起投资者的关注。本文将该现象称为基金季末效应，对基金季末价格超常收益及其成因进行实证检验和理论探讨。
文献回顾
理论上讲，基金市场价格取决于基金基本面信息(如净值、基金经理管理投资组合能力、基金经理人员变动等等)、证券市场整体走势和市场对该基金的供求变化。短期(一天)内，基金基本面信息一般不会出现重大变化，所以，基金市价于某一个固定的周期性时点脱离大盘出现异常波动的现象不会经常发生。然而，在当今海内外证券市场中，基金市场价格(无论封闭式或开放式)常常于每个季度最后一个交易日出现类似于小公司股票“一月效应”(Keim,1983；Roll,1983)的异常波动。Zweig(1997)对1985年至1995年美国股票基金“年末效应”的研究表明，在每年最后一个交易日中美国股票基金平均获得超越S&P500指数53个基点(万分之一)的异常收益，而次日(新年的第一个交易日)则低于S&p500指数37个基点。其中小盘基金年末超常收益平均为103个基点，次日的超常损失为60个基点。Zweig认为，基金经理通过拉升投资组合中股票的收盘价来达到提升基金净值和美化年报的作用。
同样，Mark M.Carhart(2001)等学者对1992年7月至2000年7月美国股票基金在月末、季末、年末的净值及交易量异常波动的实证分析也表明，基金净值在年末的超常收益最大，季末次之，月末最小且在统计上不显著。Mark M.Carhart认为，基金经理在季末或年末拉升净值的成因可能来自两个方面：一是基于战胜大盘(benchmark-beating)的要求；二是基金经理通过收益或利润在时间上的转移，美化报表、为自己获取更高的激励性报酬或提升自己信誉等。Mark M.Carhart还对上述两个假设进行了实证检验，结果表明第二个假设显著成立。
中国投资基金发展的历史较短，目前国内关于基金价格时间效应方面的相关研究文献较少。但是，赵涛和郑祖玄(2002)认为，根据机构在投资者中所占比例与市场整体被机构操纵程度的变化，可将证券市场的发展分为三个阶段。在其中的第二阶段，机构投资者所占比例逐渐增加但尚未足够高，在此阶段中市场整体被操纵的程度十分严重，且随着机构投资者比例的增加，证券被操纵的绝对数量和相对比例均随之上升。该观点为国内基金在季末、年末频频出现异常波动现象提供了有力的佐证。因为自国内基金市场对保险资金等机构投资者开放以来，机构投资者在基金持有人结构中所占比例越来越高，几乎所有基金的前十大持有人中均可见保险等机构投资者的身影，整个基金市场正处于第二个发展阶段。机构投资者在基金持有人结构中的相对“控股”地位，使得他们为其自身利益在季末或年末操纵基金市场价格成为可能。
研究方法
一、样本选取
本文以2000年5月10日(上证基金指数编制起始日)至2002年7月1日所有在深沪交易所上市交易的基金为研究对象，对它们在每个季度最后一日的价格异动情况进行研究。同时，本文还按基金规模的不同将样本分为大盘(25亿以上)、中盘(10亿～20亿)和小盘(10亿以下)基金三个样本组，对其季末超常收益率的大小进行比较。
二、研究方法
本文用事件研究法来检验基金市价在季末是否存在超常收益。事件研究方法由Fama、Fisher、Jensen和Roll(1969)提出并被广泛地运用于检验事件发生日及其前后的价格变化或价格对事件的反应程度。在事件研究法中，超常收益(abnormal return)是一个很重要的指标，用来度量股票或基金价格对事件发生或信息披露异常反应的程度。
在计算超常收益时，估计正常收益是较为关键的一个步骤。目前常用的正常收益预测模型大致包括以下五种：(1)用实际收益率和市场收益率的差作为超常收益率的估计；(2)用实际收益率与其均值的差作为超常收益率；(3)以CAPM模型作为正常收益率预测模型；(4)以市场模型作为正常收益率预测模型；(5)以APT模型作为正常收益率预测模型。尽管上述模型在构造和复杂程度上存在较大差异，但国外学者对其估计超常收益的检验效果进行了比较，结果表明运用这五种方法的检验效果相差不大。检验结果对模型选择缺乏敏感性的原因或许在于非正常收益的方差并没有因使用复杂模型而有实质性降低。此外，用事件法研究时通常假定超常收益模型为正态分布，而实际中超常收益率往往是非正态分布，但国外学者的研究表明，该方法在非正态场合仍然有效。
鉴于以上讨论，本文在检验基金季末价格超常收益时，分别直接以市场收益率和以CAPM模型两种方法来预测正常收益。
模型一：超常收益率检验
