封闭式基金范文10篇

封闭式基金范文篇1

自封闭式基金折价之谜被发现以来，经济金融学家们就一直试图为它找出一个合理的解释。早期的各种研究欲以代表基金基本层面的因素为出发点，来解释折价的存在。它们都有一个共同点，均认为封闭式基金折价是由基金所持有的投资组合的某些特征引起的。具有代表性的这些传统解释有：成本、资产流动性、基金业绩、资本利得税。

成本论认为基金收取的管理费用是导致折价的主因，包德鲁克斯(Boudreaux,1973)指出如果管理费用高出合理水平，或者投资者预期未来管理能力会变差，则成本（管理费用）问题便会导致封闭式基金出现折价。资产流动性论（马尔基尔Malkiel,1977）认为封闭式基金的资产净值是用基金持有的股份的市场价格来计算的，通常一只基金持有的某一股票的份额很大，售出时将不可避免地导致股价下跌，因而使得套现后的收益比当前账面的数额少。基金绩效论（马尔基尔，1977）认为折价之所以存在乃因为市场对基金的未来盈利能力评价不高。资本利得税这一解释认为出售已升值的封闭式基金股份必须缴纳资本利得税(capitalgaintax)，此损失应该在基金净值中扣除，故以折扣的形式反映在价格上了。

马尔基尔(1997)的研究被视为早期研究的经典之作，他检验了关于美国封闭式基金折价的各种传统解释，被检验的因素包括：(1)尚未实现的资本升值，(2)红利分发政策，(3)资产的流动性，(4)费用（管理费用），(5)持有的国外股票，(6)基金业绩，(7)基金投资组合的转换。马尔基尔以横截面和时间序列回归方法来测度上述因素是否可以解释折价问题，结果发现基金折价与尚未实现的升值（在基金未实现的升值期间）、资本收益的分配政策、资产的流动性以及国外股票的持有情况有一定的相关性。然而，马尔基尔指出这些因素的解释力有限，只解释了问题的一小部分，便推测市场心理对折价的形成和变动可能有很重要的作用。

鉴于传统研究无法取得令人满意的解释，新的研究便另辟蹊径。大部分研究以投资者情绪为中心，全面考虑了封闭式基金的两个风险：一是其持有的投资组合所带来的风险，它决定了基金股份的基本价值；二是由于市场中投资者情绪波动形成的风险，它使得基金股份的市场价格偏离其基本价值，从而演变成折价。

李等人(leeet.al,1991)认为传统研究不仅无法较满意地解释狭义的折价之谜的成因，而且也根本无法解释广义的折价之谜的四大动态特征。他们认为应考虑投资者情绪这一重要因素，因其对解开折价之谜的四个特征有决定性的帮助。然而，投资者情绪很难被定量测度，因此无法直接验证这一新猜想，只能通过间接验证。具体需要验证如下关系：(1)不同基金的折价变动的同步性，(2)新基金上市的时间选择，(3)小公司的收益率变动和基金折价之间的关系。

结果发现每一个问题均与投资者情绪息息相关，间接说明了这一因素的重要性。首先，基金的折价都高度相关。尽管基金的投资组合不太相同，但由于散户是基金的主要投资者，因此他们的情绪变化会直拉影响各基金的折价，使得其走势大致趋同。其次，根据投资者情绪假说，新的封闭式基金会择时上市，即选择在投资者情绪看好整个封闭式基金业之时上市。实证结果发现情况确是如此，许多新封闭式基金在现有封闭式基金的折价变小时才上市。最后，投资者情绪假说认为封闭式基金的折价应该与小公司股票的收益率呈反方向变动，原因是当投资者对基金未来的收益持乐观态度时，基金的折价就变低，而与此同时这种乐观情绪则表现在对小公司股票的强烈需求上，结果使得其收益率明显提高。李等人对规模投资组合的收益率、封闭式基金折价和市场指数收益率作了回归分析，发现当封闭式基金折价缩小时规模小的股票表现较好。

（二）国内研究

在我国，对封闭式基金折价之谜的研究尚处于起步阶段，据我们所知，迄今为止有三篇这方面的研究文献，分别是顾娟(2001)、汪光成(2001)和上海证券交易所研究报告(2002)。

顾娟(2001)对基金折价和基金未来业绩、基金风险、基金所持投资组合集中度之间的关系做了分析，并检验了各个基金折价之间的相关性。她得出的结果部分地显示了基金折价与基金基本面因素似乎关系不大，但是并没有进一步深入考察投资者情绪的解释作用。

汪光成(2001)对封闭式基金折价问题的相关文献做了一个非常全面的回顾，并简单地分析了我国封闭式基金折价的统计特征，最后提出了这一问题与基金市场的投资理念、投资者的“共同知识”、“投资者类型、基金披露信息和制度安排缺陷有关。然而，由于没有进行深入的定量分析来检验上述关系，因此它仅隶属一种推测而无法确定影响基金折价的真正因素。

上交所研究报告(2002)先使用横截面回归分析了各因素与基金折价率之间的关系，之后又使用E-GARCH方法分析了基金折价与流动性之间的关系。该研究所强调的是各个解释变量和基金折扣之间的相关关系，而并非每个变量的解释力的大小。从其横截面回归结果看，回归的决定系数仅为0.5，说明这些因素并不能完全解释基金折价。另外，E-GARCH分析也只是揭示了基金变现能力与折价之间存在负相关关系。显而易见，若想彻底解开我国封闭式基金折扣之谜，提出一个合理的解释，还需进行更深入的实证研究。

三、基金折价的动态特征

为了便于分析和讨论，本节简单总结和阐述我国基金折价的几个动态特征。

（一）数据和方法

本研究的数据来自深圳国泰安公司(GTA)的中国共同基金数据库。原始数据来源于封闭式基金发放的每周公报，然后由GTA数据库收集、计算。对每只基金的红利和除权已做出适当调整。

封闭式基金折价(DISCit)的计算以周进行，方法如下：

如前所述，封闭式基金折价之谜不仅意味着封闭式基金折价的存在，而且也包括四个特征：基金股份先以高于资产净值的溢价交易，然后很快变成折价，并且大幅度波动，最后当封闭式基金清算或转为开放式时便缩小。图一和表一显示了封闭式基金折价在我国也存在，且动态特征与美国的极为相似：折价指数开始有30%的溢价，然后几乎单调上升到20%的折价。此外，折价指数的波动很大，其均值和中位数分别是5.67%和7.37%。折价的幅度和波动均显著高于美国的数值，说明折价现象在我国相当严重。（注：值得一提的是，由于在中国没有封闭式基金清算和转化为开放式基金的先例，我们不能检验第四个特征。）

为了深入了解上述动态变化，我们进一步观察了每只基金的折价变动情况。表二展示了10只样本封闭式基金的下列数据：(1)上市的日期，(2)上市第一个月的溢价，(3)首次公布折价出现日期。如表所示，在10只封闭式基金中，除了上市较晚的景宏基金之外，其余9只基金都先以高于资产净值的溢价交易，然后在很短的时间内变成折价。另外，溢价与上市时间的早晚关系极大，上市越晚，起始的溢价就越低，变为折价所花的时间就越短。

四、折价的传统解释

为了解析上节中呈现的我国封闭式基金的折价现象，在本节中，我们先试图用传统理论来定量解释，主要考虑三大因素：成本、资本流动性和基金业绩。

（一）成本

表三给出了10只样本基金的管理费用占总净资产的比例。数据来自基金的年度资产负债表。在大多数情况下，管理费大约占净资产市值的0.2%，最高亦仅达0.31%，而折价指数的均值为5.6%，波动范围为-30%到24%。很明显，与封闭式基金的折价相比，管理费用则要小得多，而且，对一个基金来说，它的管理费用在一年内是一个相对固定的数额，而折价则变动很大。

如果管理费用可以解释封闭式基金折价的话，那么在基金的管理开支和基金的折价间有就会存在正相关关系，即较高的管理费用将导致较大的折价。因此，我们用spearman排序相关关系作一个简单的测试。表四列出各基金的折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现的统计数据，而表五则是相应的spearman排序相关关系检验结果。在表五中，10月样本基金的2000年每周折价的算术平均和其年管理费用占净资产比例之间的spearman排序相关系数是-0.267，对零相关的原假设的双尾检验P值是0.456，意味着管理费用和封闭式基金折价的正相关关系并不存在。因此，我们认为成本（管理费用）并不是中国封闭式基金折价的一个合理解释。

表52000年样本基金折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现之间的Spearman排序相关系数

附图

（二）资产流动性

根据流动性解释，我们预期基金的折价和可流动的程度呈负相关关系。我们也用spearman排序相关来检验此关系。基金的流动性是用它们投资组合的集中程度来代表，即在基金的投资组合中具最大资产净值的10只股票的资产净值之和与基金的总资产净值的比例，使用的数据是2000年度的基金每周集中度的算术均值。从表五中可以看出，其spearman排序相关系数是-0.467，而零相关的原假设的双尾检验P值则是0.17。这一结果同上小节的结果一样令人惊讶，基金折价和投资组合的集中度之间的相关关系为负数，与理论预期相反。然而，这个负相关关系在统计上并不显著。可见，用流动性这个概念无法解释封闭式基金为什么在上市初期的价格超过它的资产净值。因此，资产流动性也不能对我国封闭式基金折价给予合理的解释。

（三）基金业绩

从逻辑上讲，封闭式基金的业绩与其折价应该呈负相关关系。如果投资者认为基金管理者能够获得高于平均水平的利润的话，他便会乐意以高于资产净值的价格买基金股份，反之亦然。在表五中，我们计算了10只样本基金的折价和基金绩效之间的相关系数。这一基金绩效是以一个双因素模型（包括风险和规模两个因素）为基准计算得出的。令人惊讶的是，spearman排序相关系数仅为0.152，零相关的原假设的双尾检验P值也只有0.676，意味着这两个变量间的相关关系为正，但在统计上并不显著。因而，基金业绩同样不能解释我国的封闭式基金折价。

至于税收的解释，因为我国并没有直接征收资本利得税，所以无法进行实证检验。颇为有趣的是，管理费用和10只基金的集中程度之间的spearman排序相关系数为0.615，零相关的原假设的双尾检验P值为0.058，说明此正相关关系在10%的置信水平上统计显著。另外，管理费用和基金业绩显示了极强的正相关关系，spearman排序相关关系是0.69，对应的零相关的原假设的双尾检验P值是0.0027。这一结果给我们提供了基金为何收取高额管理费用的直接证据。

最后，我们将三个因素放在一起，用

横截面回归方法进行分析，结果收录在表六中。纵观表六，回归结果一目了然，三个因素的回归系数无一在统计上显著，说明它们均不能解释基金折价现象。

表6传统解释的横截面回归检验结果（注：本横截面回归样本为18只基金（开元、安信、裕阳、新华、普惠、同益、景宏、泰和、汉盛、裕隆、安顺、天元、景博、景阳、裕元、同盛、金鑫）。回归因变量为各基金2000年内周折价率算术平均数；回归自变量分别是各基金2000年(1)持股集中度、(2)基金绩效、(3)管理费用占总资产比重、(4)基金总资产。）

附图

五、投资者情绪假说

前面的讨论说明传统理论无法解释中国的封闭式基金折价。回顾传统解释，其基石为封闭式基金的风险乃由一些基金的基本因素所导致。然而，众多有关市场有效性的实证研究都指出，仅考虑基本因素还远远不够，因为它忽略了也许是最重要的因素，即投资者情绪，此乃行为金融学研究的中心所在。对基金来讲，我们完全有理由相信，投资者的情绪非同小可，它在很大程度上影响和导致了折价。

为找到支持投资者情绪假设的间接证据，我们将检验：(1)不同基金折价变动的同步性，(2)新基金上市时间的选择，(3)封闭式基金折价和不同规模的股票收益率之间的关系。

（一）不同封闭式基金折价变动的同步性

一般来讲，封闭式基金相互的投资风险不同，这样他们持有的投资组合的组成便不同，因此相应地封闭式基金相互间基本层面不同。由于传统解释认为封闭式基金的折价由投资组合的风险带来，那么如果不存在投资者情绪对基金折价的影响的话，其变动应该不同。相反，如果不同的基金的折价变动呈正相关的话，那么便可以说明投资者情绪是基金折价的主要推动力。

表七给出了组成折价指数的10只样本基金之间以及指数本身的Pearson相关系数。可以非常清楚地看到各只基金的折价之间是高度相关的，且所有的相关系数都为正数，其算术平均数高达0.92，连最低的相关系数亦有0.68，其相关系数标准差为0.07。所有的零相关的双尾检验的P值都是零，说明正相关关系统计十分显著。

表7折价指数与基金（为指数组成基金）折价间Pearson相关系数（1999年10月—2000年12月）

附图

a此表显示的是1999年10月到2000年12月间折价指数和构成此指数的十只基金的折价之间的相关系数，对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0（未列于表中），表明所有相关系数都显著不等于0。

进一步寻找证据，我们计算了折价指数于1999年下半年之后上市的10家封闭式基金之间的相关系数，检验的时期从1999年12月到2000年12月。表八列出了这10家基金的折价和折价指数之间的pearson相关系数。在基金和折价指数间的相关系数仍然很大，所有的零相关的双尾检验的P值都是零。相关系数的均值是0.945，而最低的相关系数是0.87，标准差是0.03。

表8折价指数与基金（非指数组成基金）折价间Pearson相关系数α（1999年12月—2000年12月）

附图

a此表显示的是1999年12月到2000年12月间折价指数和此指数之外的十只基金的折价之间的相关系数，对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0（未列于表中），表明所有相关系数都显著不等于0。

概而论之，表七和表八都显示不同封闭式基金的折价同方向变动，支持了不同基金的折价是由相同的投资者情绪所驱动的假设。此外，各只基金的折价的高度相关显示折价指数的变动并非由一些局外点所决定，这也说明我们构建的折价指数足已代表整个封闭式基金业的折价幅度。

（二）新基金上市的时间选择

根据投资者情绪模型，封闭式基金折价并非由单个基金的基本因素所致，而是由投资者针对封闭式基金的情绪所致。此外，前面的实证发现表明各只基金的折价高度正相关，因此，现有封闭式基金的折价可以反映市场对整个封闭式基金业的态度。由此，我们可以预见新的基金将会选择在投资者看好现有的封闭式基金的时候上市，即在这些基金以溢价或以较低的折价交易时上市。

我们通过考察从1999年6月到2000年12月间的新基金上市数目和同期折价指数变动之间的关系，从另一方面来检验投资者情绪假说的合理性。每月的折价指数变动用月内的每周折价的算术平均来衡量，但由于封闭式基金的上市需要较长的申请时间，在计划的上市日期和实际的上市日期之间会有一个时间差，其间的市场情况很可能会剧烈变动。因此，这一检验的结论并不十分准确，只可以作为参考。在图二里，柱状表示新基金每月上市的数目，而线状则表示现有基金折价的变动。

我们看到多数基金的上市选择在折价变得相对较低时期。1999年6月、10月，2000年4月、7月，折价指数有较大幅度下降。在此期间，总共23个封闭式基金中有16个上市。在1999年8月和2000年3月间，当折价指数大幅上升时，没有新的基金上市。

（三）折价变化和不同市值股票收益率之间的关系

投资者情绪模型认为既然封闭式基金折价的变动是由个人投资者的情绪所引起，而小市值股票也主要被个人投资者持有，那么基金折价和小市值股票的收益率之间应该存在联系。研究发现当折价指数变小时，小市值股票收益率就变高，反之亦然。

附图

图2折价指数变动和新基金上市关系

对于我国市场，虽然至今尚无各类投资者的持股状况的研究，但我们认为仍可间接考察封闭式基金折价和不同市值股票收益率之间的关系。我们使用的二元回归模型为：

附图

其中R[,it]是一个规模投资组合(sizeportfolio)的周收益率，其具体的构造方式如下：在1998年的最后一个交易日，我们根据当日沪深两市所有上市公司的流通市值排序，再将所有公司按照顺序平均分为8个组别；在1999年内，保持每个投资组合的组成不变，再计算出组内所有股票的每周收益率的算术平均数，以此作为每个投资组合的周收益率。到1999年最后一个交易日，再如上述方法对沪深两市所有股票排序，组成8个投资组合，分别计算其在2000年内的周收益率。△disct是折价指数变化率，即t期折价水平与t-1期折价水平之差除以t-1期折价水平绝对值：

附图

最后，mkt[,t]是沪深两市所有股票的平均（以流通市值加权）收益。

回归结果列在表九。可以看到，折价指数变动率的回归系数随投资组合市值上升而单调下降。具体而言，折价指数的变动率的系数从0.0036（最小规模的投资组合）单调下降到-0.0013（最大规模的投资组合），并且只有在对最大规模组合进行回归时的系数为负。这意味着当大市值股票表现好时，折价便减少；而当小市值股票表现好时，折价则扩大。除了组合G之外，折价指数的回归系数在统计上都很显著，表明了很强的相关关系。

表9模型R[,it]=α[,0]+α[,1]△disc[,t]+α[,2]mkt[,t]+ε[,t]回归结果

附图

上述结论说明，我国基金折价变化和不同市值股票收益率之间的关系与美国的情形恰恰相反。为给这一现象一个合理的解释，有必要对我国市场各类投资者以及封闭式基金的投资组合组成做进一步的研究。在缺少这方面资料和证据的情况下，我们只好先做两个猜测。第一个猜测是，既然我们知道共同基金出于流动性的考虑都倾向持有大市值股票，这样当大市值股票表现好时投资者便看好封闭式基金，将抬高基金股份的价格，与之相应的封闭式基金的折价便缩小。第二个猜测是，封闭式基金和小市值股票对某类投资者来说是替代品。当此类投资者衷情小股票时，他们就提高小股票持有的比重，相应降低他们投资组合中封闭式基金的比例，结果封闭式基金价格的降低便导致折价加大。

六、结束语

在本文中，我们检验了中国股市的封闭式基金折价现象。在详细阐述了这一现象后，我们检验了各种可能的解释。我们发现，传统因素不能完全解释折价现象及各种特征，但若考虑到投资者情绪，谜底便迅速被揭开。具体而言，我们得出如下三大结论：(1)不同封闭式基金的折价变动呈现高度正相关；(2)新的封闭式基拿选择在现有封闭式基金的折价小时上市；(3)基金折价变动和不同市值股票的收益率变动之间的关系密切；当小市值股票收益率上升时，封闭式基金的折价就增加；相反，当大市值股票收益率上升时，基金折价便缩小。前两个结论与美国的情况相同，而第三个结论则相反。

目前社会上对基金业运作的看法颇为负面，认为它们并非完全依靠专业化的管理而是凭本身的资金实力和享受的特殊待遇来获取收益，把基金联合锁仓、拉抬重仓股等一系列不当甚至违法行为归咎于两个方面的问题；基金信息披露透明度不够和监管制度安排有缺陷。我们的研究结果表明，提高透明度和加强监管无疑对我国基金市场的健康发展有利，但并不能解决封闭式基金折价这一问题，它与证券市场的宏观环境和投资者的情绪息息相关。国外的经验也告诉我们，基金折价甚具普遍性和长期性，不可能通过完善制度在短期内消除。

我们的定量分析还显示，我国封闭式基金的折价在幅度上比国外严重，因此我们对开放式基金的继续生存持怀疑态度。我们建议，出于对我国基金业的健康发展和对投资者权益的保护的考虑，应暂时停止批准新开放式基金的上市，等封闭式基金折价降低到一个稳定的、吸引的水平后再考虑放松限制。

【参考文献】

1顾娟，2001，中国封闭式基金贴水问题研究，《金融研究》，2001年第11期，62-71页。

2汪光成，2001，投资基金折价问题研究，《金融研究》，2001年第12期，20-28页。

3上交所研究报告，2002，中国封闭式基金折价问题理论与实证分析（海通证券—复旦大学联合课题组），《上证研究》，2002年第4期。

4Boudreaux,K.J.,1973,Discountsandpreniumonclose-endmutualfunds:Astudyinvaluation,JournalofFinance28,515-522

5Chopra,N.,C,M.LeeandR.Thailer,1993,Yes,discountsonclose-endfundsareasentimentindex,JournalofFinance,48,801-808

6Fama,E.,1970,Efficientcapitalmarkets:Areviewoftheoryandempiricalwork,

JournalofFinance25,383-417

7Fama,E.,1991,Efficientcapitalmarkets:II,journalofFinaance46,1575-1617.

