基金自持能贏得投資者信任嗎？

朱小能許帆

(1.上海財經大學金融學院，上海 200433；2.上海國際金融與經濟研究院，上海 200433)

一、引言

作為機構投資者的重要組成部分，證券投資基金對資本市場穩定和運行效率的影響一直受到社會各界的廣泛關注。2020年4月20日，WTI原油5月期貨合約CME官方結算價出現罕見的負值，引發了我國金融市場的“原油寶”事件。此次事件爆發的主要原因是機構投資經理沒有在期貨合約到期日最后交割時間之前進行移倉展期，致使個人投資者蒙受巨額損失，進一步引發了市場對機構投資者的信任危機。截至2022年12月，年內已有107家基金公司申購了自身所管理基金的份額，涉及基金數量461只，總金額近70億元。在基金公司頻頻出手之下，探究基金公司自持能否贏得投資者的信任，對于學術界和實務界都具有重要意義。

從委托代理理論看，基金自持意味著基金公司與投資者風險共擔，可以緩解基金投資者與管理者之間由于信息不對稱產生的信任問題。一方面，基金公司對于自身所管理基金的未來業績具有一定的信息優勢(余音等，2018)，自持行為能將這一信息有效傳遞給投資者。另一方面，基金自持行為會激勵自身加強監管，提升基金治理水平，從而獲得更高的收益(Chen et al.，2008)。由于國外共同基金基本采用公司型基金模式，所以海外文獻主要關注基金經理自持對基金業績的影響(Evans，2008；Khorana et al.，2007；Ma and Tang，2019)。在我國，公募基金均為契約型基金，基金公司、基金經理與基金投資者之間存在多重委托代理關系，故基金公司自持行為更加值得投資者關注。此外，基金自持對于投資者的影響是建立在信任基礎之上的，而從信任角度分析基金自持卻鮮有研究。因此，本文借助資金流量的變化，探討了基金公司自持對投資者與管理者之間信任關系的影響，豐富了國內在這方面的研究。

在我國公募基金市場上，存在著“基金賺錢，基民不賺錢”的聲音，影響了可持續、互信共贏理念的實現。在此背景下，不斷加強投資者教育，提升投資者對基金公司的信任感至關重要。由于我國大部分偏股型基金都采取相同的固定費率收取管理費，同時基金投資者選擇“用腳投票”的現象較為明顯，基金資金流量的變化直接影響著基金公司的收入水平。具體而言，如果投資者信任基金公司的管理能力，那么基金資金流入將會增加。即使基金業績短期內出現波動，投資者也能堅持持有基金，避免了頻繁申贖導致的高成本，形成雙方共贏的局面。2005年和2013年，中國證監會先后頒布《關于基金管理公司運用固有資金進行基金投資有關事項的通知》和《基金管理公司固有資金運用管理暫行規定》，明確基金公司自持應當遵循謹慎穩健、分散風險的原則，建立與基金份額持有人、其他客戶的利益綁定機制，與基金份額持有人、其他客戶共擔風險和共享收益。那么，在我國，基金公司自持究竟能否為基金帶來資金凈流入？在多大程度上影響投資者的選擇？

為回答上述問題，本文選取2014―2022年中國開放式公募基金市場數據，利用雙重固定效應的面板回歸方法，檢驗了基金自持與基金資金流量的關系。研究發現：第一，從整體看，基金公司自持會顯著降低基金資金凈流入，說明基金自持未能贏得投資者的廣泛信任。這一結論在加入不同控制變量、更換基金自持代理指標和更換不同統計檢驗方法后依然成立。第二，明星基金自持能夠顯著提升基金凈流入，但績劣基金自持并不能改善資金凈流出的情況。第三，將自持動機分為主動和被動兩大類型：對于主動型動機，研究發現基金自持與未來業績不存在顯著關系，但會導致營銷費用增加，說明基金自持并不能給投資者帶來實質性好處；對于被動型動機，實證結果表明被動型自持會帶來額外的資金流出，即在市場下跌以及基金面臨贖回壓力時，自持行為并不能挽回投資者的信任感，反而得到事倍功半的結果。這一點與我國個人投資者存在“買漲不買跌”的投資心理有關，在市場行情下跌時，自持行為向投資者釋放了基金面臨贖回壓力的信號，造成了投資者加速贖回的結果。疊加考慮主動型自持的影響，基金自持并不會對基金未來業績有提升作用，反而會產生基金面臨困境的信號，最終導致了基金自持未能贏得投資者信任的現象。此外，考慮到可能存在的內生性問題，本文還利用傾向得分匹配法和兩階段回歸法進行了穩健性檢驗。

