摘要：文章使用2012年-2016年中国开放式股票型基金和偏股混合型基金的数据，考察了基金管理人持基对窗饰行为的影响。文章首先证明了基金在季末存在显著的窗饰行为，然后通过进一步研究发现，基金管理人持基的基金其季末业绩拉升程度显著低于其他基金，且持基比例越高，拉升程度越小，这说明基金管理人持基能够有效缓解基金的窗饰行为，在一定程度上解决基金行业的委托—代理问题。文章结论对监管层完善法律法规、基金公司设计激励机制都具有重要的参考意义。
关键词：基金管理人持基；窗饰行为；委托—代理问题
一、引言
基金管理人持基（PortfolioManagerOwnership）是指基金公司或基金经理等购入并持有自己所管理基金份额的行为。2004年美国基金业丑闻曝光之后，美国证监会要求基金公司定期披露基金经理自持基金的金额范围，随后学界便开始关注研究基金管理人持基问题（Khoranaetal.，2007；Evans，2008）。我国证监会近年来推出并不断完善基金管理人持基相关法律法规，同时部分基金公司开始推行持基激励机制。在此背景下，基金管理人持基是否能够将其利益与基金投资人有效捆绑在一起，协调两者的委托—代理关系，一直都是学术界和业界关注的重点问题。在委托—代理关系下，基金管理人常常为了自身利益最大化而做出损害投资人利益的不当行为，其中窗饰行为（WindowDressing）是典型的不当行为之一。为了提高自己的季度业绩排名，基金经理会在季末大量买入自已重仓持有的股票，以达到拉升股价，从而提高基金净值的目的。这种行为会增加基金不必要的交易成本，给基金投资人造成损失，同时加剧了市场波动，影响了市场运行效率。现有文献在研究基金管理人持基问题时，通常只关注其对基金业绩的影响，鲜有文献研究其对基金不当行为的影响。鉴于此，本文以我国2012年~2016年开放式股票型基金和偏股混合型基金作为研究样本，考察了基金管理人持基对窗饰行为的影响，旨在更全面地评估基金管理人持基的激励作用。研究发现，基金管理人持基比例越高，其季末业绩拉升程度越小，这说明基金管理人持基能够有效改善窗饰行为，在一定程度上解决基金行业的委托—代理问题。
二、文献综述
1.基金管理人持基的相关文献。国外文献在研究基金管理人持基问题时，主要关注其对基金业绩的影响。Kho-rana等（2007）基于美国共同基金在2005年的截面数据，通过研究发现基金经理的持基比例虽然较低，但是能够显著影响基金的未来业绩。Evans（2008）也发现基金经理持基金额较高的基金能够取得更好的基金业绩，同时其换手率更低。Martin和Sonnenburg（2015）通过研究美国共同基金2005年~2011年的数据，发现基金经理持基比例的变化与基金业绩的变化存在显著正相关关系。但是，也有文献质疑基金管理人持基的激励作用。Kumlin和Puttonen（2009）发现在芬兰证券市场中基金经理的持基比例与基金业绩之间并不存在显著的相关关系，认为基金管理人持基并不会对基金业绩产生影响。Hornstein和Hounsell（2016）发现如果基金由多名基金经理管理（Team-managed），那么基金经理持基比例的提高反而会对基金业绩产生负向影响。国内学者对基金管理人持基的探讨尚处于起步阶段，相关文献较少。曹兴等（2012）基于委托—代理模型进行理论分析，发现基金管理人持基可以降低基金投资风险，同时提高基金业绩，能够有效协调基金管理人和基金投资人的利益关系。滕莉莉等（2013）在理论分析的基础上进一步基于我国公募基金进行了实证研究，也发现增加基金管理人持基比例能够有效提高基金的投资收益。2.窗饰行为的相关文献。国外文献对窗饰行为的研究始于Carhart等（2002），他们研究美国股票型共同基金时发现基金经理会在期末大量买入基金已经持有的股票，通过这种对股票价格的操纵来拉升基金的单位净值。Bollen和Pool（2009）发现机构投资者均存在期末业绩粉饰的现象。Ben-David等（2013）对美国对冲基金进行了实证研究，发现美国对冲基金也存在窗饰行为。Gallagher等（2009）在研究澳大利亚证券市场时也发现基金经理存在窗饰行为，基金经理为了提高业绩会在季末增持自己的重仓股票。Ko和Lee（2008）、Kim和Sohn（2012）、Lee等（2014）在韩国证券市场中也验证了基金窗饰行为的存在。国内学者也对基金的窗饰行为进行了研究。