8Fama,E.,1998,Marketefficiency,long-termreturns,andbehavioralfinance,JonrnalofFinancialEconomics49,283-306.

封闭式基金范文篇2

本文的结构如下：第二部分综述美国封闭式基金折价的相关发现和对此进行的各种解释；第三部分提供我国封闭式基金折价的动态特征的证据；第四部分检验一些传统解释的可行性；第五部分考察投资者情绪假设(investorsentimenthypothesis)对封闭式基金折价问题的解释力；第六部分给出概要和结论。

二、文献回顾

（一）国外研究

自封闭式基金折价之谜被发现以来，经济金融学家们就一直试图为它找出一个合理的解释。早期的各种研究欲以代表基金基本层面的因素为出发点，来解释折价的存在。它们都有一个共同点，均认为封闭式基金折价是由基金所持有的投资组合的某些特征引起的。具有代表性的这些传统解释有：成本、资产流动性、基金业绩、资本利得税。

成本论认为基金收取的管理费用是导致折价的主因，包德鲁克斯(Boudreaux,1973)指出如果管理费用高出合理水平，或者投资者预期未来管理能力会变差，则成本（管理费用）问题便会导致封闭式基金出现折价。资产流动性论（马尔基尔Malkiel,1977）认为封闭式基金的资产净值是用基金持有的股份的市场价格来计算的，通常一只基金持有的某一股票的份额很大，售出时将不可避免地导致股价下跌，因而使得套现后的收益比当前账面的数额少。基金绩效论（马尔基尔，1977）认为折价之所以存在乃因为市场对基金的未来盈利能力评价不高。资本利得税这一解释认为出售已升值的封闭式基金股份必须缴纳资本利得税(capitalgaintax)，此损失应该在基金净值中扣除，故以折扣的形式反映在价格上了。

马尔基尔(1997)的研究被视为早期研究的经典之作，他检验了关于美国封闭式基金折价的各种传统解释，被检验的因素包括：(1)尚未实现的资本升值，(2)红利分发政策，(3)资产的流动性，(4)费用（管理费用），(5)持有的国外股票，(6)基金业绩，(7)基金投资组合的转换。马尔基尔以横截面和时间序列回归方法来测度上述因素是否可以解释折价问题，结果发现基金折价与尚未实现的升值（在基金未实现的升值期间）、资本收益的分配政策、资产的流动性以及国外股票的持有情况有一定的相关性。然而，马尔基尔指出这些因素的解释力有限，只解释了问题的一小部分，便推测市场心理对折价的形成和变动可能有很重要的作用。

鉴于传统研究无法取得令人满意的解释，新的研究便另辟蹊径。大部分研究以投资者情绪为中心，全面考虑了封闭式基金的两个风险：一是其持有的投资组合所带来的风险，它决定了基金股份的基本价值；二是由于市场中投资者情绪波动形成的风险，它使得基金股份的市场价格偏离其基本价值，从而演变成折价。

李等人(leeet.al,1991)认为传统研究不仅无法较满意地解释狭义的折价之谜的成因，而且也根本无法解释广义的折价之谜的四大动态特征。他们认为应考虑投资者情绪这一重要因素，因其对解开折价之谜的四个特征有决定性的帮助。然而，投资者情绪很难被定量测度，因此无法直接验证这一新猜想，只能通过间接验证。具体需要验证如下关系：(1)不同基金的折价变动的同步性，(2)新基金上市的时间选择，(3)小公司的收益率变动和基金折价之间的关系。

结果发现每一个问题均与投资者情绪息息相关，间接说明了这一因素的重要性。首先，基金的折价都高度相关。尽管基金的投资组合不太相同，但由于散户是基金的主要投资者，因此他们的情绪变化会直拉影响各基金的折价，使得其走势大致趋同。其次，根据投资者情绪假说，新的封闭式基金会择时上市，即选择在投资者情绪看好整个封闭式基金业之时上市。实证结果发现情况确是如此，许多新封闭式基金在现有封闭式基金的折价变小时才上市。最后，投资者情绪假说认为封闭式基金的折价应该与小公司股票的收益率呈反方向变动，原因是当投资者对基金未来的收益持乐观态度时，基金的折价就变低，而与此同时这种乐观情绪则表现在对小公司股票的强烈需求上，结果使得其收益率明显提高。李等人对规模投资组合的收益率、封闭式基金折价和市场指数收益率作了回归分析，发现当封闭式基金折价缩小时规模小的股票表现较好。

（二）国内研究

在我国，对封闭式基金折价之谜的研究尚处于起步阶段，据我们所知，迄今为止有三篇这方面的研究文献，分别是顾娟(2001)、汪光成(2001)和上海证券交易所研究报告(2002)。

顾娟(2001)对基金折价和基金未来业绩、基金风险、基金所持投资组合集中度之间的关系做了分析，并检验了各个基金折价之间的相关性。她得出的结果部分地显示了基金折价与基金基本面因素似乎关系不大，但是并没有进一步深入考察投资者情绪的解释作用。

汪光成(2001)对封闭式基金折价问题的相关文献做了一个非常全面的回顾，并简单地分析了我国封闭式基金折价的统计特征，最后提出了这一问题与基金市场的投资理念、投资者的“共同知识”、“投资者类型、基金披露信息和制度安排缺陷有关。然而，由于没有进行深入的定量分析来检验上述关系，因此它仅隶属一种推测而无法确定影响基金折价的真正因素。

上交所研究报告(2002)先使用横截面回归分析了各因素与基金折价率之间的关系，之后又使用E-GARCH方法分析了基金折价与流动性之间的关系。该研究所强调的是各个解释变量和基金折扣之间的相关关系，而并非每个变量的解释力的大小。从其横截面回归结果看，回归的决定系数仅为0.5，说明这些因素并不能完全解释基金折价。另外，E-GARCH分析也只是揭示了基金变现能力与折价之间存在负相关关系。显而易见，若想彻底解开我国封闭式基金折扣之谜，提出一个合理的解释，还需进行更深入的实证研究。

三、基金折价的动态特征

为了便于分析和讨论，本节简单总结和阐述我国基金折价的几个动态特征。

（一）数据和方法

本研究的数据来自深圳国泰安公司(GTA)的中国共同基金数据库。原始数据来源于封闭式基金发放的每周公报，然后由GTA数据库收集、计算。对每只基金的红利和除权已做出适当调整。

封闭式基金折价(DISCit)的计算以周进行，方法如下：

附图

其中，NAVit＝在t期末的基金i的每股NAV,SPit＝在t期末的基金i的股票价格。

我们构建了一个折价指数来代表整个样本封闭式基金折价的状态，它是10只在1998年6月以前上市的封闭式基金折价的算术平均数。这样选择的目的是保证有足够的时间序列观察值。样本期是自1998年10月开始的首次周公报至2000年最后一次周公报。具体计算公式为：

最大值(%)24.107如前所述，封闭式基金折价之谜不仅意味着封闭式基金折价的存在，而且也包括四个特征：基金股份先以高于资产净值的溢价交易，然后很快变成折价，并且大幅度波动，最后当封闭式基金清算或转为开放式时便缩小。图一和表一显示了封闭式基金折价在我国也存在，且动态特征与美国的极为相似：折价指数开始有30%的溢价，然后几乎单调上升到20%的折价。此外，折价指数的波动很大，其均值和中位数分别是5.67%和7.37%。折价的幅度和波动均显著高于美国的数值，说明折价现象在我国相当严重。（注：值得一提的是，由于在中国没有封闭式基金清算和转化为开放式基金的先例，我们不能检验第四个特征。）

为了深入了解上述动态变化，我们进一步观察了每只基金的折价变动情况。表二展示了10只样本封闭式基金的下列数据：(1)上市的日期，(2)上市第一个月的溢价，(3)首次公布折价出现日期。如表所示，在10只封闭式基金中，除了上市较晚的景宏基金之外，其余9只基金都先以高于资产净值的溢价交易，然后在很短的时间内变成折价。另外，溢价与上市时间的早晚关系极大，上市越晚，起始的溢价就越低，变为折价所花的时间就越短。

四、折价的传统解释

为了解析上节中呈现的我国封闭式基金的折价现象，在本节中，我们先试图用传统理论来定量解释，主要考虑三大因素：成本、资本流动性和基金业绩。

（一）成本

表三给出了10只样本基金的管理费用占总净资产的比例。数据来自基金的年度资产负债表。在大多数情况下，管理费大约占净资产市值的0.2%，最高亦仅达0.31%，而折价指数的均值为5.6%，波动范围为-30%到24%。很明显，与封闭式基金的折价相比，管理费用则要小得多，而且，对一个基金来说，它的管理费用在一年内是一个相对固定的数额，而折价则变动很大。

表3管理费用占总资产比例(%)

附图

表42000年样本基金折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现

附图

如果管理费用可以解释封闭式基金折价的话，那么在基金的管理开支和基金的折价间有就会存在正相关关系，即较高的管理费用将导致较大的折价。因此，我们用spearman排序相关关系作一个简单的测试。表四列出各基金的折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现的统计数据，而表五则是相应的spearman排序相关关系检验结果。在表五中，10月样本基金的2000年每周折价的算术平均和其年管理费用占净资产比例之间的spearman排序相关系数是-0.267，对零相关的原假设的双尾检验P值是0.456，意味着管理费用和封闭式基金折价的正相关关系并不存在。因此，我们认为成本（管理费用）并不是中国封闭式基金折价的一个合理解释。

表52000年样本基金折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现之间的Spearman排序相关系数

附图

（二）资产流动性

根据流动性解释，我们预期基金的折价和可流动的程度呈负相关关系。我们也用spearman排序相关来检验此关系。基金的流动性是用它们投资组合的集中程度来代表，即在基金的投资组合中具最大资产净值的10只股票的资产净值之和与基金的总资产净值的比例，使用的数据是2000年度的基金每周集中度的算术均值。从表五中可以看出，其spearman排序相关系数是-0.467，而零相关的原假设的双尾检验P值则是0.17。这一结果同上小节的结果一样令人惊讶，基金折价和投资组合的集中度之间的相关关系为负数，与理论预期相反。然而，这个负相关关系在统计上并不显著。可见，用流动性这个概念无法解释封闭式基金为什么在上市初期的价格超过它的资产净值。因此，资产流动性也不能对我国封闭式基金折价给予合理的解释。

（三）基金业绩

从逻辑上讲，封闭式基金的业绩与其折价应该呈负相关关系。如果投资者认为基金管理者能够获得高于平均水平的利润的话，他便会乐意以高于资产净值的价格买基金股份，反之亦然。在表五中，我们计算了10只样本基金的折价和基金绩效之间的相关系数。这一基金绩效是以一个双因素模型（包括风险和规模两个因素）为基准计算得出的。令人惊讶的是，spearman排序相关系数仅为0.152，零相关的原假设的双尾检验P值也只有0.676，意味着这两个变量间的相关关系为正，但在统计上并不显著。因而，基金业绩同样不能解释我国的封闭式基金折价。

至于税收的解释，因为我国并没有直接征收资本利得税，所以无法进行实证检验。颇为有趣的是，管理费用和10只基金的集中程度之间的spearman排序相关系数为0.615，零相关的原假设的双尾检验P值为0.058，说明此正相关关系在10%的置信水平上统计显著。另外，管理费用和基金业绩显示了极强的正相关关系，spearman排序相关关系是0.69，对应的零相关的原假设的双尾检验P值是0.0027。这一结果给我们提供了基金为何收取高额管理费用的直接证据。

最后，我们将三个因素放在一起，用横截面回归方法进行分析，结果收录在表六中。纵观表六，回归结果一目了然，三个因素的回归系数无一在统计上显著，说明它们均不能解释基金折价现象。

表6传统解释的横截面回归检验结果（注：本横截面回归样本为18只基金（开元、安信、裕阳、新华、普惠、同益、景宏、泰和、汉盛、裕隆、安顺、天元、景博、景阳、裕元、同盛、金鑫）。回归因变量为各基金2000年内周折价率算术平均数；回归自变量分别是各基金2000年(1)持股集中度、(2)基金绩效、(3)管理费用占总资产比重、(4)基金总资产。）

附图

五、投资者情绪假说

前面的讨论说明传统理论无法解释中国的封闭式基金折价。回顾传统解释，其基石为封闭式基金的风险乃由一些基金的基本因素所导致。然而，众多有关市场有效性的实证研究都指出，仅考虑基本因素还远远不够，因为它忽略了也许是最重要的因素，即投资者情绪，此乃行为金融学研究的中心所在。对基金来讲，我们完全有理由相信，投资者的情绪非同小可，它在很大程度上影响和导致了折价。

为找到支持投资者情绪假设的间接证据，我们将检验：(1)不同基金折价变动的同步性，(2)新基金上市时间的选择，(3)封闭式基金折价和不同规模的股票收益率之间的关系。

（一）不同封闭式基金折价变动的同步性

一般来讲，封闭式基金相互的投资风险不同，这样他们持有的投资组合的组成便不同，因此相应地封闭式基金相互间基本层面不同。由于传统解释认为封闭式基金的折价由投资组合的风险带来，那么如果不存在投资者情绪对基金折价的影响的话，其变动应该不同。相反，如果不同的基金的折价变动呈正相关的话，那么便可以说明投资者情绪是基金折价的主要推动力。

表七给出了组成折价指数的10只样本基金之间以及指数本身的Pearson相关系数。可以非常清楚地看到各只基金的折价之间是高度相关的，且所有的相关系数都为正数，其算术平均数高达0.92，连最低的相关系数亦有0.68，其相关系数标准差为0.07。所有的零相关的双尾检验的P值都是零，说明正相关关系统计十分显著。

表7折价指数与基金（为指数组成基金）折价间Pearson相关系数（1999年10月—2000年12月）

附图

a此表显示的是1999年10月到2000年12月间折价指数和构成此指数的十只基金的折价之间的相关系数，对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0（未列于表中），表明所有相关系数都显著不等于0。

进一步寻找证据，我们计算了折价指数于1999年下半年之后上市的10家封闭式基金之间的相关系数，检验的时期从1999年12月到2000年12月。表八列出了这10家基金的折价和折价指数之间的pearson相关系数。在基金和折价指数间的相关系数仍然很大，所有的零相关的双尾检验的P值都是零。相关系数的均值是0.945，而最低的相关系数是0.87，标准差是0.03。

表8折价指数与基金（非指数组成基金）折价间Pearson相关系数α（1999年12月—2000年12月）

附图

a此表显示的是1999年12月到2000年12月间折价指数和此指数之外的十只基金的折价之间的相关系数，对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0（未列于表中），表明所有相关系数都显著不等于0。

概而论之，表七和表八都显示不同封闭式基金的折价同方向变动，支持了不同基金的折价是由相同的投资者情绪所驱动的假设。此外，各只基金的折价的高度相关显示折价指数的变动并非由一些局外点所决定，这也说明我们构建的折价指数足已代表整个封闭式基金业的折价幅度。

（二）新基金上市的时间选择

根据投资者情绪模型，封闭式基金折价并非由单个基金的基本因素所致，而是由投资者针对封闭式基金的情绪所致。此外，前面的实证发现表明各只基金的折价高度正相关，因此，现有封闭式基金的折价可以反映市场对整个封闭式基金业的态度。由此，我们可以预见新的基金将会选择在投资者看好现有的封闭式基金的时候上市，即在这些基金以溢价或以较低的折价交易时上市。

我们通过考察从1999年6月到2000年12月间的新基金上市数目和同期折价指数变动之间的关系，从另一方面来检验投资者情绪假说的合理性。每月的折价指数变动用月内的每周折价的算术平均来衡量，但由于封闭式基金的上市需要较长的申请时间，在计划的上市日期和实际的上市日期之间会有一个时间差，其间的市场情况很可能会剧烈变动。因此，这一检验的结论并不十分准确，只可以作为参考。在图二里，柱状表示新基金每月上市的数目，而线状则表示现有基金折价的变动。

我们看到多数基金的上市选择在折价变得相对较低时期。1999年6月、10月，2000年4月、7月，折价指数有较大幅度下降。在此期间，总共23个封闭式基金中有16个上市。在1999年8月和2000年3月间，当折价指数大幅上升时，没有新的基金上市。

（三）折价变化和不同市值股票收益率之间的关系

投资者情绪模型认为既然封闭式基金折价的变动是由个人投资者的情绪所引起，而小市值股票也主要被个人投资者持有，那么基金折价和小市值股票的收益率之间应该存在联系。研究发现当折价指数变小时，小市值股票收益率就变高，反之亦然。