本文的主要貢獻在于：一是拓展了關于基金自持的研究。以往研究往往只關注自持與基金業績之間的關系，而本文從基金資金流量的角度出發，發現我國基金公司自持會導致資金凈流出。二是厘清了基金自持、基金業績與資金流量三者之間的關系。本文發現投資者對于前期基金業績的關注會直接影響基金自持與資金流量的關系，進一步加深了投資者對基金自持行為的認識，有助于加強投資者教育。三是系統梳理了基金公司自持的動機，分析了主動自持與被動自持的不同影響。基金公司在市場下跌時進行自持，并沒有挽回投資者的信任，這一分析結果對于規范基金市場行為具有一定的幫助。四是探討了基金自持對營銷策略的影響，開辟了投資者利益保護的新路徑，有助于進一步提高我國基金市場效率。

二、文獻回顧與研究假設

(一)文獻回顧

1.基金自持的相關研究

關于基金自持的理論研究，最早起源于Jensen and Meckling(1976)提出的委托代理理論，即管理層的股權激勵可以降低代理問題。2004年，為了加強監管和提高信息透明度，美國證監會決定強制基金管理人定期披露基金經理持有自己所管理基金的金額范圍。在此背景下，Khorana et al.(2007)使用2005年美國共同基金的截面數據，發現基金經理自持比例對基金未來業績具有預測作用，且基金經理更愿意持有前期業績較好、基金規模較小和任期時間較長的基金。Evans(2008)通過實證研究發現基金經理自持金額越高，越有利于提高基金業績，并且基金自持還會降低換手率，從而降低代理成本。在基金治理方面，Chen et al.(2008)認為基金管理人自持會激勵管理層加強對基金的監管，并且管理人更加偏好選擇主動管理的基金或者機構持有量較少的基金進行自持。同時，基金家族在選擇自持基金時存在很大差異，說明基金家族的政策起到很重要的作用。在基金風險控制方面，Ma and Tang(2019)認為基金經理自持有利于減少基金的風險承擔，通過降低基金的系統性風險從而降低總風險。同時發現，基金經理在自持時，經常使用非常規投資策略，產生更好的基金業績，帶來更大的資金流量。在基金處置效應方面，Fu and Wedge(2011)發現有管理人自持的基金處置效應顯著低于無管理人自持的基金，且處置效應隨管理人自持比例的增加而減少。但是，也有部分學者得出了不同的研究結論。Kumlin and Puttonen(2009)通過研究芬蘭共同基金經理自持數據發現，基金經理自持占基金規模比例與基金業績表現之間并沒有顯著關系。而當自持金額占基金經理財富比例越高時，基金經理越傾向于承擔更大的風險，卻沒有實現更好的收益，從而使得基金自持與基金業績之間存在負向關系。

總結以上文獻，國外大部分文獻均圍繞基金經理這一主體，發現基金經理自持能夠在基金業績、基金治理和風險控制等方面產生積極影響。而國內文獻對于基金自持尚缺乏系統性研究，僅有的文獻在樣本使用和研究方法上存在很大的局限性。滕莉莉等(2013)將基金管理公司、基金管理公司股東、基金管理公司高管、基金經理及基金管理公司其他內部員工統稱為基金管理人，發現基金管理人自持能夠提升基金業績，降低投資風險。曹興等(2012)構建了理論模型，得到了類似的結論。