李齐泽和王洋天（2010）检验了我国证券投资基金窗饰行为的存在性，结果显示我国证券投资基金在季末存在明显的业绩拉升行为。王学明（2011）也对我国证券投资基金的窗饰行为做了实证研究，发现我国封闭式、开放式基金在期末都存在显著的正超额收益，但在总体上不存在显著的季初反转效应。李梦雨和魏熙晔（2014）发现基金重仓股票的超额收益率存在季末显著为正，季初显著为负的现象。邹戈（2009）、王瑾（2012）等都验证了我国证券投资基金存在窗饰行为。3.文献评述。通过对国内外相关文献进行回顾，我们发现现有文献在研究基金管理人持基问题时，主要关注其对基金业绩的影响，而鲜有文献探讨基金管理人持基对基金投资行为的影响。本文首先检验我国基金是否存在窗饰行为，然后将重点考察基金管理人持基对窗饰行为的影响，旨在更加全面地评估基金管理人持基是否能够有效解决基金行业的委托—代理问题。
三、样本选择与变量定义
1.样本选择和数据来源。本文选择2012年~2016年我国开放式股票型基金和偏股混合型基金作为研究样本，并进行了如下处理：（1）剔除了指数型基金；（2）剔除了基金成立当年的观测；（3）剔除了主要变量缺失的观测。本文所使用的基金管理人持基份额、基金收益率、基金单位净值等数据来自于WIND数据库，基金资产净值、市场综合收益率、Fama-French三因子等数据来自于CS-MAR数据库。2.基金管理人持基的度量。参考国内现有文献（尚震宇，2009；滕莉莉等，2013），本文将基金公司和基金经理统称为基金管理人。根据季报中披露的基金管理人持基份额和基金总份额数据，分别计算基金i在季度T的基金管理人持基比例，然后参考Evans（2008）和Ma、Tang（2017），采用如下两种方法构建变量来衡量基金管理人持基：（1）构建哑变量OwnDummyi，T，表示基金管理人是否持基。如果基金i的管理人在季度T持有该基金份额，则该变量取值为1，否则为0；（2）构建二分组哑变量OwnHighi，T和OwnLowi，T。在季度T，将基金管理人持基的基金按照持基比例中值分为2组，高于（低于）中值，则OwnHighi，T（OwnLowi，T）取值为1，否则为0。3.基金业绩的度量。在验证和度量基金的窗饰行为时，需要使用基金业绩。本文采用两种方法来度量基金业绩：（1）普通超额收益率。用基金i在交易日t的收益率减去交易日t的市场综合收益率，得到普通超额收益率，记为Fun-dRtExci，t；（2）三因子调整超额收益率。使用基金i在t-1至t-250共250个交易日的收益率数据按照Fama-French三因子模型进行回归得到因子系数，然后据此计算交易日t的三因子调整超额收益率，记为FundRtFFi，t。4.窗饰行为的度量。参考Ben-David等（2013）的方法，本文定义基金i在季度T的窗饰行为代理变量如下所示：Blipi，T=（Pumpingi，T-Reversingi，T+1）/2其中，Pumpingi，T表示基金i在季度T最后三个交易日的平均超额收益率，Reversingi，T+1表示基金i在季度T+1最初三个交易日的平均超额收益率。超额收益率分别采用普通超额收益率（FundRtExci，t）和三因子调整超额收益率（Fun-dRtFFi，t），对应的窗饰行为代理变量分别记为BlipExcRti，T和BlipFFRti，T。5.控制变量。基金的规模和年龄是影响基金业绩和行为的重要因素。本文用Agei，T表示基金i在季度T的年龄（单位：月），用Sizei，T表示基金i在季度T的净资产规模（单位：亿元人民币）取自然对数。除此之外，本文在进行面板回归时使用固定效应模型，还添加了基金哑变量（Fundm）和年份哑变量（Yearn）。
四、实证研究与结果分析
1.验证基金的窗饰行为。基金通常会在季末通过大量买入已经持有的重仓股票来拉升其基金净值，从而达到提高业绩排名的目的。同时，为了尽快恢复到正常仓位，基金会在随后几天时间里卖出之前超额买入的股票，这又会导致基金单位净值在期初存在显著为负的超额收益率（Carhartetal.，2002）。为了检验基金业绩在季末的异常波动，本文选择季末三天和季初三天为时间窗口，借鉴Ben-David（2013）的研究，构建回归模型（1）：FundRti，t=α0+α1Daylast-2t+α2Daylast-1t+α3Daylastt+α4Dayfirstt+α5Dayfirst+1t+α6Dayfirst+2t+α7Sizei，T-1+α8Agei，t+ΣβmFundm+ΣγnYearn+εi，t（1）其中，i标记基金，t标记交易日，T标记t所在的季度。