附图

图2折价指数变动和新基金上市关系

对于我国市场，虽然至今尚无各类投资者的持股状况的研究，但我们认为仍可间接考察封闭式基金折价和不同市值股票收益率之间的关系。我们使用的二元回归模型为：

附图

其中R[,it]是一个规模投资组合(sizeportfolio)的周收益率，其具体的构造方式如下：在1998年的最后一个交易日，我们根据当日沪深两市所有上市公司的流通市值排序，再将所有公司按照顺序平均分为8个组别；在1999年内，保持每个投资组合的组成不变，再计算出组内所有股票的每周收益率的算术平均数，以此作为每个投资组合的周收益率。到1999年最后一个交易日，再如上述方法对沪深两市所有股票排序，组成8个投资组合，分别计算其在2000年内的周收益率。△disct是折价指数变化率，即t期折价水平与t-1期折价水平之差除以t-1期折价水平绝对值：

附图

最后，mkt[,t]是沪深两市所有股票的平均（以流通市值加权）收益。

回归结果列在表九。可以看到，折价指数变动率的回归系数随投资组合市值上升而单调下降。具体而言，折价指数的变动率的系数从0.0036（最小规模的投资组合）单调下降到-0.0013（最大规模的投资组合），并且只有在对最大规模组合进行回归时的系数为负。这意味着当大市值股票表现好时，折价便减少；而当小市值股票表现好时，折价则扩大。除了组合G之外，折价指数的回归系数在统计上都很显著，表明了很强的相关关系。

表9模型R[,it]=α[,0]+α[,1]△disc[,t]+α[,2]mkt[,t]+ε[,t]回归结果

附图

上述结论说明，我国基金折价变化和不同市值股票收益率之间的关系与美国的情形恰恰相反。为给这一现象一个合理的解释，有必要对我国市场各类投资者以及封闭式基金的投资组合组成做进一步的研究。在缺少这方面资料和证据的情况下，我们只好先做两个猜测。第一个猜测是，既然我们知道共同基金出于流动性的考虑都倾向持有大市值股票，这样当大市值股票表现好时投资者便看好封闭式基金，将抬高基金股份的价格，与之相应的封闭式基金的折价便缩小。第二个猜测是，封闭式基金和小市值股票对某类投资者来说是替代品。当此类投资者衷情小股票时，他们就提高小股票持有的比重，相应降低他们投资组合中封闭式基金的比例，结果封闭式基金价格的降低便导致折价加大。

六、结束语

在本文中，我们检验了中国股市的封闭式基金折价现象。在详细阐述了这一现象后，我们检验了各种可能的解释。我们发现，传统因素不能完全解释折价现象及各种特征，但若考虑到投资者情绪，谜底便迅速被揭开。具体而言，我们得出如下三大结论：(1)不同封闭式基金的折价变动呈现高度正相关；(2)新的封闭式基拿选择在现有封闭式基金的折价小时上市；(3)基金折价变动和不同市值股票的收益率变动之间的关系密切；当小市值股票收益率上升时，封闭式基金的折价就增加；相反，当大市值股票收益率上升时，基金折价便缩小。前两个结论与美国的情况相同，而第三个结论则相反。

目前社会上对基金业运作的看法颇为负面，认为它们并非完全依靠专业化的管理而是凭本身的资金实力和享受的特殊待遇来获取收益，把基金联合锁仓、拉抬重仓股等一系列不当甚至违法行为归咎于两个方面的问题；基金信息披露透明度不够和监管制度安排有缺陷。我们的研究结果表明，提高透明度和加强监管无疑对我国基金市场的健康发展有利，但并不能解决封闭式基金折价这一问题，它与证券市场的宏观环境和投资者的情绪息息相关。国外的经验也告诉我们，基金折价甚具普遍性和长期性，不可能通过完善制度在短期内消除。

我们的定量分析还显示，我国封闭式基金的折价在幅度上比国外严重，因此我们对开放式基金的继续生存持怀疑态度。我们建议，出于对我国基金业的健康发展和对投资者权益的保护的考虑，应暂时停止批准新开放式基金的上市，等封闭式基金折价降低到一个稳定的、吸引的水平后再考虑放松限制。

【参考文献】

1顾娟，2001，中国封闭式基金贴水问题研究，《金融研究》，2001年第11期，62-71页。

2汪光成，2001，投资基金折价问题研究，《金融研究》，2001年第12期，20-28页。

3上交所研究报告，2002，中国封闭式基金折价问题理论与实证分析（海通证券—复旦大学联合课题组），《上证研究》，2002年第4期。

4Boudreaux,K.J.,1973,Discountsandpreniumonclose-endmutualfunds:Astudyinvaluation,JournalofFinance28,515-522

5Chopra,N.,C,M.LeeandR.Thailer,1993,Yes,discountsonclose-endfundsareasentimentindex,JournalofFinance,48,801-808

6Fama,E.,1970,Efficientcapitalmarkets:Areviewoftheoryandempiricalwork,

JournalofFinance25,383-417

7Fama,E.,1991,Efficientcapitalmarkets:II,journalofFinaance46,1575-1617.

8Fama,E.,1998,Marketefficiency,long-termreturns,andbehavioralfinance,JonrnalofFinancialEconomics49,283-306.

封闭式基金范文篇3

本文的结构如下：第二部分综述美国封闭式基金折价的相关发现和对此进行的各种解释；第三部分提供我国封闭式基金折价的动态特征的证据；第四部分检验一些传统解释的可行性；第五部分考察投资者情绪假设(investorsentimenthypothesis)对封闭式基金折价问题的解释力；第六部分给出概要和结论。

二、文献回顾

（一）国外研究

自封闭式基金折价之谜被发现以来，经济金融学家们就一直试图为它找出一个合理的解释。早期的各种研究欲以代表基金基本层面的因素为出发点，来解释折价的存在。它们都有一个共同点，均认为封闭式基金折价是由基金所持有的投资组合的某些特征引起的。具有代表性的这些传统解释有：成本、资产流动性、基金业绩、资本利得税。

成本论认为基金收取的管理费用是导致折价的主因，包德鲁克斯(Boudreaux,1973)指出如果管理费用高出合理水平，或者投资者预期未来管理能力会变差，则成本（管理费用）问题便会导致封闭式基金出现折价。资产流动性论（马尔基尔Malkiel,1977）认为封闭式基金的资产净值是用基金持有的股份的市场价格来计算的，通常一只基金持有的某一股票的份额很大，售出时将不可避免地导致股价下跌，因而使得套现后的收益比当前账面的数额少。基金绩效论（马尔基尔，1977）认为折价之所以存在乃因为市场对基金的未来盈利能力评价不高。资本利得税这一解释认为出售已升值的封闭式基金股份必须缴纳资本利得税(capitalgaintax)，此损失应该在基金净值中扣除，故以折扣的形式反映在价格上了。

马尔基尔(1997)的研究被视为早期研究的经典之作，他检验了关于美国封闭式基金折价的各种传统解释，被检验的因素包括：(1)尚未实现的资本升值，(2)红利分发政策，(3)资产的流动性，(4)费用（管理费用），(5)持有的国外股票，(6)基金业绩，(7)基金投资组合的转换。马尔基尔以横截面和时间序列回归方法来测度上述因素是否可以解释折价问题，结果发现基金折价与尚未实现的升值（在基金未实现的升值期间）、资本收益的分配政策、资产的流动性以及国外股票的持有情况有一定的相关性。然而，马尔基尔指出这些因素的解释力有限，只解释了问题的一小部分，便推测市场心理对折价的形成和变动可能有很重要的作用。

鉴于传统研究无法取得令人满意的解释，新的研究便另辟蹊径。大部分研究以投资者情绪为中心，全面考虑了封闭式基金的两个风险：一是其持有的投资组合所带来的风险，它决定了基金股份的基本价值；二是由于市场中投资者情绪波动形成的风险，它使得基金股份的市场价格偏离其基本价值，从而演变成折价。

李等人(leeet.al,1991)认为传统研究不仅无法较满意地解释狭义的折价之谜的成因，而且也根本无法解释广义的折价之谜的四大动态特征。他们认为应考虑投资者情绪这一重要因素，因其对解开折价之谜的四个特征有决定性的帮助。然而，投资者情绪很难被定量测度，因此无法直接验证这一新猜想，只能通过间接验证。具体需要验证如下关系：(1)不同基金的折价变动的同步性，(2)新基金上市的时间选择，(3)小公司的收益率变动和基金折价之间的关系。

结果发现每一个问题均与投资者情绪息息相关，间接说明了这一因素的重要性。首先，基金的折价都高度相关。尽管基金的投资组合不太相同，但由于散户是基金的主要投资者，因此他们的情绪变化会直拉影响各基金的折价，使得其走势大致趋同。其次，根据投资者情绪假说，新的封闭式基金会择时上市，即选择在投资者情绪看好整个封闭式基金业之时上市。实证结果发现情况确是如此，许多新封闭式基金在现有封闭式基金的折价变小时才上市。最后，投资者情绪假说认为封闭式基金的折价应该与小公司股票的收益率呈反方向变动，原因是当投资者对基金未来的收益持乐观态度时，基金的折价就变低，而与此同时这种乐观情绪则表现在对小公司股票的强烈需求上，结果使得其收益率明显提高。李等人对规模投资组合的收益率、封闭式基金折价和市场指数收益率作了回归分析，发现当封闭式基金折价缩小时规模小的股票表现较好。

（二）国内研究

在我国，对封闭式基金折价之谜的研究尚处于起步阶段，据我们所知，迄今为止有三篇这方面的研究文献，分别是顾娟(2001)、汪光成(2001)和上海证券交易所研究报告(2002)。

顾娟(2001)对基金折价和基金未来业绩、基金风险、基金所持投资组合集中度之间的关系做了分析，并检验了各个基金折价之间的相关性。她得出的结果部分地显示了基金折价与基金基本面因素似乎关系不大，但是并没有进一步深入考察投资者情绪的解释作用。

汪光成(2001)对封闭式基金折价问题的相关文献做了一个非常全面的回顾，并简单地分析了我国封闭式基金折价的统计特征，最后提出了这一问题与基金市场的投资理念、投资者的“共同知识”、“投资者类型、基金披露信息和制度安排缺陷有关。然而，由于没有进行深入的定量分析来检验上述关系，因此它仅隶属一种推测而无法确定影响基金折价的真正因素。

上交所研究报告(2002)先使用横截面回归分析了各因素与基金折价率之间的关系，之后又使用E-GARCH方法分析了基金折价与流动性之间的关系。该研究所强调的是各个解释变量和基金折扣之间的相关关系，而并非每个变量的解释力的大小。从其横截面回归结果看，回归的决定系数仅为0.5，说明这些因素并不能完全解释基金折价。另外，E-GARCH分析也只是揭示了基金变现能力与折价之间存在负相关关系。显而易见，若想彻底解开我国封闭式基金折扣之谜，提出一个合理的解释，还需进行更深入的实证研究。

三、基金折价的动态特征

为了便于分析和讨论，本节简单总结和阐述我国基金折价的几个动态特征。

（一）数据和方法

本研究的数据来自深圳国泰安公司(GTA)的中国共同基金数据库。原始数据来源于封闭式基金发放的每周公报，然后由GTA数据库收集、计算。对每只基金的红利和除权已做出适当调整。

封闭式基金折价(DISCit)的计算以周进行，方法如下：

附图

其中，NAVit＝在t期末的基金i的每股NAV,SPit＝在t期末的基金i的股票价格。

我们构建了一个折价指数来代表整个样本封闭式基金折价的状态，它是10只在1998年6月以前上市的封闭式基金折价的算术平均数。这样选择的目的是保证有足够的时间序列观察值。样本期是自1998年10月开始的首次周公报至2000年最后一次周公报。具体计算公式为：

附图

（二）证据

最大值(%)24.107如前所述，封闭式基金折价之谜不仅意味着封闭式基金折价的存在，而且也包括四个特征：基金股份先以高于资产净值的溢价交易，然后很快变成折价，并且大幅度波动，最后当封闭式基金清算或转为开放式时便缩小。图一和表一显示了封闭式基金折价在我国也存在，且动态特征与美国的极为相似：折价指数开始有30%的溢价，然后几乎单调上升到20%的折价。此外，折价指数的波动很大，其均值和中位数分别是5.67%和7.37%。折价的幅度和波动均显著高于美国的数值，说明折价现象在我国相当严重。（注：值得一提的是，由于在中国没有封闭式基金清算和转化为开放式基金的先例，我们不能检验第四个特征。）

为了深入了解上述动态变化，我们进一步观察了每只基金的折价变动情况。表二展示了10只样本封闭式基金的下列数据：(1)上市的日期，(2)上市第一个月的溢价，(3)首次公布折价出现日期。如表所示，在10只封闭式基金中，除了上市较晚的景宏基金之外，其余9只基金都先以高于资产净值的溢价交易，然后在很短的时间内变成折价。另外，溢价与上市时间的早晚关系极大，上市越晚，起始的溢价就越低，变为折价所花的时间就越短。

表2封闭式基金折价的动态特征

基金首次交易日期首月溢价(%)首次折价公告日

开元04/07/9895.43%05/24/99

金泰04/07/98100.99%06/07/99

兴华05/04/9823.73%05/04/99

安信06/22/9850%05/07/99

裕阳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

汉盛05/18/990.53%05/07/99

四、折价的传统解释

为了解析上节中呈现的我国封闭式基金的折价现象，在本节中，我们先试图用传统理论来定量解释，主要考虑三大因素：成本、资本流动性和基金业绩。

（一）成本

表三给出了10只样本基金的管理费用占总净资产的比例。数据来自基金的年度资产负债表。在大多数情况下，管理费大约占净资产市值的0.2%，最高亦仅达0.31%，而折价指数的均值为5.6%，波动范围为-30%到24%。很明显，与封闭式基金的折价相比，管理费用则要小得多，而且，对一个基金来说，它的管理费用在一年内是一个相对固定的数额，而折价则变动很大。

表3管理费用占总资产比例(%)

附图

表42000年样本基金折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现

附图

如果管理费用可以解释封闭式基金折价的话，那么在基金的管理开支和基金的折价间有就会存在正相关关系，即较高的管理费用将导致较大的折价。因此，我们用spearman排序相关关系作一个简单的测试。表四列出各基金的折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现的统计数据，而表五则是相应的spearman排序相关关系检验结果。在表五中，10月样本基金的2000年每周折价的算术平均和其年管理费用占净资产比例之间的spearman排序相关系数是-0.267，对零相关的原假设的双尾检验P值是0.456，意味着管理费用和封闭式基金折价的正相关关系并不存在。因此，我们认为成本（管理费用）并不是中国封闭式基金折价的一个合理解释。

表52000年样本基金折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现之间的Spearman排序相关系数

附图

（二）资产流动性

根据流动性解释，我们预期基金的折价和可流动的程度呈负相关关系。我们也用spearman排序相关来检验此关系。基金的流动性是用它们投资组合的集中程度来代表，即在基金的投资组合中具最大资产净值的10只股票的资产净值之和与基金的总资产净值的比例，使用的数据是2000年度的基金每周集中度的算术均值。从表五中可以看出，其spearman排序相关系数是-0.467，而零相关的原假设的双尾检验P值则是0.17。这一结果同上小节的结果一样令人惊讶，基金折价和投资组合的集中度之间的相关关系为负数，与理论预期相反。然而，这个负相关关系在统计上并不显著。可见，用流动性这个概念无法解释封闭式基金为什么在上市初期的价格超过它的资产净值。因此，资产流动性也不能对我国封闭式基金折价给予合理的解释。

（三）基金业绩

从逻辑上讲，封闭式基金的业绩与其折价应该呈负相关关系。如果投资者认为基金管理者能够获得高于平均水平的利润的话，他便会乐意以高于资产净值的价格买基金股份，反之亦然。在表五中，我们计算了10只样本基金的折价和基金绩效之间的相关系数。这一基金绩效是以一个双因素模型（包括风险和规模两个因素）为基准计算得出的。令人惊讶的是，spearman排序相关系数仅为0.152，零相关的原假设的双尾检验P值也只有0.676，意味着这两个变量间的相关关系为正，但在统计上并不显著。因而，基金业绩同样不能解释我国的封闭式基金折价。

至于税收的解释，因为我国并没有直接征收资本利得税，所以无法进行实证检验。颇为有趣的是，管理费用和10只基金的集中程度之间的spearman排序相关系数为0.615，零相关的原假设的双尾检验P值为0.058，说明此正相关关系在10%的置信水平上统计显著。另外，管理费用和基金业绩显示了极强的正相关关系，spearman排序相关关系是0.69，对应的零相关的原假设的双尾检验P值是0.0027。这一结果给我们提供了基金为何收取高额管理费用的直接证据。

最后，我们将三个因素放在一起，用横截面回归方法进行分析，结果收录在表六中。纵观表六，回归结果一目了然，三个因素的回归系数无一在统计上显著，说明它们均不能解释基金折价现象。

表6传统解释的横截面回归检验结果（注：本横截面回归样本为18只基金（开元、安信、裕阳、新华、普惠、同益、景宏、泰和、汉盛、裕隆、安顺、天元、景博、景阳、裕元、同盛、金鑫）。回归因变量为各基金2000年内周折价率算术平均数；回归自变量分别是各基金2000年(1)持股集中度、(2)基金绩效、(3)管理费用占总资产比重、(4)基金总资产。）

附图

五、投资者情绪假说

前面的讨论说明传统理论无法解释中国的封闭式基金折价。回顾传统解释，其基石为封闭式基金的风险乃由一些基金的基本因素所导致。然而，众多有关市场有效性的实证研究都指出，仅考虑基本因素还远远不够，因为它忽略了也许是最重要的因素，即投资者情绪，此乃行为金融学研究的中心所在。对基金来讲，我们完全有理由相信，投资者的情绪非同小可，它在很大程度上影响和导致了折价。

为找到支持投资者情绪假设的间接证据，我们将检验：(1)不同基金折价变动的同步性，(2)新基金上市时间的选择，(3)封闭式基金折价和不同规模的股票收益率之间的关系。

（一）不同封闭式基金折价变动的同步性

一般来讲，封闭式基金相互的投资风险不同，这样他们持有的投资组合的组成便不同，因此相应地封闭式基金相互间基本层面不同。由于传统解释认为封闭式基金的折价由投资组合的风险带来，那么如果不存在投资者情绪对基金折价的影响的话，其变动应该不同。相反，如果不同的基金的折价变动呈正相关的话，那么便可以说明投资者情绪是基金折价的主要推动力。