2.基金資金流量影響因素的相關研究

對于基金資金流量影響因素的研究，主要集中于基金歷史業績方面。早期研究發現，基金業績與資金流量之間呈現線性正相關關系。隨著研究的進一步深入，學者們發現兩者之間并非簡單的線性關系。Sirri and Tufano(1998)以1971―1990年美國開放式基金市場上690只基金為樣本，發現基金歷史業績與基金資金流量呈正相關關系，但具有明顯的非對稱性特點，前期績優基金會受到投資者的額外關注，從而產生更多的資金流入。Berk and Green(2004)建立了投資組合理論模型，分析了在理性市場中基金資金流量與基金歷史業績的關系，發現兩者之間存在很強的非線性關系，績優基金能夠獲得更多的資金流入。此外，部分學者將基金業績排名和評級作為相對業績的衡量指標，研究了基金相對業績與資金流量的關系。Karceski(2002)建立了代理模型，發現基金投資者不僅要求基金業績在時間序列上表現優異，還會要求基金業績在橫截面比較中排名靠前。國內學者對于基金業績與資金流量之間的關系存在較大爭議。一方面，陸蓉等(2007)考察了基金季度回報率與資金流量的關系，發現存在“贖回異象”，投資者會根據基金業績進行“反向選擇”。李志冰和劉曉宇(2019)選取我國64只股票型主動管理基金為樣本，從alpha的角度證明我國基金市場仍存在“贖回異象”。另一方面，肖峻和石勁(2011)研究了基金序數回報率與未來資金流量之間的關系，發現基金滯后年度回報率對資金凈流入產生正面影響，投資者總體上是追逐業績的，并運用委托代理理論進行了理論分析。

除了基金歷史業績，基金營銷宣傳也是影響投資者申贖行為的重要因素。Sirri and Tufano(1998)研究了搜索成本與資金流量之間的關系，發現搜索成本對于資金流量具有較強的影響。市場營銷力度越大的基金，搜索成本就越低，從而優異的基金業績將帶來更多的資金流入。Solomon et al.(2014)考察了媒體宣傳對資金流量的影響，發現業績表現較好的基金，只有在最近被媒體報道的情況下，才能吸引額外的資金流入；對于沒有主流媒體報道的基金，回報率與資金流量之間并沒有顯著關系。這表明，媒體報道會使投資者更加關注過往業績，從而加劇投資者的偏見，甚至促使基金通過媒體報道來進行賬面粉飾。山立威和申宇(2013)以我國2005―2010年開放式基金為樣本，發現投資者決策受基金公司營銷策略的影響很大，基金營銷投入與資金流量之間存在顯著的正向關系，而過往業績越差的基金未來的營銷力度越大。

總結以上的研究文獻發現，國外學者主要關注基金經理自持與基金業績之間的關系，而不是自持與資金流量的關系。主要原因來自兩個方面：一方面，國外研究大多將基金經理作為主要研究對象，而基金經理對于基金業績具有最直接的影響；另一方面，由于國外基金市場上業績與資金流量呈正相關關系，基金自持提升基金業績的同時也會帶來資金凈流入。然而，我國基金市場上存在“贖回異象”，基金自持對基金業績的影響不能直接反映基金自持對資金流量的影響。因此，結合國內基金市場的信息披露制度，本文使用基金管理公司自持份額作為基金自持的代理變量，直接從基金自持與資金流量之間的關系出發，探討了基金投資者與基金管理公司之間的信任問題。

(二)研究假設

從現有文獻看，基金自持主要通過信息傳遞效應和公司治理效應影響基金資金流量。在信息傳遞效應方面，基金管理人自持對基金未來業績具有正面預測作用(Evans，2008；Khorana et al.，2007)；同時，基金公司通過自持行為也將這一預測信息有效傳遞給投資者(余音等，2018)，從而帶來資金凈流入。在公司治理效應方面，基金自持能夠降低基金的風險承擔(Ma and Tang，2019)，激勵自身加強監管，提升基金治理水平(Chen et al.，2008)，從而提升投資者的信任感。因此，本文提出如下研究假設：

H1a：基金自持會顯著提升基金的資金凈流入。

然而，在我國開放式基金市場上存在顯著的“處置效應”(李學峰等，2010)。一方面，在市場行情下跌時，自持行為反而向投資者釋放了基金面臨贖回壓力的信號，造成了投資者加速贖回的結果；另一方面，如果基金自持并不會對基金未來業績有提升作用，而是出于提升基金規模的營銷需求(李科和陸蓉，2011)，就會產生基金本身面臨困境的信號，最終導致基金自持未能贏得投資者信任的現象。在公司治理效應方面，基金自持會刺激基金管理人追求高額收益，從而承擔額外的風險，最終卻無法提高基金收益(Kumlin and Puttonen，2009)，導致資金流量的凈流出。因此，本文提出如下備擇假設：

