論新聘基金經理對基金業績的影響

摘 要:基金經理調整是我國基金業內的一個普遍現象，運用三因素風險調整模型，結合事件分析方法，以開放式股票型基金為例，分析了新聘基金經理對基金業績的影響。研究發現:新聘基金經理對基金的業績不會產生顯著的影響。

關鍵詞:新聘基金經理;風險調整模型;基金業績

中圖分類號:F24

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)09-0135-02

1 引言

2009年4月份共發生了13起基金經理增聘和1起基金經理離職的公告，基金經理的變動率為2.9%，而離職率僅為0.2%。歷史數據顯示，2008年1到11月份基金經理月平均變動率為3.33%，2007年同期基金經理月平均變動率為3.88%。為了抑制我國基金經理的頻繁波動現象，2009年4月1日我國開始實施《基金經理注冊登記規則》，新建立的基金經理注冊管理制度，并不單是指對基金經理的任職資格進行一次性登記注冊，而是要求按照相關規定，基金經理在業內的每次崗位變動都須重新進行申請注冊。一般而言，基金經理更換的原因可歸結為:內部崗位調整、晉升、辭退、免職等等。然而，基金公司公布的更換公告往往不夠詳細，對基金經理更換是出于業績不佳還是內部調整很少能給出詳細具體的說明，因此對基金經理變更的研究存在一定的難度，本文選用歷史數據，針對基金公司新聘基金經理對基金的影響這一問題做出一定的研究。

2 文獻綜述

Khorana(1996)認為基金經理變更與基金業績之間存在負相關關系。

Khorana(2001)發現:業績不好的基金，在更換了基金經理后，業績會有明顯的改善;而業績較好的基金，在經理被替換后，業績卻顯著惡化。但經理更換前后，投資者都沒有獲得超過市場基準組合的超常回報。

許曉磊(2002)運用事項研究法計算平均超常收益率(AAR)和累計超常收益率(CAR)的方法發現:事件信息公布后，基金的價格超常收益有所下降，但并不顯著。

于芳(2004)以2004年發生的20件基金經理變更事件作為樣本，研究事件發生前后基金收益水平的變化情況，發現:在基金經理變更之后，樣本基金的超額收益有所提高，業績有明顯改善。

趙清光(2005)利用事件研究法發現基金業績與基金經理更換不存在顯著的相關性。

熊勝軍(2006)認為基金經理調整是我國基金業內的一個普遍現象，基金經理調整未顯著提高基金擇股能力和擇時能力，從而基金經理調整對基金績效并沒有顯著改善。

3 研究假設

研究假設:新聘基金經理不會對基金的業績產生影響。

數據表明，有34.5%的新經理在發生基金經理更換事件之前，在同一家基金公司的其他基金擔任基金經理工作，即在公司內部的不同基金上輪崗轉任;有22.4%的新經理在發生基金經理更換事件之前，在其他基金公司擔任基金經理工作，即由一家基金公司的基金經理崗位轉任到其他基金公司的基金經理崗位，除了轉任以外，升任基金經理的情況大致如下:有17.6%的新經理在發生基金經理更換事件之前，在同一家基金公司擔任基金經理助理工作;有22.2%的新經理在發生基金經理更換事件之前，剩下的新經理占3.3%，他們在發生基金經理更換事件之前，擔任其他工作。因此可以說，基金公司對基金經理的挑選是一個有序過程，并且新聘請的基金經理在此之前有從事相關工作的經歷。因此，聘請新基金經理短期內不會對基金業績產生非常大的影響。

4 研究設計

4.1 研究樣本和數據來源

為了研究的需要本文主要選取從2007年第三季度起開始有關鍵數據的所有開放式股票型基金，共26只基金為研究對象，截止到2008年末，共發生16次新聘基金經理的現象，本文所用數據均來自Wind資訊數據庫。

4.2 超額收益率的估算模型

本文借鑒Fama and French(1993)、Alves(2004)以及Chhaochharia and Grinstein(2007)等人研究建議的四因素風險調整模型，結合本文所研究的股票型開放式基金的特征，選取了其中三個因素進行模型的估計。運用此模型能夠有效剔除那些特定因素引起的超額收益的變動，因此對超額收益率的估計更為合理和準確。利用日組合收益率來構建的三因素風險調整模型為:

Ri，t-Rf，t=α+β(Rm，t-Rf，t)+γLMSt+θHMLt+εt

其中，Ri，t是基金i在t期的收益率，基金i包括觀察基金和氣對照樣本;Rf，t是無風險收益率，依據中國人民銀行發行的半年存款利率折算而得;α為超額收益率;Rm，t為t期的市場收益率，這里以上證指數和深證指數的加權收益率表示(上證80%的權重，深證20%的權重)。Rm，t-Rf，t是t期的市場超額收益率，用來模擬市場效應;LMSt考察大規模基金和小規模基金在t期的收益率差異，用以模擬規模效應;HMLt考察高累積收益和低累積收益基金在t期的收益率差異，用以模擬動量效應。

本文LMSt和HMLt的計算借鑒Liew and Vassalou(2000)方法，將所有的開放式股票型基金的按資產規模(Size)的大小剔除兩個極端值，剩余24只基金，按照規模大小將基金分成兩組，然后將每組按照股票占比(Percentage)的大小再分成兩組，這樣，總共將提出后的基金分成4組，每組6只基金，

接著根據每季季初和季末的數據分別求出大資產規模的兩個組合與小資產的兩個組合的月平均收益率，將兩者想減，得到LMS。即:

LMSt=(LNt+LLt)/2-(SHt+SLt)/2

然后，根據上一季度收益率數據分別求出高累積收益率和低累計收益率的算術平均收益率，然后兩者想減，得到，HML。即

HMLt=(LHt+SHt)/2-(LLt+SLt)/2

4.3 配對樣本

為了研究的需要，本文借用研究股價行為的經風險調整的三因素模型的基礎上，增加了樣本配對法，比較觀察組和對照樣本組是否存在超額收益率的顯著性差異。配對樣本的選取原則是:對照樣本的規模和觀察樣本的規模相近，規模相近的基礎上選取前期累計收益率相近的基金。

4.4 時間窗口

本文以基金新聘請基金經理公告日起100個交易日，作為研究的時間窗口。

5 實證分析

運用Eviews5.0對觀察組和對照組的α值做出了估計值。表1為估計得出的α值。

由表2可以看出觀察組的α值是0.000051，即存在新聘經理的基金在研究時間窗口內的平均日超額收益率是0.0051%，以每年200個交易日計算，轉換成年超額收益率為1.02%，而對照組的α值是0.000124，即不存在新聘基金經理的基金的平均日超額收益是0.0124%，轉換成年超額收益為2.48%，但在統計上不顯著。兩組基金的日超額收益以率之差為0.0073%，轉換成年度數字為1.46%，但二者的差異在統計上不顯著。

接著對觀察組和對照組的超額日收益率做了均值差異的顯著性檢驗，輸出結果給出的t=0.80098，相應概率是0.4294，大于0.05，說明兩均值之間不存在顯著性差異。

6 結語

本文運用三因素風險調整模型，結合事件分析方法，以開放式股票型基金為例，分析了新聘基金經理對基金業績的影響。

經過分析可以得出以下研究結論:新聘請基金經理的基金業績要低于未更換基金經理的基金，但其差異很小并且沒有通過顯著性檢驗，也就是說，新聘基金經理不會對基金業績產生顯著性的影響，驗證了本文的假設。

雖然中國證券市場上進行基金經理調整的原因主要是基金業績的壓力，而且調整基金經理又是基金公司調整的最方便、廉價和主要方式，但是有足夠的證據表明，很多基金公司新聘基金經理是一種被動的選擇，如:前任經理跳槽等。隨著基金間競爭的越來越激烈，基金經理調整現象在我國證券市場上會越來越普遍，對基金投資者而言，新聘基金經理行為不應被看作是基金管理上的一次重大調整，更不應該看作一次重大“利好”，新聘基金經理對基金績效的影響通常是十分有限的。

參考文獻

[1]Khorana A1 Top management turnover:An empirical investigation of mutual f und man agers[J].Journal of Financial Eco no mics，1996，40:403-4271.

[2]Khorana A1 Performance changes following top management turnover:Evidence from open ended mutual funds[J].Journal of Financial and Qualitative Analysis，2001，36:371-394.

[3]陳漢文，陳向民.證券價格的事件性反應[J].經濟研究，2002，(1):40-471.

[4]許曉磊.對我國基金調整經理現象的分析[J].證券市場導報，2002，(10):19-231.