表七给出了组成折价指数的10只样本基金之间以及指数本身的Pearson相关系数。可以非常清楚地看到各只基金的折价之间是高度相关的，且所有的相关系数都为正数，其算术平均数高达0.92，连最低的相关系数亦有0.68，其相关系数标准差为0.07。所有的零相关的双尾检验的P值都是零，说明正相关关系统计十分显著。

表7折价指数与基金（为指数组成基金）折价间Pearson相关系数（1999年10月—2000年12月）

附图

a此表显示的是1999年10月到2000年12月间折价指数和构成此指数的十只基金的折价之间的相关系数，对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0（未列于表中），表明所有相关系数都显著不等于0。

进一步寻找证据，我们计算了折价指数于1999年下半年之后上市的10家封闭式基金之间的相关系数，检验的时期从1999年12月到2000年12月。表八列出了这10家基金的折价和折价指数之间的pearson相关系数。在基金和折价指数间的相关系数仍然很大，所有的零相关的双尾检验的P值都是零。相关系数的均值是0.945，而最低的相关系数是0.87，标准差是0.03。

表8折价指数与基金（非指数组成基金）折价间Pearson相关系数α（1999年12月—2000年12月）

附图

a此表显示的是1999年12月到2000年12月间折价指数和此指数之外的十只基金的折价之间的相关系数，对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0（未列于表中），表明所有相关系数都显著不等于0。

概而论之，表七和表八都显示不同封闭式基金的折价同方向变动，支持了不同基金的折价是由相同的投资者情绪所驱动的假设。此外，各只基金的折价的高度相关显示折价指数的变动并非由一些局外点所决定，这也说明我们构建的折价指数足已代表整个封闭式基金业的折价幅度。

（二）新基金上市的时间选择

根据投资者情绪模型，封闭式基金折价并非由单个基金的基本因素所致，而是由投资者针对封闭式基金的情绪所致。此外，前面的实证发现表明各只基金的折价高度正相关，因此，现有封闭式基金的折价可以反映市场对整个封闭式基金业的态度。由此，我们可以预见新的基金将会选择在投资者看好现有的封闭式基金的时候上市，即在这些基金以溢价或以较低的折价交易时上市。

我们通过考察从1999年6月到2000年12月间的新基金上市数目和同期折价指数变动之间的关系，从另一方面来检验投资者情绪假说的合理性。每月的折价指数变动用月内的每周折价的算术平均来衡量，但由于封闭式基金的上市需要较长的申请时间，在计划的上市日期和实际的上市日期之间会有一个时间差，其间的市场情况很可能会剧烈变动。因此，这一检验的结论并不十分准确，只可以作为参考。在图二里，柱状表示新基金每月上市的数目，而线状则表示现有基金折价的变动。

我们看到多数基金的上市选择在折价变得相对较低时期。1999年6月、10月，2000年4月、7月，折价指数有较大幅度下降。在此期间，总共23个封闭式基金中有16个上市。在1999年8月和2000年3月间，当折价指数大幅上升时，没有新的基金上市。

（三）折价变化和不同市值股票收益率之间的关系

投资者情绪模型认为既然封闭式基金折价的变动是由个人投资者的情绪所引起，而小市值股票也主要被个人投资者持有，那么基金折价和小市值股票的收益率之间应该存在联系。研究发现当折价指数变小时，小市值股票收益率就变高，反之亦然。

附图

图2折价指数变动和新基金上市关系

对于我国市场，虽然至今尚无各类投资者的持股状况的研究，但我们认为仍可间接考察封闭式基金折价和不同市值股票收益率之间的关系。我们使用的二元回归模型为：

附图

其中R[,it]是一个规模投资组合(sizeportfolio)的周收益率，其具体的构造方式如下：在1998年的最后一个交易日，我们根据当日沪深两市所有上市公司的流通市值排序，再将所有公司按照顺序平均分为8个组别；在1999年内，保持每个投资组合的组成不变，再计算出组内所有股票的每周收益率的算术平均数，以此作为每个投资组合的周收益率。到1999年最后一个交易日，再如上述方法对沪深两市所有股票排序，组成8个投资组合，分别计算其在2000年内的周收益率。△disct是折价指数变化率，即t期折价水平与t-1期折价水平之差除以t-1期折价水平绝对值：

附图

最后，mkt[,t]是沪深两市所有股票的平均（以流通市值加权）收益。

回归结果列在表九。可以看到，折价指数变动率的回归系数随投资组合市值上升而单调下降。具体而言，折价指数的变动率的系数从0.0036（最小规模的投资组合）单调下降到-0.0013（最大规模的投资组合），并且只有在对最大规模组合进行回归时的系数为负。这意味着当大市值股票表现好时，折价便减少；而当小市值股票表现好时，折价则扩大。除了组合G之外，折价指数的回归系数在统计上都很显著，表明了很强的相关关系。

表9模型R[,it]=α[,0]+α[,1]△disc[,t]+α[,2]mkt[,t]+ε[,t]回归结果

附图

上述结论说明，我国基金折价变化和不同市值股票收益率之间的关系与美国的情形恰恰相反。为给这一现象一个合理的解释，有必要对我国市场各类投资者以及封闭式基金的投资组合组成做进一步的研究。在缺少这方面资料和证据的情况下，我们只好先做两个猜测。第一个猜测是，既然我们知道共同基金出于流动性的考虑都倾向持有大市值股票，这样当大市值股票表现好时投资者便看好封闭式基金，将抬高基金股份的价格，与之相应的封闭式基金的折价便缩小。第二个猜测是，封闭式基金和小市值股票对某类投资者来说是替代品。当此类投资者衷情小股票时，他们就提高小股票持有的比重，相应降低他们投资组合中封闭式基金的比例，结果封闭式基金价格的降低便导致折价加大。

六、结束语

在本文中，我们检验了中国股市的封闭式基金折价现象。在详细阐述了这一现象后，我们检验了各种可能的解释。我们发现，传统因素不能完全解释折价现象及各种特征，但若考虑到投资者情绪，谜底便迅速被揭开。具体而言，我们得出如下三大结论：(1)不同封闭式基金的折价变动呈现高度正相关；(2)新的封闭式基拿选择在现有封闭式基金的折价小时上市；(3)基金折价变动和不同市值股票的收益率变动之间的关系密切；当小市值股票收益率上升时，封闭式基金的折价就增加；相反，当大市值股票收益率上升时，基金折价便缩小。前两个结论与美国的情况相同，而第三个结论则相反。

目前社会上对基金业运作的看法颇为负面，认为它们并非完全依靠专业化的管理而是凭本身的资金实力和享受的特殊待遇来获取收益，把基金联合锁仓、拉抬重仓股等一系列不当甚至违法行为归咎于两个方面的问题；基金信息披露透明度不够和监管制度安排有缺陷。我们的研究结果表明，提高透明度和加强监管无疑对我国基金市场的健康发展有利，但并不能解决封闭式基金折价这一问题，它与证券市场的宏观环境和投资者的情绪息息相关。国外的经验也告诉我们，基金折价甚具普遍性和长期性，不可能通过完善制度在短期内消除。

我们的定量分析还显示，我国封闭式基金的折价在幅度上比国外严重，因此我们对开放式基金的继续生存持怀疑态度。我们建议，出于对我国基金业的健康发展和对投资者权益的保护的考虑，应暂时停止批准新开放式基金的上市，等封闭式基金折价降低到一个稳定的、吸引的水平后再考虑放松限制。

【参考文献】

1顾娟，2001，中国封闭式基金贴水问题研究，《金融研究》，2001年第11期，62-71页。

2汪光成，2001，投资基金折价问题研究，《金融研究》，2001年第12期，20-28页。

3上交所研究报告，2002，中国封闭式基金折价问题理论与实证分析（海通证券—复旦大学联合课题组），《上证研究》，2002年第4期。

4Boudreaux,K.J.,1973,Discountsandpreniumonclose-endmutualfunds:Astudyinvaluation,JournalofFinance28,515-522

5Chopra,N.,C,M.LeeandR.Thailer,1993,Yes,discountsonclose-endfundsareasentimentindex,JournalofFinance,48,801-808

6Fama,E.,1970,Efficientcapitalmarkets:Areviewoftheoryandempiricalwork,

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7Fama,E.,1991,Efficientcapitalmarkets:II,journalofFinaance46,1575-1617.

8Fama,E.,1998,Marketefficiency,long-termreturns,andbehavioralfinance,JonrnalofFinancialEconomics49,283-306.

封闭式基金范文篇4

关键词：封闭式基金；非平衡面板数据；规模经济

Ⅰ引言

基金行业成本的平均水平反映了该行业经营效率的高低，基金管理费的水平高低也直接影响基金投资者与基金公司相互利益关系，如何看待基金的管理费水平、如何把握基金管理成本的影响因素及其发展趋势，一直是基金业发展历程中的热门话题之一。根据成本理论，基金规模的快速扩张，应该会产生明显的规模经济，从而使得行业平均成本呈现下降趋势。事实上,Baumol、Goldfield、Gordon和Koehn(1990)发现1980－1990年之间的共同基金存在显著的规模经济；Dermine和Roller(1992)证明了小型和中型规模的法国基金家族存在规模经济，而大基金家族则没有；Ferris和Chance(1987)，McLeod和Malhotra(1994)，Latzko(1999)也指出，开放式基金的管理中存在潜在的规模经济问题。在国内，对基金业绩评价的研究可谓汗牛充栋，但对基金的规模经济问题进行数量分析的文献还十分罕见。考虑到我国开放式基金成立时间不足两年，基金数量不多，可用的数据太少，无法进行有效的计量研究，因而，本文将利用由33只封闭式基金从1999－2002年的非平衡面板数据（unbalancedpaneldata）单独对我国封闭式基金的规模经济问题进行实证研究，以期为当前国内广受关注的基金问题的讨论提出一些新见解。

Ⅱ模型和计量方法

2.1模型

传统的经济理论假设厂商存在一个由长期生产中的规模经济和规模不经济所决定的U型长期平均成本曲线，厂商将不断提高其资产规模直至边际收益等于边际成本，工厂规模应该确定在使平均成本处于长期平均成本曲线底部的水平上，也就是说，只要仍然存在规模经济，工厂规模将继续膨胀。在金融经济学领域，对数变换成本模型（translogcostmodel）由于其解释的简易性和清晰性而成为一个在规模经济问题的实证研究中得到普遍应用的方法，比如Noulas、Ray和Miller（1990）对银行业的研究，Bers和Springer（1998）对房地产信托投资的分析，甚至于Christensen和Greene（1976）对电力生产的实证探讨都用到了这一模型。本研究也将运用上述二次对数变换成本模型来分析我国封闭式基金的规模经济问题，具体模型如下：

(1)

其中：

＝基金在年总运营费用的自然对数；

＝基金在年总净资产的自然对数；

＝基金在年的组合交易量，这里简化定义为总的股票交易量；

＝基金在年的平均年收益；

＝随机

误差项。

基金的投资目标对基金的费用会有显著的影响，在对基金进行比较研究时,理论上应坚持不同类型基金不做比较的原则，但由于我国封闭式基金投资风格几乎没有差别，我们没有将这一变量放入模型中加以考虑，这对分析结论不会产生大的影响。

2.2面板数据

考虑到传统的回归形式不能充分显示基金之间的差异性，本研究采用面板数据这一计量方法去研究上述费用模型，该法适用于分析时间序列观察值数量很小（经常只有三、四个观察值）而横截面组群或个体数量较大时的数据集。

在分析面板数据时，通常有三种方式：

第一种是集合所有的横截面和时间序列数据进行普通最小二乘法（OLS）回归的混合回归模型，相当于多个截面数据放在一起作为样本数据。该模型假设所有基金费用函数的截距和斜率系数保持不变()，则OLS给出参数的一致性、有效性估计。其形式为：

(2)

第二种是固定效应（fixedeffects）模型。该模型把截距项当作一个固定的未知参数，并对不同基金赋予不同的截距（），其形式为：

(3)

第三种是随机效应（randomeffects）模型。该模型把截距项当作一个随机变量（）。因而，方程可重写为：

(4)

其中，是基金的特殊干扰项。

对数变换费用模型的各参数将同时采用上述三种方法进行估计，并对估计结果进行F检验（F-test）、拉格朗日乘数检验（LagrangeMultipliertest）和豪斯曼检验（Hausmantest）以选择出最佳估计方法。

2.3规模经济

规模经济通常是以成本——产出弹性来计量的，我们运用总费用对资产的弹性来讨论封闭式基金规模经济存在和程度问题，这一弹性通过对对数变换模型进行求导得出：

(5)

当费用弹性小于1时，基金费用增加比例小于净资产增长比率，意味着存在规模经济；当费用弹性大于1时，存在规模不经济；当费用弹性等于1时，基金费用与资产同比例增加，那么规模经济和规模不经济也就不复存在。Noulas、Ray和Miller(1990)用平均法（averagemethod）计算费用弹性以评估是否存在规模经济，该法对每个样本或组内个体的费用弹性取平均值以导出样本或组的平均弹性，本文也运用此法计算费用弹性。

Ⅲ数据

本文数据包括横截面和时间序列两类数据集。我国首批规范化的证券投资基金直到1998年4月才开始上市，到目前为止也只有54只封闭式基金，综合考虑研究的基金样本数量不至太少和尽可能多地获得每个样本基金的数据，我们将研究的样本基金限制在2002年12月31日前至少运营两年的基金上，满足条件的样本有33只基金，囿于数据有限，我们将所有样本基金根据其净资产分成简单的两类：小型基金，其净资产不超过15亿元；大型基金，其净资产大于15亿元。所有数据都是从1999到2002年的年度数据。由于样本基金成立、运营时间不同，采集的数据也有多有少，为了最大限度利用原本就不多的数据，我们采用非平衡面板数据法（unbalancedpanels）进行估计。从图1和图2可以看出，小型基金的平均费率呈轻微的上升趋势，而小型基金的平均费率则相反，表现出随着净值增长而下降的趋势。

Ⅳ实证结论

对不同分组的相应最佳模型估计结果列于表1。

在三类分组中，的系数都为正并且在1%水平上显著,这显示基金费用与基金净资产显著相关。对大型基金组和全体基金组，的估计系数显著为负，而小型基金组的为负但不显著。基金费用与基金收益负相关，但并非总是显著的。从估计结果看：小型基金的平均费用弹性为1.56，远大于1，因而存在非常明显的规模不经济；小型基金的平均费用弹性为0.81，存在非常明显的规模经济；而所有基金的平均费用弹性为0.92，这说明，从总体上来看，我国封闭式基金存在规模经济。

图3是与净资产对应的费用弹性的散点图，费用弹性由（5）式算出。图中显示在净资产达到48亿元之前，弹性随着资产增加而快速下降，此后，开始缓慢下降。

通过计算代表性封闭式基金的平均成本曲线能够大致勾勒出封闭式基金总体的规模经济。具体方法是：对控制变量、取其均值并保持不变，再根据式（1）对不同的基金净资产值计算出相应的费率。图4为代表性封闭式基金的平均成本曲线，除了净资产低于10亿的一部分小型基金的费率随净资产增加而上升外，封闭式基金的平均成本随净资产增加而下降，然而，这一快速下降过程终止于基金净资产约50亿元处，此后，平均费率将随着基金资产而上升，而目前国内几乎没有封闭式基金的净资产超过这一水平，这意味着我国封闭式基金在运营管理上还有很大潜力可挖。

Ⅴ结论

本文的主要结论如下：

1.利用33个样本基金四年内的93个有效观察值，运用非平衡面板数据分析法，构造对数转换费用模型，我们研究了中国封闭式基金的规模经济问题。

2.在小型基金、大型基金和全体样本基金三个分组中，基金平均费用存在完全不同的水平和趋势，这促使我们对每一分组样本的规模经济分别进行考察。

3.在大型基金组中，我们发现了显著的规模经济，相反，在小型基金中则存在明显的规模不经济。这表明，大型基金在它们的长期平均成本曲线的下降部分运作，另一方面，小型基金则处于它们的长期平均成本曲线的上升部分。

4.对所有样本基金进行考察，其费用弹性的估计值小于1，这说明我国封闭式基金总体上存在规模经济。

5.代表性封闭式基金的平均成本曲线在所有样本基金净资产范围内是随其增加而下降的，而平均费率值在约50亿元处取最小值，国内目前还没有净资产超过这一规模的封闭式基金，因而我国封闭式基金在管理上有很大潜力可挖。

由于基金的样本数据比较少，在计量分析中我们只包括了33只基金的93个有效数据，要做出非常客观的评价结论也许比较困难，但是探讨一个比较客观的评价方法还是有可能的，也是十分必要的。随着时间的推移，在一个比较大的样本中，我们的结论是否能得到支持，则有待于未来的进一步研究，我们期盼也欢迎这样的进一步研究。

参考文献

Baumol,W.J.,S.M.Goldfeld,L.A.Gordon,andM.FKoehn.1990.TheEconomicsofmutualFundMarkets:CompetitionVersusRegulation,Boston:KluwerAcademicPublisher.

Bers,M.andT.Springer,1998.SourcesofscaleeconomiesforREITs,RealEstateFinance,14,pp.47-56.

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Christensen,L.andW.Greene,1976.EconomiesofscaleinU.S.electricpowergeneration,JournalofPoliticalEconomy,84,pp.655-676.

Dermine,J.,andL.H.Roller.1992.EconomiesofScopeandScaleinFrenchMutualFunds,JournalofFinancialIntermediation,2(4),pp.1077-82

Ferris,StephenP.andDonM.Chance,1987.TheEffectsof12b-1PlansonMutualFundExpenseRatios:ANote.JournalofFinance,42(4),pp.1077-1082.

Gyimah-Brempong,K.,1987.Economiesofscaleinmunicipalpolicedepartments:ThecaseofFlorida,ReviewofEconomicsandStatistics,69,pp.352-356.

Lemmon,MichaelL.,JamesS.Schallheim,andJaimeF.Zender,2000.DoIncentivesMatter?ManagerialContractsforDual-PurposeFunds,JournalofPoliticalEconomy,108(2),pp.273-299.

Latzko,DavidA.,1999.EconomiesScaleinMutualFundAdministration.JournalofFinancialResearch,22(3),pp.331-339.