H1b：基金自持會導致資金流量凈流出。

若H1b成立，本文將進一步從動機出發，探討基金自持為何會導致資金流量凈流出。結合國內的背景制度，我國基金公司自持動機通常分為主動型自持和被動型自持兩大類型。其中，主動型自持包括投資獲利動機，即基金公司為了提升閑置資金的利用效率，通過投資自身管理的基金獲取收益。如果基金自持使得下一期基金業績顯著提升，那么投資者“落袋為安”的心理也可能會導致資金流量凈流出(陸蓉等，2007)，從而產生投資者缺乏信任的假象；如果基金自持對基金業績沒有顯著提升，那么說明基金自持并不會通過未來基金業績影響基金流量。因此，本文提出如下假設：

H2：基金自持行為將提升基金的未來業績。

主動型自持動機還包括市場營銷動機。基金營銷行為能夠提高投資者對基金的關注度(Solomon et al.，2014)。同時，業績越差的基金，未來的營銷力度會越大(山立威和申宇，2013)。如果基金公司出于營銷動機而選擇持有自身管理的基金，那么為了將這一信號傳遞到市場上，其相應的營銷費用將有所上升(李科和陸蓉，2011)。尤其是在投資者與管理人存在信任危機的前提下，基金公司為了緩解未來贖回份額增加帶來的不利影響，會投入更多的營銷費用吸引投資者投資。因此，本文提出如下研究假設：

H3：基金自持行為將提高基金的營銷費用。

對于被動型自持，在市場行情短期內大幅下跌時，監管部門為了穩定投資者情緒，維持市場秩序，會對基金公司進行窗口指導，使得基金公司被動持有自身管理的基金。此外，在基金短時間面臨巨大贖回壓力時，基金公司也會被動持有自身管理的基金以度過短期困境。由于投資者存在“追漲殺跌”的非理性投資心理(李學峰等，2010)，自持行為向投資者釋放了基金面臨贖回壓力的信號，造成了投資者加速贖回的結果。因此，本文提出如下研究假設：

H4：被動型自持會導致資金流量凈流出。同時，在市場下跌行情下，基金公司自持行為有所提升。

三、研究設計

(一)樣本選擇

為進一步完善基金信息披露制度，中國證監會于2013年8月發布了《基金管理公司固有資金運用管理暫行規定》，明確提出基金季度報告應當披露基金管理公司運用固有資金投資本公司管理基金的相關信息。故本文選擇2014年1月1日前發行的所有股票型開放式基金和偏股混合型開放式基金從2014年二季度至2022年三季度共34個季度數據作為樣本。全部數據來自于Wind數據庫。為保證數據的準確性和可靠性，本文還對原始數據進行了如下處理：(1)剔除了指數基金和QDII基金；(2)剔除數據缺失樣本；(3)對所有連續變量按照1%進行縮尾處理。最終得到了完整的4488個有效的“基金-季度”觀測值。

(二)變量定義

1.被解釋變量

參考李志冰和劉曉宇(2019)，本文采用投資者的凈申購率來表示基金的資金凈流入。假設所有資金在季度末流動，分紅全部再投資，那么基金i在t季度的資金凈流入Flowi,t可以表示為：

其中，TNAi,t是t季度基金i的資產凈值總額，Ri,t為t季度基金i的原始收益率。這個變量主要反映了經過基金原始收益率調整過的季度資產凈值增長率。

2.解釋變量

(1)基金自持

本文使用基金管理公司以固有資金持有基金份額作為基金自持的度量指標。以往文獻將基金管理公司和基金經理統稱為基金管理人，從目前我國的披露制度看，基金經理的自持份額沒有披露義務，而僅在中報和年報中披露基金公司從業人員持有份額。綜合考慮數據可得性和適用性，本文認為季報中披露的基金管理公司自持份額更加直接有效地影響基金資金流量。

參考Evans(2008)，本文構建啞變量Owni,t，表示基金公司是否自持。如果t季度基金管理公司以固有資金持有基金i，則取值為1，否則為0。為進一步考察持有規模的穩健性影響，本文還構建了自持規模指標Ownsizei,t，具體定義為每一季度基金公司持有份額與季度末基金單位凈值之積，并進行對數標準化。