首先，该模型以市场收益率作为正常收益率来计算季末基金超常收益率，即用统计期间内每季度最后一个交易日各只基金的实际收益率减去基金所在交易所当天实际收益率，将其差值作为超常收益率的估计(即用Rit-Rmt表示ARit)；其次，计算平均超常收益。利用公式①计算出各个季末N只基金的平均超常收益率AARt；最后，对AARt进行检验。如果不存在“季末效应”，那么在理论上AARt应服从均值为0的正态分布。因此，通过对AARt是否为0进行T检验来确定基金季末效应的存在与否。T检验统计量如②所示：
①
②
模型二：CAPM模型回归分析
上述对AARt进行统计检验方法，虽能够验证基金季末超常收益的存在与否，但该方法在预测方面存在重大缺憾。因而本文选择詹森指数(Jwnsen Index)模型对基金季末效应进行回归分析。詹森指数是1968年詹森根据资本资产定价模型(CAPM)提出的用以评价基金投资组合超常收益的模型，我们认为，该模型同样适用于检验季末基金二级市场的超常收益。为此，我们除直接以深沪两市基金指数为样本外，还根据基金规模自行编制了大、中、小盘基金指数，并对各类基金指数的季末超常收益进行回归检验。
式中，Rit：季末基金指数i的实际收益率；Rf：无风险收益率(选择一年存款利率的日收益率)；Rm：季末市场收益率；βit：基金指数i的系统风险；αit：基金指数i在季末的超常收益。
如果α在统计上显著不等于0，说明季末基金存在超常收益并非偶然发生的，如果在统计上显著不为0的α值越大，则说明基金季末效应越大。反之则相反
实证结果与分析
一、超常收益率检验结果
我们将计算出的统计期间内各季末每只基金的超常收益率按季末(含半年末和年末)、季末(非年末和半年末)、半年末和年末分成三组，分别对这三组横截面数据做均值为0的T检验(详见表1)。
表1 基金季末超常收益T检验
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|
季末（含年末和半年末） |
季末非年末或半年末 |
年末和半年末 |
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样本点数量 |
350 |
158 |
192 |
|
均值（％） |
0.72 |
0.5661 |
0.8587 |
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标准差（％） |
1.3018 |
1.2456 |
1.3351 |
|
T值 |
10.442 |
5.713 |
8.913 |
|
显著水平Sig.(2-tailed) |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
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95％的置信区间 |
0.5898~0.8635 |
0.3704~.07618 |
0.6687~1.0488 |
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持有人 |
基金规模 |
2001年末 |
2000年末 |
1999年末 |
1998年末 |
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保险公司 |
大盘基金 |
26.69% |
23.21% |
0.23% |
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小盘基金 |
11.02% |
4.92% |
3.53% |
| |
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一般机构投资者 |
大盘基金 |
6.20% |
5.45% |
4.90% |
5.05% |
|
小盘基金 |
4.65% |
4.22% |
6.27% |
| |
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个人投资者 |
大盘基金 |
0.10% |
0.48% |
0.83% |
2.17% |
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小盘基金 |
0.37% |
1.67% |
1.96% |
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位置：