封闭式基金范文篇5

本文的结构如下：第二部分综述美国封闭式基金折价的相关发现和对此进行的各种解释；第三部分提供我国封闭式基金折价的动态特征的证据；第四部分检验一些传统解释的可行性；第五部分考察投资者情绪假设(investorsentimenthypothesis)对封闭式基金折价问题的解释力；第六部分给出概要和结论。

二、文献回顾

（一）国外研究

自封闭式基金折价之谜被发现以来，经济金融学家们就一直试图为它找出一个合理的解释。早期的各种研究欲以代表基金基本层面的因素为出发点，来解释折价的存在。它们都有一个共同点，均认为封闭式基金折价是由基金所持有的投资组合的某些特征引起的。具有代表性的这些传统解释有：成本、资产流动性、基金业绩、资本利得税。

成本论认为基金收取的管理费用是导致折价的主因，包德鲁克斯(Boudreaux,1973)指出如果管理费用高出合理水平，或者投资者预期未来管理能力会变差，则成本（管理费用）问题便会导致封闭式基金出现折价。资产流动性论（马尔基尔Malkiel,1977）认为封闭式基金的资产净值是用基金持有的股份的市场价格来计算的，通常一只基金持有的某一股票的份额很大，售出时将不可避免地导致股价下跌，因而使得套现后的收益比当前账面的数额少。基金绩效论（马尔基尔，1977）认为折价之所以存在乃因为市场对基金的未来盈利能力评价不高。资本利得税这一解释认为出售已升值的封闭式基金股份必须缴纳资本利得税(capitalgaintax)，此损失应该在基金净值中扣除，故以折扣的形式反映在价格上了。

马尔基尔(1997)的研究被视为早期研究的经典之作，他检验了关于美国封闭式基金折价的各种传统解释，被检验的因素包括：(1)尚未实现的资本升值，(2)红利分发政策，(3)资产的流动性，(4)费用（管理费用），(5)持有的国外股票，(6)基金业绩，(7)基金投资组合的转换。马尔基尔以横截面和时间序列回归方法来测度上述因素是否可以解释折价问题，结果发现基金折价与尚未实现的升值（在基金未实现的升值期间）、资本收益的分配政策、资产的流动性以及国外股票的持有情况有一定的相关性。然而，马尔基尔指出这些因素的解释力有限，只解释了问题的一小部分，便推测市场心理对折价的形成和变动可能有很重要的作用。

鉴于传统研究无法取得令人满意的解释，新的研究便另辟蹊径。大部分研究以投资者情绪为中心，全面考虑了封闭式基金的两个风险：一是其持有的投资组合所带来的风险，它决定了基金股份的基本价值；二是由于市场中投资者情绪波动形成的风险，它使得基金股份的市场价格偏离其基本价值，从而演变成折价。

李等人(leeet.al,1991)认为传统研究不仅无法较满意地解释狭义的折价之谜的成因，而且也根本无法解释广义的折价之谜的四大动态特征。他们认为应考虑投资者情绪这一重要因素，因其对解开折价之谜的四个特征有决定性的帮助。然而，投资者情绪很难被定量测度，因此无法直接验证这一新猜想，只能通过间接验证。具体需要验证如下关系：(1)不同基金的折价变动的同步性，(2)新基金上市的时间选择，(3)小公司的收益率变动和基金折价之间的关系。

结果发现每一个问题均与投资者情绪息息相关，间接说明了这一因素的重要性。首先，基金的折价都高度相关。尽管基金的投资组合不太相同，但由于散户是基金的主要投资者，因此他们的情绪变化会直拉影响各基金的折价，使得其走势大致趋同。其次，根据投资者情绪假说，新的封闭式基金会择时上市，即选择在投资者情绪看好整个封闭式基金业之时上市。实证结果发现情况确是如此，许多新封闭式基金在现有封闭式基金的折价变小时才上市。最后，投资者情绪假说认为封闭式基金的折价应该与小公司股票的收益率呈反方向变动，原因是当投资者对基金未来的收益持乐观态度时，基金的折价就变低，而与此同时这种乐观情绪则表现在对小公司股票的强烈需求上，结果使得其收益率明显提高。李等人对规模投资组合的收益率、封闭式基金折价和市场指数收益率作了回归分析，发现当封闭式基金折价缩小时规模小的股票表现较好。

（二）国内研究

在我国，对封闭式基金折价之谜的研究尚处于起步阶段，据我们所知，迄今为止有三篇这方面的研究文献，分别是顾娟(2001)、汪光成(2001)和上海证券交易所研究报告(2002)。

顾娟(2001)对基金折价和基金未来业绩、基金风险、基金所持投资组合集中度之间的关系做了分析，并检验了各个基金折价之间的相关性。她得出的结果部分地显示了基金折价与基金基本面因素似乎关系不大，但是并没有进一步深入考察投资者情绪的解释作用。

汪光成(2001)对封闭式基金折价问题的相关文献做了一个非常全面的回顾，并简单地分析了我国封闭式基金折价的统计特征，最后提出了这一问题与基金市场的投资理念、投资者的“共同知识”、“投资者类型、基金披露信息和制度安排缺陷有关。然而，由于没有进行深入的定量分析来检验上述关系，因此它仅隶属一种推测而无法确定影响基金折价的真正因素。

上交所研究报告(2002)先使用横截面回归分析了各因素与基金折价率之间的关系，之后又使用E-GARCH方法分析了基金折价与流动性之间的关系。该研究所强调的是各个解释变量和基金折扣之间的相关关系，而并非每个变量的解释力的大小。从其横截面回归结果看，回归的决定系数仅为0.5，说明这些因素并不能完全解释基金折价。另外，E-GARCH分析也只是揭示了基金变现能力与折价之间存在负相关关系。显而易见，若想彻底解开我国封闭式基金折扣之谜，提出一个合理的解释，还需进行更深入的实证研究。

三、基金折价的动态特征

为了便于分析和讨论，本节简单总结和阐述我国基金折价的几个动态特征。

（一）数据和方法

本研究的数据来自深圳国泰安公司(GTA)的中国共同基金数据库。原始数据来源于封闭式基金发放的每周公报，然后由GTA数据库收集、计算。对每只基金的红利和除权已做出适当调整。

封闭式基金折价(DISCit)的计算以周进行，方法如下：

附图

其中，NAVit＝在t期末的基金i的每股NAV,SPit＝在t期末的基金i的股票价格。

我们构建了一个折价指数来代表整个样本封闭式基金折价的状态，它是10只在1998年6月以前上市的封闭式基金折价的算术平均数。这样选择的目的是保证有足够的时间序列观察值。样本期是自1998年10月开始的首次周公报至2000年最后一次周公报。具体计算公式为：

附图

（二）证据

图一是折价指数变化的动态曲径。此外，表一给出了折价指数变动的摘要统计数字，包括均值、中位数和标准差。

附图

图1折价指数变动情况（1999年10月-2000年12月）

表1折价指数摘要统计（1999年10月－2000年12月）

均值(%)5.668956859

中位数(%)7.368

标准差(%)15.30079834

样本方差(%)234.1144299

峰度-0.624772872

偏斜度-0.659983747

极差(%)54.58366667

最小值(%)-30.47666667

最大值(%)24.107

如前所述，封闭式基金折价之谜不仅意味着封闭式基金折价的存在，而且也包括四个特征：基金股份先以高于资产净值的溢价交易，然后很快变成折价，并且大幅度波动，最后当封闭式基金清算或转为开放式时便缩小。图一和表一显示了封闭式基金折价在我国也存在，且动态特征与美国的极为相似：折价指数开始有30%的溢价，然后几乎单调上升到20%的折价。此外，折价指数的波动很大，其均值和中位数分别是5.67%和7.37%。折价的幅度和波动均显著高于美国的数值，说明折价现象在我国相当严重。（注：值得一提的是，由于在中国没有封闭式基金清算和转化为开放式基金的先例，我们不能检验第四个特征。）

为了深入了解上述动态变化，我们进一步观察了每只基金的折价变动情况。表二展示了10只样本封闭式基金的下列数据：(1)上市的日期，(2)上市第一个月的溢价，(3)首次公布折价出现日期。如表所示，在10只封闭式基金中，除了上市较晚的景宏基金之外，其余9只基金都先以高于资产净值的溢价交易，然后在很短的时间内变成折价。另外，溢价与上市时间的早晚关系极大，上市越晚，起始的溢价就越低，变为折价所花的时间就越短。

表2封闭式基金折价的动态特征

基金首次交易日期首月溢价(%)首次折价公告日

开元04/07/9895.43%05/24/99

金泰04/07/98100.99%06/07/99

兴华05/04/9823.73%05/04/99

安信06/22/9850%05/07/99

裕阳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

汉盛05/18/990.53%05/07/99

四、折价的传统解释

为了解析上节中呈现的我国封闭式基金的折价现象，在本节中，我们先试图用传统理论来定量解释，主要考虑三大因素：成本、资本流动性和基金业绩。

（一）成本

表三给出了10只样本基金的管理费用占总净资产的比例。数据来自基金的年度资产负债表。在大多数情况下，管理费大约占净资产市值的0.2%，最高亦仅达0.31%，而折价指数的均值为5.6%，波动范围为-30%到24%。很明显，与封闭式基金的折价相比，管理费用则要小得多，而且，对一个基金来说，它的管理费用在一年内是一个相对固定的数额，而折价则变动很大。

表3管理费用占总资产比例(%)

附图

表42000年样本基金折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现

附图

如果管理费用可以解释封闭式基金折价的话，那么在基金的管理开支和基金的折价间有就会存在正相关关系，即较高的管理费用将导致较大的折价。因此，我们用spearman排序相关关系作一个简单的测试。表四列出各基金的折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现的统计数据，而表五则是相应的spearman排序相关关系检验结果。在表五中，10月样本基金的2000年每周折价的算术平均和其年管理费用占净资产比例之间的spearman排序相关系数是-0.267，对零相关的原假设的双尾检验P值是0.456，意味着管理费用和封闭式基金折价的正相关关系并不存在。因此，我们认为成本（管理费用）并不是中国封闭式基金折价的一个合理解释。

表52000年样本基金折价幅度、成本、资产流动性和业绩表现之间的Spearman排序相关系数

附图

（二）资产流动性

根据流动性解释，我们预期基金的折价和可流动的程度呈负相关关系。我们也用spearman排序相关来检验此关系。基金的流动性是用它们投资组合的集中程度来代表，即在基金的投资组合中具最大资产净值的10只股票的资产净值之和与基金的总资产净值的比例，使用的数据是2000年度的基金每周集中度的算术均值。从表五中可以看出，其spearman排序相关系数是-0.467，而零相关的原假设的双尾检验P值则是0.17。这一结果同上小节的结果一样令人惊讶，基金折价和投资组合的集中度之间的相关关系为负数，与理论预期相反。然而，这个负相关关系在统计上并不显著。可见，用流动性这个概念无法解释封闭式基金为什么在上市初期的价格超过它的资产净值。因此，资产流动性也不能对我国封闭式基金折价给予合理的解释。

（三）基金业绩

从逻辑上讲，封闭式基金的业绩与其折价应该呈负相关关系。如果投资者认为基金管理者能够获得高于平均水平的利润的话，他便会乐意以高于资产净值的价格买基金股份，反之亦然。在表五中，我们计算了10只样本基金的折价和基金绩效之间的相关系数。这一基金绩效是以一个双因素模型（包括风险和规模两个因素）为基准计算得出的。令人惊讶的是，spearman排序相关系数仅为0.152，零相关的原假设的双尾检验P值也只有0.676，意味着这两个变量间的相关关系为正，但在统计上并不显著。因而，基金业绩同样不能解释我国的封闭式基金折价。

至于税收的解释，因为我国并没有直接征收资本利得税，所以无法进行实证检验。颇为有趣的是，管理费用和10只基金的集中程度之间的spearman排序相关系数为0.615，零相关的原假设的双尾检验P值为0.058，说明此正相关关系在10%的置信水平上统计显著。另外，管理费用和基金业绩显示了极强的正相关关系，spearman排序相关关系是0.69，对应的零相关的原假设的双尾检验P值是0.0027。这一结果给我们提供了基金为何收取高额管理费用的直接证据。

最后，我们将三个因素放在一起，用横截面回归方法进行分析，结果收录在表六中。纵观表六，回归结果一目了然，三个因素的回归系数无一在统计上显著，说明它们均不能解释基金折价现象。

表6传统解释的横截面回归检验结果（注：本横截面回归样本为18只基金（开元、安信、裕阳、新华、普惠、同益、景宏、泰和、汉盛、裕隆、安顺、天元、景博、景阳、裕元、同盛、金鑫）。回归因变量为各基金2000年内周折价率算术平均数；回归自变量分别是各基金2000年(1)持股集中度、(2)基金绩效、(3)管理费用占总资产比重、(4)基金总资产。）

附图

五、投资者情绪假说

前面的讨论说明传统理论无法解释中国的封闭式基金折价。回顾传统解释，其基石为封闭式基金的风险乃由一些基金的基本因素所导致。然而，众多有关市场有效性的实证研究都指出，仅考虑基本因素还远远不够，因为它忽略了也许是最重要的因素，即投资者情绪，此乃行为金融学研究的中心所在。对基金来讲，我们完全有理由相信，投资者的情绪非同小可，它在很大程度上影响和导致了折价。

为找到支持投资者情绪假设的间接证据，我们将检验：(1)不同基金折价变动的同步性，(2)新基金上市时间的选择，(3)封闭式基金折价和不同规模的股票收益率之间的关系。

（一）不同封闭式基金折价变动的同步性

一般来讲，封闭式基金相互的投资风险不同，这样他们持有的投资组合的组成便不同，因此相应地封闭式基金相互间基本层面不同。由于传统解释认为封闭式基金的折价由投资组合的风险带来，那么如果不存在投资者情绪对基金折价的影响的话，其变动应该不同。相反，如果不同的基金的折价变动呈正相关的话，那么便可以说明投资者情绪是基金折价的主要推动力。

表七给出了组成折价指数的10只样本基金之间以及指数本身的Pearson相关系数。可以非常清楚地看到各只基金的折价之间是高度相关的，且所有的相关系数都为正数，其算术平均数高达0.92，连最低的相关系数亦有0.68，其相关系数标准差为0.07。所有的零相关的双尾检验的P值都是零，说明正相关关系统计十分显著。

表7折价指数与基金（为指数组成基金）折价间Pearson相关系数（1999年10月—2000年12月）

附图

a此表显示的是1999年10月到2000年12月间折价指数和构成此指数的十只基金的折价之间的相关系数，对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0（未列于表中），表明所有相关系数都显著不等于0。

进一步寻找证据，我们计算了折价指数于1999年下半年之后上市的10家封闭式基金之间的相关系数，检验的时期从1999年12月到2000年12月。表八列出了这10家基金的折价和折价指数之间的pearson相关系数。在基金和折价指数间的相关系数仍然很大，所有的零相关的双尾检验的P值都是零。相关系数的均值是0.945，而最低的相关系数是0.87，标准差是0.03。

表8折价指数与基金（非指数组成基金）折价间Pearson相关系数α（1999年12月—2000年12月）

附图

a此表显示的是1999年12月到2000年12月间折价指数和此指数之外的十只基金的折价之间的相关系数，对所有相关系数显著性的双尾检验的P值都为0（未列于表中），表明所有相关系数都显著不等于0。

概而论之，表七和表八都显示不同封闭式基金的折价同方向变动，支持了不同基金的折价是由相同的投资者情绪所驱动的假设。此外，各只基金的折价的高度相关显示折价指数的变动并非由一些局外点所决定，这也说明我们构建的折价指数足已代表整个封闭式基金业的折价幅度。

（二）新基金上市的时间选择

根据投资者情绪模型，封闭式基金折价并非由单个基金的基本因素所致，而是由投资者针对封闭式基金的情绪所致。此外，前面的实证发现表明各只基金的折价高度正相关，因此，现有封闭式基金的折价可以反映市场对整个封闭式基金业的态度。由此，我们可以预见新的基金将会选择在投资者看好现有的封闭式基金的时候上市，即在这些基金以溢价或以较低的折价交易时上市。

我们通过考察从1999年6月到2000年12月间的新基金上市数目和同期折价指数变动之间的关系，从另一方面来检验投资者情绪假说的合理性。每月的折价指数变动用月内的每周折价的算术平均来衡量，但由于封闭式基金的上市需要较长的申请时间，在计划的上市日期和实际的上市日期之间会有一个时间差，其间的市场情况很可能会剧烈变动。因此，这一检验的结论并不十分准确，只可以作为参考。在图二里，柱状表示新基金每月上市的数目，而线状则表示现有基金折价的变动。

我们看到多数基金的上市选择在折价变得相对较低时期。1999年6月、10月，2000年4月、7月，折价指数有较大幅度下降。在此期间，总共23个封闭式基金中有16个上市。在1999年8月和2000年3月间，当折价指数大幅上升时，没有新的基金上市。

（三）折价变化和不同市值股票收益率之间的关系

投资者情绪模型认为既然封闭式基金折价的变动是由个人投资者的情绪所引起，而小市值股票也主要被个人投资者持有，那么基金折价和小市值股票的收益率之间应该存在联系。研究发现当折价指数变小时，小市值股票收益率就变高，反之亦然。

附图

图2折价指数变动和新基金上市关系

对于我国市场，虽然至今尚无各类投资者的持股状况的研究，但我们认为仍可间接考察封闭式基金折价和不同市值股票收益率之间的关系。我们使用的二元回归模型为：

附图

其中R[,it]是一个规模投资组合(sizeportfolio)的周收益率，其具体的构造方式如下：在1998年的最后一个交易日，我们根据当日沪深两市所有上市公司的流通市值排序，再将所有公司按照顺序平均分为8个组别；在1999年内，保持每个投资组合的组成不变，再计算出组内所有股票的每周收益率的算术平均数，以此作为每个投资组合的周收益率。到1999年最后一个交易日，再如上述方法对沪深两市所有股票排序，组成8个投资组合，分别计算其在2000年内的周收益率。△disct是折价指数变化率，即t期折价水平与t-1期折价水平之差除以t-1期折价水平绝对值：

附图

最后，mkt[,t]是沪深两市所有股票的平均（以流通市值加权）收益。

回归结果列在表九。可以看到，折价指数变动率的回归系数随投资组合市值上升而单调下降。具体而言，折价指数的变动率的系数从0.0036（最小规模的投资组合）单调下降到-0.0013（最大规模的投资组合），并且只有在对最大规模组合进行回归时的系数为负。这意味着当大市值股票表现好时，折价便减少；而当小市值股票表现好时，折价则扩大。除了组合G之外，折价指数的回归系数在统计上都很显著，表明了很强的相关关系。