被解释变量是基金业绩，分别采用普通超额收益率（FundR-tExci，t）和三因子调整超额收益率（FundRtFFi，t）作为代理变量；核心解释变量是表示季末三个交易日和季初三个交易日的哑变量（Daylast-2t、Daylast-1t、Daylastt、Dayfirstt、Dayfirst+1t和Dayfirst+2t）；控制变量包括基金在上个季度末的净资产规模（Sizei，T-1）、基金年龄（Agei，t）以及用来控制固定效应的基金哑变量（Fundm）和年份哑变量（Yearn）。模型（1）的回归结果如表1所示。表中第1列报告了采用普通超额收益率（FundRtFFi，t）作为基金业绩代理变量的回归结果：Daylast-2t、Daylast-1t和Daylastt的系数均在1%的统计水平上显著为正，表明基金的超额收益率在季末三个交易日存在显著的拉升；Dayfirstt、Dayfirst+1t和Dayfirst+2t的系数均在1%的统计水平上显著为负，表明基金的超额收益率在季初三个交易日存在显著的下跌。表中第2列报告了采用三因子调整超额收益率（FundRtFFi，t）作为基金业绩代理变量的回归结果：季末三个交易日和季初三个交易日哑变量的系数符号与显著性并未发生改变，结论稳健。综上，实证结果说明：我国基金行业存在窗饰行为，季末拉升—季初反转的模式与Carhart等（2002）、Ben-David等（2013）结论一致。2.考察基金管理人持基对窗饰行为的影响。为了探究基金管理人持基与窗饰行为的关系，本文借鉴Evans（2008）和Ma、Tang（2017）的研究，构建回归模型（2）和（3）所示：Blipi，T=α0+α1OwnDummyi，T+α2Sizei，T-1+α3Agei，T+ΣβmFundm+ΣγnYearn+εi，t（2）Blipi，T=α0+α1OwnHighi，T+α2OwnLowi，T+α3Sizei，T-1+α4Agei，T+ΣβmFundm+ΣγnYearn+εi，t（3）其中，i标记基金，T标记季度。被解释变量是基金的窗饰行为代理变量（BlipExcRti，T或BlipFFRti，T）；核心解释变量是表示基金管理人是否持基的哑变量OwnDummyi，T，以及表示基金管理人持基二分组哑变量OwnHighi，T和OwnLowi，T；控制变量包括基金净资产规模（Sizei，T-1），基金年龄（Agei，t），基金哑变量（Fundm）和年份哑变量（Yearn）。T作为窗饰行为代理变量的回归结果：OwnDummyi，T的系数在1%的统计水平上显著为负，表明基金管理人持基的基金其季末业绩拉升程度显著小于其他基金，减少幅度为4.62基点；OwnHighi，T和OwnLowi，T的系数均在5%的统计水平上显著为负，且前者大于后者，表明基金管理人持基比例越高，季末业绩拉升程度越小；表中第3-4列报告了采用BlipFFRti，T作为窗饰行为代理变量的回归结果：OwnDummyi，T、OwnHighi，T和OwnLowi，T的系数均显著为负，结论稳健。在控制变量中，Agei，t的系数在1%的统计水平上显著为正，说明成立时间越久的基金其业绩拉升程度越大。综上，实证结果说明：基金管理人持基能够缓解基金的窗饰行为。
五、结论与启示
本文以我国2012年~2016年开放式股票型基金和偏股混合型基金作为研究样本，考察了基金管理人持基对窗饰行为的影响，得出以下结论：（1）我国基金行业中存在窗饰行为，基金超额收益率在季末三个交易日存在显著的拉升，在随后季初三个交易日又发生显著的反转；（2）基金管理人持基能够显著缓解基金的窗饰行为，基金管理人持基比例越高，业绩拉升程度越小。结合以上结论，本文认为基金管理人的持基行为可以有效捆绑其与投资人的利益，弥补基金行业目前基于业绩排名激励机制的不足，从而规范基金经理的投资行为，协调基金管理人与基金投资人的委托-代理关系。鉴于此，监管层应该继续鼓励基金公司或基金经理自持基金，比如扩大对发起式基金的政策优惠、加强对基金管理人持基时间的要求等。同时，基金公司也应该加大对基金经理的持基激励力度，以此激励基金经理取得更好的业绩，同时规避不当投资行为，塑造更负责任的资管者形象。
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