(2)基金收益率

本文采用單位凈值與當期累計分紅之和來計算基金原始收益率Ri,t，具體方法如下：

其中，Divdi,t表示i基金t季度內的累計分紅，Pi,t表示表示i基金t季度末的單位凈值。

本文分別計算經CAPM和Fama-French三因子模型調整后的超額收益率。以Fama-French三因子模型為例，根據基金過去24個月的原始收益率按照(3)式進行OLS回歸，估計出月度的三因子模型調整后的回報率。為了與基金季度凈資金數據相吻合，本文將同季度月份收益率累乘調整成季度頻率。

其中，Ri,t為i基金第t月的原始收益率，Rft為無風險收益率，本文選取3個月定期基準利率作為無風險利率。Rmt為經過流通市值加權的考慮現金紅利再投資的月市場回報率，SMBt為經過流通市值加權的規模因子模擬組合月回報率，HMLt為經過流通市值加權的凈市值比率因子模擬組合月回報率。相關數據均來自國泰安數據庫。

(3)其他控制變量

參考以往文獻，本文還控制了以下可能影響基金凈流量的因素，具體包括：基金規模Aumi,t-1，基金公司規模Sizei,t-1，基金收益波動率Sigmai,t-1，基金累計分紅Divi,t-1，基金年齡Agei,t-1，市場指數收益率Indext-1，基金營銷費用Feei,t-1。

所有變量定義見表1。

表1 變量定義

(三)模型設定

為檢驗基金流量與基金自持的關系，本文構建以下雙重固定效應的平衡面板數據模型：

其中，被解釋變量Flowi,t表示i基金在t季度的資金凈流入。為了緩解內生性問題，采用滯后一期解釋變量，Owni,t-1表示i基金在t-1季度是否被基金自持。Ctrls表示模型中的控制變量，包括Returni,t-1、Aumi,t-1、Sizei,t-1、Sigmai,t-1、Divi,t-1、Agei,t-1、Feei,t-1和Indext-1。Quartert和λi分別為季度和基金固定效應。回歸模型(4)中，若β1顯著為正，那么基金自持會顯著提升基金資金凈流入，表明基金自持能夠提升基金關注度，擴大基金規模，則假設H1a成立；若β1顯著為負，那么基金自持會顯著降低基金資金凈流入，表明基金自持未能獲得投資者的廣泛信任，則假設H1b成立。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2是主要變量的描述性統計結果。被解釋變量Flowi,t的均值為0.001，中位數為-0.036，表明2015年以來大部分偏股型基金的凈申購率為負，面臨贖回壓力較大。比較基金原始收益率與市場指數收益率可以發現，基金原始收益率均值和分位數均略小于市場指數，標準差與市場指數接近。基金收益波動率的均值為0.117，中位數為0.108，表明基金的收益水平差異較大。各主要指標的描述性統計結果與以往文獻比較接近。

表2 變量的描述性統計結果

為考察基金自持與否對開放式基金的影響，表3報告了按基金自持啞變量Owni,t-1分組后各變量的差異。被解釋變量Flowi,t在發生自持與未發生自持時分別為-0.006和0.006，這在一定程度上說明基金自持會顯著降低基金的資金凈流入量。在其他變量方面，變量Returni,t-1在發生自持組的平均值顯著低于未發生自持組，表明有自持的基金總體而言業績表現較差。變量Sigmai,t在發生自持組的平均值顯著高于未發生自持組，表明有自持的基金總體而言波動率更大一些。總的來看，業績較差、規模較小、波動率較高以及成立時間較短的基金更傾向于自持。

表3 按基金自持分組后各變量的比較

(二)基礎模型回歸分析

表4報告了基金流量與基金自持之間的回歸分析結果。第(1)列中，控制了季度和基金的固定效應后，基金自持啞變量Owni,t-1的系數是-0.046，在1%水平下顯著。第(2)列中，加入其他控制變量后，基金自持啞變量Owni,t-1的系數是-0.031，在5%水平下顯著，表明在控制其他變量不變的情況下，基金自持會使得下一期基金流量減少3.1個百分點。基金自持規模Ownsizei,t-1的系數是-0.015，在5%水平下顯著，表明無論是使用基金自持啞變量還是自持金額作為基金自持的度量指標，基金自持都不能給基金帶來更多的資金流入，反而會造成顯著的資金流出。上述研究結果表明，在我國開放式基金市場上，基金自持往往不能贏得投資者的信任。第(4)～(6)列中，本文采用Fama-Macbeth回歸作為穩健性分析，緩解了殘差在截面上的相關性對標準誤的影響，回歸結果和面板數據回歸基本一致，說明本文結論具有穩健性。在控制變量方面，基金規模與資金凈流量顯著負相關，原始收益率與資金凈流量顯著正相關，與前人研究基本一致(陸蓉等，2007；彭惠等，2012；肖峻和石勁，2011)。