表9模型R[,it]=α[,0]+α[,1]△disc[,t]+α[,2]mkt[,t]+ε[,t]回归结果

附图

上述结论说明，我国基金折价变化和不同市值股票收益率之间的关系与美国的情形恰恰相反。为给这一现象一个合理的解释，有必要对我国市场各类投资者以及封闭式基金的投资组合组成做进一步的研究。在缺少这方面资料和证据的情况下，我们只好先做两个猜测。第一个猜测是，既然我们知道共同基金出于流动性的考虑都倾向持有大市值股票，这样当大市值股票表现好时投资者便看好封闭式基金，将抬高基金股份的价格，与之相应的封闭式基金的折价便缩小。第二个猜测是，封闭式基金和小市值股票对某类投资者来说是替代品。当此类投资者衷情小股票时，他们就提高小股票持有的比重，相应降低他们投资组合中封闭式基金的比例，结果封闭式基金价格的降低便导致折价加大。

六、结束语

在本文中，我们检验了中国股市的封闭式基金折价现象。在详细阐述了这一现象后，我们检验了各种可能的解释。我们发现，传统因素不能完全解释折价现象及各种特征，但若考虑到投资者情绪，谜底便迅速被揭开。具体而言，我们得出如下三大结论：(1)不同封闭式基金的折价变动呈现高度正相关；(2)新的封闭式基拿选择在现有封闭式基金的折价小时上市；(3)基金折价变动和不同市值股票的收益率变动之间的关系密切；当小市值股票收益率上升时，封闭式基金的折价就增加；相反，当大市值股票收益率上升时，基金折价便缩小。前两个结论与美国的情况相同，而第三个结论则相反。

目前社会上对基金业运作的看法颇为负面，认为它们并非完全依靠专业化的管理而是凭本身的资金实力和享受的特殊待遇来获取收益，把基金联合锁仓、拉抬重仓股等一系列不当甚至违法行为归咎于两个方面的问题；基金信息披露透明度不够和监管制度安排有缺陷。我们的研究结果表明，提高透明度和加强监管无疑对我国基金市场的健康发展有利，但并不能解决封闭式基金折价这一问题，它与证券市场的宏观环境和投资者的情绪息息相关。国外的经验也告诉我们，基金折价甚具普遍性和长期性，不可能通过完善制度在短期内消除。

我们的定量分析还显示，我国封闭式基金的折价在幅度上比国外严重，因此我们对开放式基金的继续生存持怀疑态度。我们建议，出于对我国基金业的健康发展和对投资者权益的保护的考虑，应暂时停止批准新开放式基金的上市，等封闭式基金折价降低到一个稳定的、吸引的水平后再考虑放松限制。

【参考文献】

1顾娟，2001，中国封闭式基金贴水问题研究，《金融研究》，2001年第11期，62-71页。

2汪光成，2001，投资基金折价问题研究，《金融研究》，2001年第12期，20-28页。

3上交所研究报告，2002，中国封闭式基金折价问题理论与实证分析（海通证券—复旦大学联合课题组），《上证研究》，2002年第4期。

4Boudreaux,K.J.,1973,Discountsandpreniumonclose-endmutualfunds:Astudyinvaluation,JournalofFinance28,515-522

5Chopra,N.,C,M.LeeandR.Thailer,1993,Yes,discountsonclose-endfundsareasentimentindex,JournalofFinance,48,801-808

6Fama,E.,1970,Efficientcapitalmarkets:Areviewoftheoryandempiricalwork,

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7Fama,E.,1991,Efficientcapitalmarkets:II,journalofFinaance46,1575-1617.

8Fama,E.,1998,Marketefficiency,long-termreturns,andbehavioralfinance,JonrnalofFinancialEconomics49,283-306.

封闭式基金范文篇6

摘要：文章对封闭式基金和开放式基金进行了深度的对比研究，在定性和定量对比分析的基础上，提出了封闭式基金比开放式基金更有投资价值的观点，对普通居民的基金投资有较大的指导作用。

一、封闭式基金和开放式基金的定义

证券投资基金（以下简称基金）是指一种利益共享、风险共担的集合证券投资方式，即通过发行基金单位，集中投资者的资金，由基金托管人托管，由基金管理人管理和运用资金，从事股票、债券等金融工具的投资，并将投资收益按基金投资者的投资比例进行分配的一种间接投资方式。

按是否可自由赎回和基金规模是否固定，基金可分为封闭式基金和开放式基金。封闭式基金是指经核准的基金份额总额在基金合同期限内固定不变，基金份额可以在依法设立的证券交易场所交易，但基金份额持有人不得申请赎回的基金。由于封闭式基金在封闭期内不能追加申购或赎回，投资者只能通过证券经纪商在二级市场上进行基金的买卖。封闭式基金的期限是指基金的存续期，即基金从成立起到终止之间的时间。根据《中华人民共和国证券投资基金法》的规定，封闭式基金合同到期有3种处理方式：第一，封闭式基金转化为开放式基金；第二，可以按照《基金法》第66条的规定，延长基金合同期限；第三，按基金合同的约定进行清盘。截止到2007年底，我国目前已到期的封闭式基金都采用了第一种到期处理方式，全部转型为开放式基金。

开放式基金是指基金份额总额不固定，基金份额可以在基金合同约定的时间和场所申购或赎回的基金。为了满足投资者赎回资金、实现变现的要求，开放式基金一般都要从所筹资金中拨出一定比例，以现金形式保持这部分资产。这虽然会影响基金的盈利水平，但作为开放式基金来说是必需的。

二、封闭式基金和开放式基金性质对比分析

1.期限不同。封闭式基金有固定的期限，存续期通常在5年以上，一般为10年到15年时间，经受益人大会通过并经证券主管部门同意可以适当延长期限。开放式基金没有固定期限，投资者可随时向基金管理人赎回基金份额，若大量赎回后基金份额规模低于法律规定的最低规模，开放式基金会被要求清盘。

2.发行规模限制不同。封闭式基金的基金规模是固定的，在封闭期限内未经法定程序认可不能增加发行。开放式基金没有发行规模限制，投资者可随时提出申购或赎回申请，基金规模随之增加或减少。

3.基金份额交易方式不同。封闭式基金的基金份额在封闭期限内不能赎回，持有人只能在证券交易场所出售给第三者，其交易在投资者之间完成。开放式基金的投资者在首次发行结束一段时间后，可随时向基金管理人或其机构提出申购或赎回申请，绝大多数开放式基金不上市交易，开放式基金的交易在投资者与基金管理人或其机构之间进行。

4.基金份额的交易价格计算标准不同。封闭式基金和开放式基金的基金份额除了首次发行价都是按面值加一定百分比的购买费计算外，以后的交易计价方式不同。封闭式基金的买卖价格受市场供求关系的影响，常出现折价交易现象，其价格并不必然反映单位基金份额的净资产值。开放式基金的交易价格则取决于每一基金份额净资产值的大小，其申购价一般是单位份额净资产值加一定比例的购买费，赎回价是单位份额净资产值减一定比例的赎回费，其交易价格不受市场供求影响。

5.基金份额净资产值公布的时间不同。封闭式基金一般每周或更长时间公布一次份额净资产值，而开放式基金一般是每个交易日连续公布。

6.投资策略不同。封闭式基金在封闭期内基金规模不会减少，因此可进行长期投资，基金资产的投资组合能有效地在预定计划内进行。开放式基金因基金份额可随时赎回，为应付投资者随时赎回变现，所募集的资金不能全部用来进行投资，更不能把全部资金用于长期投资，必需保持基金资产的流动性，在投资组合中需保留一部分现金和高流动性的金融资产。

三、封闭式基金和开放式基金特征对比分析

封闭式基金和开放式基金是基金管理公司提供的两类间接投资工具，它们都具有集合投资、分散风险、专家理财的特点，但在金融产品的交易成本、流动性、风险特征方面它们是有明显区别的：

1.交易成本不同。封闭式基金只能在证券交易所上市交易，和股票的买卖交易不同，封闭式基金的交易无需缴纳印花税，只需缴纳最高0.3％的交易佣金，进出一个来回最高只需支付0.6％的交易成本。投资者申购、赎回开放式基金是以基金管理公司为交易对手的，一般情况下开放式基金的申购需要缴纳1.5％的申购手续费，开放式基金的赎回需要缴纳0.5％的赎回手续费，申购、赎回一个来回投资者需要支付2％的交易成本。由此可见，封闭式基金的交易成本明显低于开放式基金。

2.流动性不同。封闭式基金和股票一样是实行T＋1交易制度的。投资者当天买入封闭式基金，基金份额当晚过户到投资者账户，次日即可出售已购入的基金份额。当天出售的封闭式基金其成交金额虽然次日才能提现，但卖出委托确定成交后其成交金额可立即用于购买其它证券。开放式基金的份额在投资者有效提交申购指令后T+2日入账，即当日申购某只开放式基金，申购日后的第2日其份额才能入账，其份额才能抛售。投资者赎回开放式基金，其资金到账时间也比较迟，一般需要4～7个工作日。由此可见，封闭式基金份额入账的时间和资金到账的时间明显快于开放式基金，其流动性明显更强一些。

3.风险不同。根据一般封闭式基金的基金合同，封闭式基金至少要保证20％的债券投资比例，其投资股票的比例最高只能达到80％。而一般开放式基金的基金合同规定，开放式基金只需要保证5％的债券投资比例，其投资股票的比例最高可以达到95％。股票是高风险的投资工具，股票的投资比例越高，投资者的投资风险越大。由于封闭式基金的股票投资比例略低，其投资风险也略低于开放式基金。四、封闭式基金和开放式基金投资绩效对比分析

由于封闭式基金的股票投资比例略低，从理论上来讲，封闭式基金的投资收益要逊色于开放式基金。但是由于受诸多因素的影响，封闭式基金无论是在我国证券市场还是在西方成熟证券市场，封闭式基金都存在广泛的折价交易现象。封闭式基金的交易价格一定程度上低于其单位净资产值。由于我国封闭式基金到期一般都采用封转开的处置方式，如果投资者以折价的价格买入封闭式基金，然后一直持有到期，封闭式基金的投资者可自然获取交易价格向其净资产值回归的差价收益。如果考虑这部分差价收益，封闭式基金的投资收益可以和开放式基金相媲美。

笔者对2007年年底前19只封转开基金的收益情况进行了实证分析，该实证分析建立在以下假设基础上：（1）封闭式基金和开放式基金的投资起始日都是2005年12月31日；（2）封闭式基金和开放式基金的投资都是长期投资，即封闭式基金购入后一直持有至退市日或份额转换日；（3）由于封闭式基金是股票型基金，所以可以直接将封闭式基金的收益率和股票型开放式基金的收益率进行对比；（4）不考虑封闭式基金的交易手续费，也不考虑开放式基金的申购、赎回手续费。实证分析的结论如下：

1.如果在封转开基金的退市日出售封闭式基金，19只基金中除了基金兴业、基金同智、基金裕元、基金金鼎之外，其余15只封闭式基金的投资收益率都超过了同期所有股票型开放式基金的平均收益率。而基金兴业、基金同智的收益率较低是有原因的，因为这两只基金的封转开没有先例可循，它们在封转开之前股票仓位比股票型开放式基金明显要低，较低的股票仓位直接导致了较低的投资收益率。

2.如果将封转开基金持有至基金份额转换日（封闭式基金份额转换为开放式基金份额的日期，一般按封闭式基金的单位净资产值转换，如当天单位净值为3.6690元，1份封闭式基金可转换为3.6690份开放式基金），19只基金中除了基金兴业、基金裕元之外，其余17只封闭式基金的投资收益率都超过了同期所有股票型开放式基金的平均收益率。

3.总体来看，随着时间的延续，封转开时间越迟的基金其投资收益率越是高于同期所有股票型开放式基金的平均收益率。比如：基金兴业2006年8月8日终止上市时，其投资收益率30.69％，低于同期所有股票型开放式基金的平均收益率14个百分点；基金普华2007年4月24日终止上市时，其投资收益率251.49％，高于同期所有股票型开放式基金的平均收益率74个百分点；等到基金兴安2007年11月21日终止上市时，其投资收益率414.07％，高于同期所有股票型开放式基金的平均收益率151个百分点，封闭式基金和股票型开放式基金投资收益率的差距越拉越大。

4.封转开基金持有至基金份额转换日的平均收益率为266.77％，持有至退市日的平均收益率为234.46％，封转开基金持有至基金份额转换日的平均收益率要高出32个百分点，虽然这里面有12个百分点要归功于大盘的上涨（同期股票型开放式基金的平均收益率提高了12个百分点），但是还有20个百分点的收益率要归功于封闭式基金市场价格向其净资产值的回归，因为封闭式基金是按照基金的单位净资产值转换为开放式基金的。

综上所述，封闭式基金和开放式基金相比，其交易成本低，流动性强，风险低，由于封闭式基金折价的存在，长期投资封闭式基金不但可以获取指数上涨带来的封基价格上涨收益，还可以获取其价格向其净资产值回归的收益，其总收益大体高于同期股票型开放式基金的收益，所以封闭式基金的投资价值要更胜股票型开放式基金一筹。封闭式基金更值得广大投资者投资。

参考文献：

1.中国证券业协会.证券市场基础知识.中国财政经济出版社，2007

封闭式基金范文篇7

Delong、Shleifer、Summers和Waldmann（以下简称DSSW）最先提出了投资者情绪模型，模型假设市场上存在两种参与者—理性投资者和噪声交易者，理性投资者依赖于对证券的内在价值分析交易和持有证券，噪声交易者的交易行为则符合噪声交易模式。由于噪声交易者的情绪是随机的，理性的投资者不能很好的预测这种投资情绪。因此，当理性投资者未来某一时刻出售资产时，噪声交易者可能看空市场，引起资产价格下跌。这种下跌的可能性就是一种不同于其他市场风险的额外风险，即噪声交易者风险。只要理性投资者想在未来某个时间出售自己手中的资产，噪声交易者风险就像资产本身所固有的市场风险一样影响着资产价格。因为同一种投资者情绪的波动会影响很多资产，并且不同噪声交易者的情绪相关很强，所以这种噪声交易者风险不能被有效分散，它像资产的系统风险一样会在资产定价公式中有所反映。那些受到噪声交易者风险影响的资产的收益率应该高于不受该风险影响的资产的收益率。

Lee、Shleifer和Thaler（以下简称LST）把DSSW的投资者情绪模型应用到封闭式基金研究中，由于噪声交易者对封闭式基金不可预期的未来的情绪变化是针对封闭式基金的证券组合，是系统性的，因而可以把它看作是市场上噪声交易者风险的平均指标。LST的研究不但指出封闭式基金折价的变化反映了投资者情绪的变化，还间接指出一种测量噪声交易者风险的方法，利用此方法，LST得到如下模型：

R=α+a*ΔD+β*RM+ε

其中R表示证券组合收益，ΔD表示封闭式基金折价率的变化，RM表示市场收益，RM前的系数β为组合的Beta值，表示市场风险。此模型从直观上解释就是噪声交易者的存在影响了组合的收益。模型的创新之处在于用可以直接观测的表示封闭式基金折价率变化的ΔD量化了噪声交易者风险因子。

噪声交易者风险普遍存在于市场中，但并不是所有证券组合都受到相同程度的影响。因为当理性投资者发现噪声交易者的交易行为使得证券价格严重偏离内在价值时，理性投资者会采取与噪声交易者相反的操作，使得证券价格迅速回复。这种回复过程取决于理性投资者与噪声交易者之间力量的对比。LST把机构投资者归入理性投资者，个人投资者中大部分归为噪声交易者，因此对于机构投资者集中的大市值股票而言，它们的噪声交易者风险小，小市值股票则个人投资者集中，噪声交易者风险大。

实证检验

（一）数据和变量描述

本文的样本数据包括自1999年1月至2008年2月沪市和深市共56支封闭式基金的月末净值、收盘价和基金份额，这其中包括集中在2006至2007年转换为封转开的22支基金转换前的数据。计算可得整个市场上封闭式基金折价率的加权平均值——加权平均折价率指数VWD（Value-WeightedIndexofDiscount）及其变化率ΔVWD，权重为基金资产t时刻净值。

表1是加权平均折价率指数与其一阶差分的描述性统计量。统计结果显示，平均而言，1998年1月到2008年2月期间，我国封闭式基金折价率为19.8%，标准差达到13.5%，月度折价率平均变化0.15%，但变化的标准差极大，达到5%，最大的一个月折价率变化达到22%。这比国外10%（Weiss，1998）左右的折价率要高得多，这表明我国证券市场上噪声交易者风险要大于国外，离成熟的证券市场还有很长的一段距离要走。（二）折价变动与证券组合收益

根据投资者情绪模型，因为小市值股票的持有者中个人投资者所占比例要高于大市值股票，而个人投资者有相当部分的非理性的噪声交易者，容易受到市场传言的左右，对股票的内在价值没有正确的判断，过于悲观或过于乐观的情绪驱使着他们的交易行为。因此，小市值股票比大市值股票有更多的噪声交易者风险。对我国而言，股权分置改革完成前，股票市场流通股和非流通股的差别使得总市值小的股票不一定比总市值大的股票有更多的噪声交易者风险，流通市值的大小才是决定因素。本文把上证A股和深证A股按照年初股票流通市值进行排序，按顺序从小到大分成十组。规模最小的前10%为第一组，接下来的10%-20%为第二组，一直到规模最大10%的为第十组，得到十个不同市值规模证券组合的加权平均收益率如下：

表2展示了按照流通市值排序得到的十个证券组合月度加权平均收益率对封闭式基金折价率月度变化ΔVWD和上证A股与深证A股月度加权平均收益率的回归结果。

根据CAPM理论，RM的系数就是各个组合的Beta值，所有组合的Beta值都在1的附近，并且随着组合股票市值的增大而单调递减。在10%的置信度下，组合1、2、6中ΔVWD的回归系数都是显著的，组合7和组合8在5%的置信水平下显著，流通市值最大的组合9和组合10甚至在置信水平1%的情况下仍然显著。ΔVWD的回归系数在组合1-10之间近似单调递增，并且在组合10的回归模型中变为正数。

本文再仔细考察一下ΔVWD系数所表示的意义。对于组合1来说，封闭式基金折价率下降1个百分点会引起组合月收益率增加0.16个百分点，因为ΔVWD在本文所研究的1999年到2008年这段时间绝对值的中位数是0.0234(2.34个百分点)，这意味着封闭式基金折价率的变化平均会引起组合1收益率0.57(0.16*2.34)个百分点的变化。因为组合1在1999年到2008年期间月收益率绝对值的中位数为5.57%，所以封闭式基金折价率的变化解释了6.72%(0.37/5.57)的组合1的收益率变化，即噪声投资者风险解释了流通市值规模最小的组合收益率变化的6.72%。因此，在通常意义上来说，即使在考虑了市场整体的影响后，封闭式基金折价率的变化也能够解释7%左右的规模最小组合收益率变化。对于组合2至组合9来说也有同样的结果，只不过关系强弱不同。对于组合10来说，它的收益率绝对值的中位数为4.4%，因此对于组合10，折价率的变化解释了组合10收益率10.91%的变化(0.2053*2.34/4.4)，不过组合10变化的方向与前面9个组合变化方向相反。

结论

投资者情绪是影响我国证券市场上股票收益的重要风险因素。作为反映投资者情绪的指标，当封闭式基金折价率变小时，投资者似乎确实更加乐观，噪声交易者会盲目跟踪市场热点，认为大市值股票的收益在牛市中不再吸引人而卖出手中的大盘股，买入中小盘股。从而使得规模最大的10%的公司的股票反而在牛市中表现平平，因为规模最大的前10%的股票的流通市值已经占到沪深A股市值的60%以上，因此可以说，除去这部分股票，其他的90%的股票都是中小盘股。同样，当折价率变大，投资者情绪悲观时，噪声交易者又会买入更加保险的大盘股，从而使得这些股票价格上升，收益率提高。

我国封闭式基金的折价率和折价率的波动水平都显著大于国外相应数据，这表明我国证券市场噪声交易者风险偏大。由于机构投资者还未能在我国证券市场发挥与国外同样的稳定市场的作用，因此，散户的炒作和投机行为引起的封闭式基金折价幅度也就更大，波动也更加剧烈。对于我国封闭式基金来说，机构投资的力量虽然一直在增长，但实际上最有实力的机构投资者国有企业和政府在整个封闭式基金发展的历程中都是扮演一个消极的角色，政府和国有企业不能减少持有的股份，也没有很强的意愿去增持股份，因此机构投资者不能起到弱化噪声交易者盲目交易带来风险的作用，相反越多的个人投资者和闲散资金进入股市，加剧了噪声交易者风险，使得封闭式基金折价率与小盘股收益的正相关关系更加明显。

论文关键词：噪声交易者风险封闭式基金折价率证券组合收益

论文摘要：本文利用封闭式基金折价率测算我国股票市场噪音交易者风险，并估算该风险对不同流通市值证券组合收益的影响程度，结论是：我国股票噪声交易者风险与股票流通市值有显著的相关性，流通市值小的股票易受到噪声交易者交易行为的冲击。

参考文献：

1.DeLongJ.B.,A.Shleifer,L.H.Summers,andR.J.Waldmann,Noisetraderriskinfinancialmarkets[J],JournalofPoliticalEconomy98,703-738.1990

2.Lee,Charles,AndreiShleiferandRichardThaler,InvestorSentimentandtheClosed-endFundPuzzle,JournalofFinance[J]46,1991

封闭式基金范文篇8

Delong、Shleifer、Summers和Waldmann（以下简称DSSW）最先提出了投资者情绪模型，模型假设市场上存在两种参与者—理性投资者和噪声交易者，理性投资者依赖于对证券的内在价值分析交易和持有证券，噪声交易者的交易行为则符合噪声交易模式。由于噪声交易者的情绪是随机的，理性的投资者不能很好的预测这种投资情绪。因此，当理性投资者未来某一时刻出售资产时，噪声交易者可能看空市场，引起资产价格下跌。这种下跌的可能性就是一种不同于其他市场风险的额外风险，即噪声交易者风险。只要理性投资者想在未来某个时间出售自己手中的资产，噪声交易者风险就像资产本身所固有的市场风险一样影响着资产价格。因为同一种投资者情绪的波动会影响很多资产，并且不同噪声交易者的情绪相关很强，所以这种噪声交易者风险不能被有效分散，它像资产的系统风险一样会在资产定价公式中有所反映。那些受到噪声交易者风险影响的资产的收益率应该高于不受该风险影响的资产的收益率。

Lee、Shleifer和Thaler（以下简称LST）把DSSW的投资者情绪模型应用到封闭式基金研究中，由于噪声交易者对封闭式基金不可预期的未来的情绪变化是针对封闭式基金的证券组合，是系统性的，因而可以把它看作是市场上噪声交易者风险的平均指标。LST的研究不但指出封闭式基金折价的变化反映了投资者情绪的变化，还间接指出一种测量噪声交易者风险的方法，利用此方法，LST得到如下模型：

R=α+a*ΔD+β*RM+ε

其中R表示证券组合收益，ΔD表示封闭式基金折价率的变化，RM表示市场收益，RM前的系数β为组合的Beta值，表示市场风险。此模型从直观上解释就是噪声交易者的存在影响了组合的收益。模型的创新之处在于用可以直接观测的表示封闭式基金折价率变化的ΔD量化了噪声交易者风险因子。

噪声交易者风险普遍存在于市场中，但并不是所有证券组合都受到相同程度的影响。因为当理性投资者发现噪声交易者的交易行为使得证券价格严重偏离内在价值时，理性投资者会采取与噪声交易者相反的操作，使得证券价格迅速回复。这种回复过程取决于理性投资者与噪声交易者之间力量的对比。LST把机构投资者归入理性投资者，个人投资者中大部分归为噪声交易者，因此对于机构投资者集中的大市值股票而言，它们的噪声交易者风险小，小市值股票则个人投资者集中，噪声交易者风险大。

实证检验

（一）数据和变量描述

本文的样本数据包括自1999年1月至2008年2月沪市和深市共56支封闭式基金的月末净值、收盘价和基金份额，这其中包括集中在2006至2007年转换为封转开的22支基金转换前的数据。计算可得整个市场上封闭式基金折价率的加权平均值——加权平均折价率指数VWD（Value-WeightedIndexofDiscount）及其变化率ΔVWD，权重为基金资产t时刻净值。

表1是加权平均折价率指数与其一阶差分的描述性统计量。统计结果显示，平均而言，1998年1月到2008年2月期间，我国封闭式基金折价率为19.8%，标准差达到13.5%，月度折价率平均变化0.15%，但变化的标准差极大，达到5%，最大的一个月折价率变化达到22%。这比国外10%（Weiss，1998）左右的折价率要高得多，这表明我国证券市场上噪声交易者风险要大于国外，离成熟的证券市场还有很长的一段距离要走。（二）折价变动与证券组合收益

根据投资者情绪模型，因为小市值股票的持有者中个人投资者所占比例要高于大市值股票，而个人投资者有相当部分的非理性的噪声交易者，容易受到市场传言的左右，对股票的内在价值没有正确的判断，过于悲观或过于乐观的情绪驱使着他们的交易行为。因此，小市值股票比大市值股票有更多的噪声交易者风险。对我国而言，股权分置改革完成前，股票市场流通股和非流通股的差别使得总市值小的股票不一定比总市值大的股票有更多的噪声交易者风险，流通市值的大小才是决定因素。本文把上证A股和深证A股按照年初股票流通市值进行排序，按顺序从小到大分成十组。规模最小的前10%为第一组，接下来的10%-20%为第二组，一直到规模最大10%的为第十组，得到十个不同市值规模证券组合的加权平均收益率如下：

表2展示了按照流通市值排序得到的十个证券组合月度加权平均收益率对封闭式基金折价率月度变化ΔVWD和上证A股与深证A股月度加权平均收益率的回归结果。

根据CAPM理论，RM的系数就是各个组合的Beta值，所有组合的Beta值都在1的附近，并且随着组合股票市值的增大而单调递减。在10%的置信度下，组合1、2、6中ΔVWD的回归系数都是显著的，组合7和组合8在5%的置信水平下显著，流通市值最大的组合9和组合10甚至在置信水平1%的情况下仍然显著。ΔVWD的回归系数在组合1-10之间近似单调递增，并且在组合10的回归模型中变为正数。

本文再仔细考察一下ΔVWD系数所表示的意义。对于组合1来说，封闭式基金折价率下降1个百分点会引起组合月收益率增加0.16个百分点，因为ΔVWD在本文所研究的1999年到2008年这段时间绝对值的中位数是0.0234(2.34个百分点)，这意味着封闭式基金折价率的变化平均会引起组合1收益率0.57(0.16*2.34)个百分点的变化。因为组合1在1999年到2008年期间月收益率绝对值的中位数为5.57%，所以封闭式基金折价率的变化解释了6.72%(0.37/5.57)的组合1的收益率变化，即噪声投资者风险解释了流通市值规模最小的组合收益率变化的6.72%。因此，在通常意义上来说，即使在考虑了市场整体的影响后，封闭式基金折价率的变化也能够解释7%左右的规模最小组合收益率变化。对于组合2至组合9来说也有同样的结果，只不过关系强弱不同。对于组合10来说，它的收益率绝对值的中位数为4.4%，因此对于组合10，折价率的变化解释了组合10收益率10.91%的变化(0.2053*2.34/4.4)，不过组合10变化的方向与前面9个组合变化方向相反。

结论

投资者情绪是影响我国证券市场上股票收益的重要风险因素。作为反映投资者情绪的指标，当封闭式基金折价率变小时，投资者似乎确实更加乐观，噪声交易者会盲目跟踪市场热点，认为大市值股票的收益在牛市中不再吸引人而卖出手中的大盘股，买入中小盘股。从而使得规模最大的10%的公司的股票反而在牛市中表现平平，因为规模最大的前10%的股票的流通市值已经占到沪深A股市值的60%以上，因此可以说，除去这部分股票，其他的90%的股票都是中小盘股。同样，当折价率变大，投资者情绪悲观时，噪声交易者又会买入更加保险的大盘股，从而使得这些股票价格上升，收益率提高。

我国封闭式基金的折价率和折价率的波动水平都显著大于国外相应数据，这表明我国证券市场噪声交易者风险偏大。由于机构投资者还未能在我国证券市场发挥与国外同样的稳定市场的作用，因此，散户的炒作和投机行为引起的封闭式基金折价幅度也就更大，波动也更加剧烈。对于我国封闭式基金来说，机构投资的力量虽然一直在增长，但实际上最有实力的机构投资者国有企业和政府在整个封闭式基金发展的历程中都是扮演一个消极的角色，政府和国有企业不能减少持有的股份，也没有很强的意愿去增持股份，因此机构投资者不能起到弱化噪声交易者盲目交易带来风险的作用，相反越多的个人投资者和闲散资金进入股市，加剧了噪声交易者风险，使得封闭式基金折价率与小盘股收益的正相关关系更加明显。

论文关键词：噪声交易者风险封闭式基金折价率证券组合收益

论文摘要：本文利用封闭式基金折价率测算我国股票市场噪音交易者风险，并估算该风险对不同流通市值证券组合收益的影响程度，结论是：我国股票噪声交易者风险与股票流通市值有显著的相关性，流通市值小的股票易受到噪声交易者交易行为的冲击。

行为金融学对理性参与者假设提出质疑，把与理性参与者相对的噪声交易者（即非理性的根据似乎是真实的实际是噪声的信息，开展交易的群体）纳入假设，解决了众多难题，其中，破解封闭式基金折价率问题是重要成果之一。Lee，Shleifer和Thaler（1990）利用包含噪声交易者风险的投资者情绪模型，对封闭式基金折价问题做出了解答，还为度量噪声交易者风险提供了一种新的方法，并且发现不同市值规模的股票拥有的噪声交易者风险有显著差异，噪声交易者风险对于市值最小的股票和市值最大的股票的解释作用最为明显。国内对于封闭式基金折价现象的研究主要集中对折价原因的解释，王擎（2004）认为封闭式基金的折价既包含噪声成分，也包含理性预期成分，但更主要体现噪声交易。董超，百重恩（2006）发现折价率还受基金换手率和基金规模影响。但以折价率作为噪声交易者风险度量来考察股票噪声交易者风险与股票市值规模之间的关系方面，国内文献还没有涉及。本文利用Lee，Shleifer和Thaler提供的方法，利用封闭式基金折价率测算我国股票市场噪声交易者风险，并估算该风险对不同流通市值证券组合收益的影响程度。

参考文献：

1.DeLongJ.B.,A.Shleifer,L.H.Summers,andR.J.Waldmann,Noisetraderriskinfinancialmarkets[J],JournalofPoliticalEconomy98,703-738.1990

2.Lee,Charles,AndreiShleiferandRichardThaler,InvestorSentimentandtheClosed-endFundPuzzle,JournalofFinance[J]46,1991

封闭式基金范文篇9

窗饰行为最早由Haugen、Lakonishok和Ritter提出,用于解释证券市场上存在的日历效应[1-2]。根据Carhart的定义,窗饰行为就是证券投资基金等机构投资者出于自身利益的考虑,在时期末采取一系列手段修饰其管理的基金投资组合、粉饰自己的投资业绩,从而达到欺骗投资者、谋取更多利益的非理性投资行为。对窗饰行为的研究可以为证券投资者和证券监管部门提供重要的参考价值。目前国外很多实证研究表明,基金这种行为在发达国家资本市场是普遍存在的[3]。

Miller认为,机构为了美化账面上的投资业绩,会在会计年度结算前出售当年表现较差的股票并买进当年表现较好的股票来窗饰其所持有的投资组合[4]。Laknoishok等人发现一些养老基金管理人会在投资组合中增加近期表现不错的股票,抛出那些业绩不佳的股票,以便在期末业绩评价时给出资人一个有能力把握大势的印象,表现出明显的窗饰行为[5]。Sias和Starks发现机构持仓的股票在年底最后4天有相对较好的回报,而在年初开头4天回报相对较差,而且机构对股票较大比例的持有量与年末最后4天的较好收益相关联[6]。Zweig发现股票型基金年末异象,并给出解释:1985-1995年,股票型基金在年末最后一个交易日的平均收益超过标准普尔500指数53个基点,而在接下来年初第一个交易日低于标准普尔500指数37个基点;其中,小盘股基金变动更大,最后一天超过标准普尔500指数103个基点,而第二天低于标准普尔500指数60个基点;同时认为基金经理基于提高他们的基金业绩回报操纵了年末股价,从而导致这一现象出现[7]。Chevalier和Ellison检查了成长型股票基金和成长及收入型股票基金的投资组合,发现他们在年末转向高质量、低风险的股票[8]。Maxwell认为机构投资者的窗饰行为是导致一月效应的一个原因[9]。

Musto对货币基金的窗饰行为进行了检验,发现在披露投资组合日期之前货币基金持有的国债比例超常地高,而在披露之后所持国债比例超常地低,货币基金以此来显示他们的投资组合比实际更安全[10]。Carhart通过实证检验发现基金管理人会在两个时期之间修饰股票投资组合,基金管理人通过季度末最后30分钟购买他们已经持有的股票来抬高季度末组合中股票的价格,从而转移业绩[3]。MichaelAitken和CaroleComerton-Forde证实了澳大利亚、伦敦、挪威、美国、新加坡等证券市场中确实存在窗饰行为的现象[11]。Meier和Schaumburg通过1997-2002年美国共同基金的净值数据,研究发现窗饰行为对一月效应具有一致性的解释能力[12]。He、Ng和Wang发现共同基金、银行、保险公司等为他人管理资金的机构倾向于在第4季度卖出表现不好的股票,且平均回报不及市场表现的机构进行窗饰行为的情况更为明显;而养老基金、财产责任保险公司和基金会等为自己管理资金的机构则较少表现出这种窗饰行为[13]。我国对“窗饰行为”的研究还很少,刘凤元、孙陪元和陈启欢对上海A股市场中的窗饰行为现象进行了实证研究和国际比较,发现上海A股市场上,每个月的最后一个交易日更容易发生窗饰行为;7月份和12月份的最后一个交易日出现大量异常的收盘价格上升的窗饰行为,而8月份与其他月份相比,在非月末交易日出现更多的窗饰行为现象;从国际比较来看,上海市场窗饰行为发生的频率比较高[14]。刘凤元和陈俊芳以1992-2002年上证指数为对象,认为上海市场月末频繁出现的窗饰行为是产生换月效应的主要原因,并对其进行了解释[15]。

文晓波对证券投资基金的窗饰行为的存在性进行了检验,发现我国封闭式基金历年第4季度以及季度末成交不活跃的持股样本存在显著的窗饰行为,而开放式基金的同类样本虽然存在一定程度的窗饰行为但并不显著[16]。国外许多学者认为窗饰行为的确存在,但窗饰行为发生的时间及其表现的明显程度,还与机构投资者的特征及投资的对象有联系。然而目前国内对我国证券投资基金的窗饰行为进行研究的文章还很少,对我国证券投资基金的窗饰行为的存在与否及其具体存在形式的研究尚存不足。由于我国证券投资基金具有自身的特点,本文试图通过采用我国的真实数据,对我国证券投资基金是否存在窗饰行为,以及具体的存在形式进行深入研究,从而有力地补充现有的理论与实证研究,同时也可对我国证券投资者以及证券监管机构监督基金投资行为提供一定的参考。

二研究方法

窗饰效应一般被认为是在一个交易日结束前,特别是月末、季末、年末的交易日结束前股票价格显著上升的现象,因而对基金窗饰效应的检验一般都围绕季末展开。按照我国有关基金信息披露的法规规定,基金首先要对前一年度的年报披露,接下来还要定期披露每个季度公布投资组合,封闭式基金每周公布净值,开放式基金每天揭示净值。因而我们首先可以根据基金净值时期末反转效应来检验窗饰效应的存在性。基金净值时期末反转效应检验方法的思路是,如果基金在时期末存在窗饰效应,那么其净值就应该有一个由升到降的过程,因为基金净值都是通过计算其时期末持股的收盘价直接计算出来的。基金净值时期末反转效应检验方法,一般可以通过编制基金净值相对于市场指数的超额收益指数来实现,通过对期末和下一期初的基金超额收益指数的比较来判断窗饰效应的存在。前提是需要检验出基金在月末、季度末和年度末是否存在显著超过大盘的正收益,而时期初是否存在显著超过大盘的负收益。