表4 基金流量與基金自持

(三)動機分析

上述實證結果證實了我國開放式公募基金市場上基金自持會導致基金資金凈流出，那么基金公司又是出于何種動機選擇自持的？結合國內的背景制度，我國基金公司自持通常有以下兩大類型的動機：一是主動型自持動機，主要包括投資獲利動機和市場營銷動機；二是被動型自持動機。

1.主動型投資獲利動機

出于投資獲利動機的自持行為有可能帶來未來業績的提升，那么投資者“落袋為安”的心理也可能會導致資金流量凈流出，從而產生投資者缺乏信任的現象。為了檢驗假設H2，本文建立如下面板數據模型：

其中，本文采用基金原始收益率(Raw return)，經過CAPM調整的超額收益率(CAPM alpha)和經過Fama-French三因子調整的超額收益率(FF3 alpha)分別來度量基金業績，并考慮短期(季度)和長期(年度)業績的區別。Ctrls表示模型中的控制變量，包括Aumi,t-1、Sizei,t-1、Sigmai,t-1、Divi,t-1、Agei,t-1、Feei,t-1和Indext-1。Quartert和λi分別為季度和基金固定效應。

表5報告了不同業績度量標準下的基金業績與基金自持回歸結果。第(1)～(3)列中，以基金原始收益率、經過CAPM調整的超額收益率和經過Fama-French三因子調整的超額收益率來度量基金績效，基金自持與基金短期業績不存在顯著的相關性。第(4)～(6)列中，基金自持對長期基金業績也沒有顯著影響。綜上所述，基金自持對基金業績并沒有明顯提升效果，這也反映了基金公司更注重基金規模而忽視了基金業績。因此，基金自持并不會通過未來基金業績影響基金流量，一定程度上解釋了投資者對于基金自持缺乏信任的原因。

表5 基金自持與未來基金業績

2.主動型營銷策略動機

出于營銷策略動機的基金自持行為，其相應的營銷費用將有所上升。為了檢驗假設H3，本文建立如下回歸模型：

表6報告了基金自持與基金營銷策略的回歸分析結果。在第(1)列單變量回歸中，基金自持啞變量Owni,t-1的系數是0.033，在5%水平下顯著。在第(2)列中加入了控制變量，基金自持啞變量Owni,t-1的系數依舊顯著為正。這說明基金自持會導致基金營銷費用的顯著增加，也就是說基金公司投入了更多的營銷費用將自持這一信號傳遞給投資者。結合基金自持與業績的回歸結果，本文發現基金自持對于投資者并沒有實質上的好處，反而導致了營銷費用的增加，對投資收益產生負面影響。

表6 基金自持與基金營銷策略

3.被動型自持

在市場出現短期內大幅下跌或者基金面臨巨大贖回壓力時，基金公司往往會被動持有自身管理的基金。為了檢驗假設H4，本文選擇了市場下跌行情以及基金贖回壓力較大的期間，采用固定效應的面板回歸進行檢驗，模型構建如下：

表7報告了被動型基金自持的回歸分析結果。被動型基金自持的單變量和多變量的回歸結果均與整體基金回歸結果一致，說明被動型自持也會帶來額外的資金流出，即在市場下跌以及基金面臨贖回壓力時，自持行為并不能挽回投資者的信任感。這一點與我國投資者存在“追漲殺跌”的非理性投資心理有關，在市場行情下跌時，自持行為反而向投資者釋放了基金面臨贖回壓力的信號，造成了投資者加速贖回的結果。疊加考慮主動型自持的影響，基金自持并不會對基金未來業績有提升作用，而會產生基金本身面臨困境的信號，最終導致了基金自持未能贏得投資者信任的現象。