另一种检验窗饰效应的思路是,基金窗饰效应往往采用的手段就是在时期末拉抬其重仓持有而流动性较差的股票,这样就可以达到用较小的资金带来股票市值的较大提高,从而使得基金净值提高。基金净值时期末检验方法需要检验出基金在月末、季度末和年度末是否存在显著超过大盘的正收益,而时期初是否存在显著超过大盘的负收益,可以通过编制基金净值相对于市场指数的超额收益指数来实现,通过对期末和下一期初的基金超额收益指数的比较来判断窗饰效应的存在。这种检验方法可以对每个月月末基金是否存在窗饰效应进行实证检验然,其缺点是数据量比较大并且很难准确反映基金的窗饰动机。基金的窗饰行为也不会在每个月末都有,特别是现在基金的管理费按照每日净值提取,按照月份支付,这样基金为获取更多管理费而进行业绩粉饰的动机也越来越小。因此用基金净值时期末进行基金窗饰效应的检验并不经济。同样,基金也不可能同时拉抬所有的股票来提高其业绩,那样做只会是成本太高,不现实。最经济而往往被基金管理者所采用的手段是在时期末拉抬其重仓持有而流动性较差的股票,这样就可以达到以小博大的效果。因而本文认为在我国对基金窗饰效应的检验用基金重仓股的时期末反转效应进行检验是比较切合实际的。

三研究思路及其说明

本文采用基金重仓股的时期末反转效应来检验我国证券投资基金窗饰效应,数据采样期间选择为2003年第1季度到2009年第4季度。根据Degeorge等人的研究成果,假如基金管理人对业绩进行了修饰,那么其业绩同样会表现出不连续性现象,表现在其重仓持有的股票上就是那些用于粉饰业绩的股票收盘价表现出明显不连续性[17]。原因在于基金对重仓股的窗饰是在时期末最后时刻对股票收盘价进行了操纵,而不是真正的市场供需竞价反映出来的收盘价,这样就必然会产生绝大多数股票在下一个时期初就会回到原来的价值区域,对基金窗饰的结果进行回补。因而,对基金窗饰效应的检验我们需要检验出这些基金重仓股在季度末是否存在显著超过大盘的正收益,而下一个季度初是否存在显著超过大盘的负收益。如果上季度末的超额正收益与下季度初的超额正收益之间存在明显的相关性,那么就可以说明上季度末的超额正收益很可能是下季度初超额负收益的直接原因。

按照以上思路,我们首先要做的是通过配对样本的T检验来检验基金持股季度末超额收益率与下季度初的超额收益率之间是否存在显著的差异。如果基金持股季度末超额收益率与下季度初的超额收益率之间存在显著性差异,并且两者之间相关性有明显,那么就可以说明窗饰效应很可能存在。反之,则不存在窗饰效应。同时,我们需要检验基金持股季度末超额收益率是否大于0,而下季度初的超额收益率是否小于0,只有这样才能说明窗饰效应的存在性。这可以通过单样本T检验来实现。由于封闭式基金和开放式基金在很多方面存在差别,比如封闭式基金单位资产净值每周至少公告一次,而开放式基金则每个交易日都要进行公告;封闭式基金由于无需考虑流动性,相对而言更易产生窗饰效应。而开放式基金是在我国基金经历“基金黑幕”后发展起来的,其本身特点决定了可以随时提出购买或赎回申请,存在流动性风险等,具有与封闭式基金不同的特点,这里我们将封闭式基金和开放式基金分开来考虑。

四实证结果分析

本文首先对基金持股季度末超额收益率与下季度初收益率之间的相关性进行检验,检验结果如下:从表1可以看出,封闭式基金持股季度末超额收益率与下季度初收益率之间的线性相关性不明显,相关系数为0.010,而不线性相关的显著性概率为0.629,大于0.05。开放式基金持股季度末超额收益率与下季度初收益率之间不存在相关性,相关系数为0.000,不线性相关的显著性概率为0.989,大于0.05。虽然基金持股季度末超额收益率与下季度初收益率之间线性相关性并不显著,但我们依然可以对其进行配对样本的T检验,检验结果如表2。

从表2可以看出,封闭式基金持股季度末超额收益率与下季度初收益率之差的平均值为0.4615,T值=4.452,双尾T检验的显著性概率为0.000<0.05。开放式基金持股季度末超额收益率与下季度初收益率之差的平均值为0.2349,T值=2.515,双尾T检验的显著性概率为0.012<0.05。这说明我国基金持股季度末超额收益率与下季度初收益率之间有显著的差异。也就是说,基金持股在季度末与下季度初的市场表现差异明显,因而有必要对其显著的差异性进行深入的分析。表3给出我国基金持股时期末反转检验之单样本T检验结果,从中可以看出封闭式基金持股本季度末最后一个交易日超额收益率的T值=4.849,双尾T检验的显著性概率0.000<0.05,季度末超额收益率均值为0.4254,说明我国封闭式基金持股季度末超额收益率显著大于0,其均值95%置信区间为(0.2534,0.5974),这说明我国封闭式基金持股在季度末最后一个交易日普遍表现优于大盘。然而封闭式基金持股下季度第一个交易日超额收益率的T值=-0.644,双尾T检验的显著性概率0.519>0.05,说明我国封闭式基金持股下季度初超额收益率虽然均值小于0但在5%水平下不显著。因而不能说明我国封闭式基金存在窗饰效应。与此同时,开放式基金持股本季度末最后一个交易日超额收益率显著为正(T值=4.245,0.000<0.05,季度末超额收益率均值为0.367),然而在下季度的第一个交易日超额收益率的T值=3.682,双尾T检验的显著性概率0.000<0.05,下季度初超额收益率均值为0.1314,由此可以看出我国开放式基金持股在季度末没有显著的超额负收益,这样的检验结论表明我国开放式基金持股总体上没有显著的时期末反转效应,因此也不存在显著的窗饰效应。

从以上实证我们可以发现,我国封闭式基金重仓股季度末与下季度初的市场表现存在显著差异,其中季度末市场表现显著好于大盘整体的表现,而下季度初的表现平均来说不如大盘整体表现,但在5%水平下没有显著小于0的超额负收益。因而我们可以认为整体上我国封闭式基金在2003年1季度至2009年4季度之间可能存在窗饰效应,但不显著。原因可能在于我国封闭式基金并非对所有重仓持股或者并非所有封闭式基金、在所有季度末都进行了窗饰行为。从理论上讲,窗饰行为最可能发生的时间是季度末,最可能的股票是低换手率的股票。

因而接下来我们有必要对我国封闭式基金持股中低换手率股票样本以及不同季度样本的窗饰效应进行进一步的检验。本文对中低换手率股票进行了界定,我们首先收集了我国封闭式基金持股季度末前三天的换手率,在此基础上,按照换手率高低分成五组,我们姑且认为季度末前三天换手率低的股票组合就是近期成交不活跃的股票组合。以此为样本,采用上述窗饰效应的检验方法进行检验。根据窗饰效应检验方法,首先对我国基金持股中低换手率股票配对样本相关性检验,结果如表4所示。

从表4可知,我国封闭式基金持股中低换手率股票季度末超额收益率与下季度初收益率之间的线性相关性显著,相关系数为0.324,不线性相关的显著性概率0.000<0.05。开放式基金持股中低换手率股票季度末超额收益率与下季度初收益率之间的线性相关性显著,相关系数为0.273,不线性相关的显著性概率0.000<0.05。接下来对我国基金持股中低换手率股票配对样本进行T检验。检验结果如表5所示。

从表5可以看出封闭式基金持股中低市盈率股票季度末超额收益率与下季度初收益率之差的平均值为0.6827,标准差为2.76641,T值=5.529,双尾T检验的显著性概率Sig.(2-tail)=0.000<0.05,说明封闭式基金持股中低换手率股票季度末超额收益率与下季度初收益率之间具有显著的差异。也就是说,封闭式基金持股中成交不活跃的股票在季度末与下季度初的市场表现差异明显。开放式基金持股中低市盈率股票季度末超额收益率与下季度初收益率之差的平均值为0.6266,T值=7.741,双尾T检验的显著性概率0.000<0.05,说明开放式基金持股中低换手率股票季度末超额收益率与下季度初收益率之间也有显著的差异。以上检验结果虽然证实我国基金中成交不活跃的股票在季度末与下季度初的市场表现差异明显,但是并不能够说明基金中成交不活跃的股票季度末的超额收益显著大于0,而下季度初的超额收益却小于0,因而接下来,我们通过单样本T检验来实现最后一个步骤。

从表6可以看出,封闭式基金中成交不活跃的股票本季度末最后一个交易日超额收益率T值为3.323,双尾T检验显著性概率0.001<0.05,季度末超额收益率均值为0.2892,说明我国封闭式基金持股季度末超额收益率显著大于0,其均值95%置信区间为(0.1182,0.4602),这说明我国封闭式基金持股中低换手率股票在季度末最后一个交易日有显著的超额正收益。反观下季度第一个交易日超额收益率T值=3.274,双尾T检验显著性概率0.001<0.05,下季度初超额收益率均值为-0.3935,说明我国封闭式基金持股中低换手率股票下季度初超额收益率显著小于0,其均值95%置信区间为(-0.6297,-0.1573),说明我国封闭式基金持股中低换手率股票在下季度初第一个交易日有显著的超额负收益。同时,开放式基金中成交不活跃的股票本季度末最后一个交易日超额收益率T值为2.989,双尾T检验显著性概率0.003<0.05,季度末超额收益率均值为0.1674,这说明我国开放式基金持股季度末超额收益率显著大于0,其均值95%置信区间为(0.0577,0.2783),说明我国开放式基金持股中低换手率股票在季度末最后一个交易日有显著的超额正收益。下季度第一个交易日超额收益率T值=-6.067,双尾T检验显著性概率0.000<0.05,下季度初超额收益率均值为-0.4608,说明我国开放式基金持股中低换手率股票下季度初超额收益率显著小于0,其均值95%置信区间为(-0.6068,-0.3103),说明我国开放式基金持股中低换手率股票在下季度初第一个交易日有显著的超额负收益。因此我们可以得出,在5%置信水平下,我国封闭式和开放式基金持股中低换手率股票季度末与下季度初的市场表现有显著差异,其中季度末有显著大于0的超额正收益率,下季度初有显著小于0的超额负收益。并且我国基金持股中低换手率股票季度末超额收益率与下季度初收益率之间的线性相关性显著,这一结果说明我国基金在季度末对其重仓持有、近期成交不活跃的股票在季度末进行了股价的拉抬,从而造成这部分股票在季度末的股价显著偏离实际价值,说明在下季度初有回落到正常的投资价值区域,存在显著的窗饰效应。

五结论

本文运用2003年1季度至2009年4季度的数据,采用基金重仓股的时期末反转效应来检验我国封闭式、开放式基金总体样本以及不同换手率样本窗饰效应的存在性,主要结论归纳如下:

1•我国封闭式基金重仓股季度末与下季度初的市场表现存在显著差异,其中季度末有显著大于0的超额收益率,而下季度初在5%水平下没有显著小于0的超额负收益。因而我国封闭式基金持股从整体上存在窗饰效应的可能,但结果并不显著。其原因可能在于我国封闭式基金的窗饰效应存在一定的对象选择和时机选择。

封闭式基金范文篇10

风险问题主要以资产价格波动来表征，是证券市场研究的核心问题之一，金融资产价格波动也是市场风险的重要组成部分。国际上流行的金融资产风险的度量多采用方差、β、下偏矩、VaR等方法，而(G)ARCH模型族等计量经济学模型也常常被用于检验金融资产波动特征。毫无疑问，采用符合现实中波动性特征的分析模型，准确度量和描述各种金融资产的风险特征和构成，深入探究资产收益波动的成因及其外在影响，对于市场参与者构建合理的资产组合与风险管理策略具有重大的理论和现实意义。

通过文献检索，笔者发现前人对股票波动性的研究已经积累了丰富的经验。在如今机构投资者逐渐占据我国证券市场更多份额的总体趋势下，证券投资基金的波动必将如股票的波动一样受到更为广泛的关注。因为，基金的波动无论对政策的制定者还是市场上的投资者来讲都非常重要：一方面，政策制定者希望维持较低的基金波动，借助基金的投资维护市场健康、持续、稳定的发展。另一方面，在我国这种投机气氛浓厚的新兴证券市场内，一部分试图通过低买高卖来牟取利润的投机型参与者希望较大的波动来提供获利空间。即使从最一般的意义上说，几乎所有涉及到基金的市场参与者都希望通过对基金的波动的评估来确定他们的策略是否符合其既定的投资或监管目标。

文献回顾与评述

美国学者Pontiff（1997）分析了美国封闭式基金的收益波动和其所持有的股票的波动。在投资者理性的假设之下，封闭式基金的收益方差应该与其持有的证券的方差一致，但事实上美国封闭式基金的月度收益表现出比其持有的证券资产大的多的波动。这种超额波动与市场风险，小公司风险以及影响其他封闭式基金的风险有着显著的联系。Pontiff采用投资者情绪风险等因素对基金价格报酬的过度波动问题进行回归分析，发现投资者情绪风险对美国封闭式基金价格报酬的过度波动性具有显著的影响以及较强的解释力。这种观点虽然已经引起了人们对基金波动性的关注，但是显然缺少对开放式基金波动的考察。

罗洪浪、王浣尘（2003）对我国封闭式基金的超额波动性进行了实证研究：尽管封闭式基金收益对其净资产收益反映不足，平均基金被动水平仍然比其组合要大43.48％。有关超额波动性的来源方面，发现封闭式基金的超额波动性有一半强的部分是基金特有的，而投资者情绪风险、市场风险、账面市值风险和小公司风险等四种系统风险度量解释了42.33％的超额波动性，其中投资者情绪风险因子贡献最大，其回归系数1％置信水平下都显著为正且数值平均高达0.7999。对比Pontiff（1997）对美国封闭式基金的研究结果，表明我国封闭式基金的超额波动性较大程度上是由投资者的非理性造成的。该文尝试把国内基金的波动特征与国外市场进行对比，不足之处在于样本太少分析面过窄，难以全面解释基金超额波动的成因及其对外部的影响。贺京同，沈洪溥（2002），沈洪溥，周立群（2003）分别尝试从行为金融学角度对封闭式基金价格波动进行解释，得到类似的结论。后者在对上海市场中有代表性的基金金泰和基金景博进行充分采样的基础上，通过统计数据说明了我国封闭式基金市场的价格走势特点，深入分析了造成这种走势的原因，尝试性地将分析扩展到了开放式基金上。认为通过封闭式基金转为开放式基金可以从根本上解决噪声交易对基金波动的影响。但是，由于基金样本选取较少，影响了该研究所得结论的说服力。

黄炳艺，曾五一（2004）以上证基金指数和上证综合指数为研究对象，利用协整理论及误差修正模型考察我国基金市场和股票市场在不同市场行情中的长期均衡关系及短期波动影响，在较长的时间内两市不存在长期均衡关系，但在结合市场行情而界定的上涨和盘整行情中却存在协整关系。许承明，宋海林（2005）通过对中国封闭式基金价格报酬与净资产报酬的波动性研究发现：中国封闭式基金的价格报酬相对于它的净资产报酬一方面存在过度波动，另一方面又存在反映不足的现象。由于基金净资产报酬是市场的部分证券的投资组合报酬，这种投资组合在消除个股风险的同时，也消除了未来变化的持续性。价格报酬对净资产报酬的反映不足是投资者基于守旧心理对市场过度变化进行动态调整结果，也可以说是投资者相对弱化基金净资产盈利冲击的结果。

牛方磊（2005）运用ARCH模型族对上证基金指数进行实证分析。发现上证基金指数收益率表现出非正态性和条件异方差的特征。GARCH(1，1)模型对上证基金指数的波动具有很好的拟合效果。该文的分析流于简单的模型应用，分析上稍显淡薄。郭晓亭（2006）对中国证券投资基金市场波动的聚集性进行检验，分别运用EGARCH和TGARCH模型证明了中国基金市场波动具有聚集性和杠杆效应特征。同时发现中国证券投资基金市场与股票市场一样没有明显的风险溢价效应。周泽炯，史本山(2006)运用GARCH(1，1)模型和条件方差方程中含有虚拟变量的GARCH(1，1)模型，对我国开放式基金收益及收益的波动性的周内效应进行了实证研究，发现研究期间内样本基金收益及收益的波动性在周三这一天显著不同于其他交易日，说明存在周内效应，即存在“周三效应”的周日历效应。

结论与趋势

综上所述，国内外研究人员已经开始关注基金波动对市场的影响，但研究的方法、范围和深度尚存在明显的局限，亟待拓展和深化：

首先，在研究方法上，绝大多数已有文献都是利用简单的OLS线性回归分析或时间序列模型对基金指数的波动进行实证研究，主要利用单变量GARCH族模型及其变形以及时间序列的协整方法来进行实证分析，缺乏利用多元计量工具和高级模型对基金个体展开的综合研究。这可能与能够提供此类分析的计量和统计软件包较少，定量分析方法和操作本身较难掌握有关。

其次，现有研究普遍停留在分析基金指数和市场指数关系的层面上，遗漏了大量的微观市场信息，缺乏对基金波动原因的深层次探讨，更没有突出基金波动对投资者的影响，缺乏对市场参与主体行为的考虑。缺乏数据可得性和缺少含有丰富经济学意义的分析工具可能是造成这一局面的主因。

现有文献主要针对基金市场整体和股市整体进行研究，没有将基金市场波动和单个基金的波动有机联系起来，必然导致研究结论不够深入，缺乏微观基础。可以预见，对单个基金波动的探讨不久即将在学术界展开。对基金个体波动的深入分析与先前的基金市场宏观研究相结合，很有可能对基金波动给出更为科学和合理的解读。另一方面，随着多元GARCH模型族及多元SV（随机波动）模型族日臻成熟，工具软件逐渐为人们所熟悉和掌握，相信不久的将来，随着多元时间序列模型的不断完善，利用多元分析工具综合考察基金市场以及单个基金波动的实证研究很快就会面世。

内容摘要：对股票市场波动的研究有大量文献，但国内外对证券投资基金波动的研究不多。本文在广泛收集相关文献的基础上总结研究方法和结论，作出客观的评述并展望未来研究趋势。

关键词：基金波动综述

参考文献：

1.JeffreyPontiff,1997,“ExcessVolatilityandClosed-EndFunds”[J],TheAmericanEconomicReview,Vol.87