表7 被動型基金自持的回歸檢驗

此外，為證明市場下跌行情下基金公司面臨壓力而進行自持的行為有所提升，本文檢驗了不同時間區間下自持行為是否有顯著變化，模型構建如下：

其中，Downi,t表示是否處于市場下跌行情。如果t季度i基金處于市場下跌行情，則取值為1，否則為0。

表8報告了不同期間自持行為的回歸結果。第(1)(2)列中啞變量Downi,t的系數均顯著為正，說明市場下跌行情期間基金公司的自持行為顯著增加。

表8 不同期間自持行為回歸檢驗

五、進一步分析

(一)基于明星效應

現有研究發現，在近期被媒體報道的情況下，業績表現較好的基金會吸引額外的資金流入(Solomon et al.，2014)。本文認為基金自持是一種基金公司增加投資者信任感的方式，與媒體報道增加投資者關注度具有類似的作用。因此，前期業績較好的基金通過自持表明基金公司對基金未來的業績充滿信心，從而緩解了投資者提前贖回的問題，帶來資金凈流入。借鑒楊坤等(2013)的做法，本文利用明星基金效應進一步檢驗了基金自持與資金流量的關系，模型構建如下：

其中，啞變量Stari,t-1取值為1表明i基金t-1季度為明星基金(業績排名前10%)，否則為0。啞變量Dogi,t-1取值為1表明i基金t-1季度為績劣基金(業績排名末10%)，否則為0。Ctrls表示模型中的控制變量，包括Returni,t-1、Aumi,t-1、Sizei,t-1、Sigmai,t-1、Divi,t-1、Agei,t-1、Feei,t-1和Indext-1。Quartert和λi分別為季度和基金固定效應。

表9報告了明星效應和基金自持的回歸分析結果。第(1)列顯示，明星基金啞變量Stari,t-1的系數是0.151，在1%水平下顯著，說明前一期明星基金能夠為下一期基金資金流量增加15.1個百分點。第(3)列顯示，績劣基金啞變量Dogi,t-1的系數是-0.085，但不顯著。總的來說，我國基金市場上存在顯著的明星效應，而并不存在墊底效應。第(2)列顯示，交乘項Owni,t-1×Stari,t-1的系數為0.123，在5%水平下顯著，說明對于明星基金而言，基金自持能夠使基金的資金流量提升12.3個百分點。第(4)列顯示，交乘項Owni,t-1×Dogi,t-1的系數為-0.003，但不顯著。上述實證結果表明，投資者會根據前一期的業績表現對基金自持行為產生不同的反應。對于前期業績表現較好的基金，投資者會認為自持行為表明基金公司對基金未來的業績充滿信心。因此，基金自持會緩解“處置效應”造成的提前贖回問題，從而帶來資金凈流入。對于前期業績表現較差的基金，投資者會認為基金自持是基金公司的營銷手段，并不會提升基金業績，從而贖回基金，最終造成了資金凈流出。

表9 明星效應與基金自持

(二)基于申購贖回行為

前文分析都是采用投資者的凈申購率來表示基金的資金凈流入，但投資者在申購和贖回時可能受到的影響并不一致。因此，本文還將資金流量進一步分解為申購金額和贖回金額，進一步檢驗基金自持與申購贖回行為的關系，模型構建如下：

表10報告了基金自持和申購贖回行為的回歸分析結果。第(1)(2)列顯示，以基金申購金額Sgi,t為被解釋變量，在控制了季度和基金的固定效應后，基金自持啞變量Owni,t-1的回歸系數是-0.120，但不顯著；在加入其他控制變量以后，基金自持啞變量Owni,t-1的回歸系數是-0.227，在1%水平下顯著。第(3)(4)列顯示，以基金申購金額Shi,t為被解釋變量，在單變量回歸中，基金自持啞變量Owni,t-1的回歸系數是0.077，但不顯著；在加入其他控制變量以后，基金自持啞變量Owni,t-1的回歸系數是-0.074，在10%水平下顯著。以上實證結果表明，基金自持在一定程度上減少了基金的贖回金額，緩解了短期贖回壓力，但由于更多的基金申購金額減少，造成了整體資金的凈流出。

表10 基金自持與申購贖回行為

六、穩健性檢驗

在上述實證研究部分，本文分別選取了基金自持啞變量和基金自持規模作為基金公司自持的度量指標，進一步選取基金原始回報率、經CAPM模型調整后的超額收益率和經Fama-French三因子模型調整后的超額收益率作為基金業績度量指標，并選用滯后期解釋變量緩解內生性。同時，采用面板數據回歸和Fama-Macbeth方法進行檢驗，顯著提高了本文結論的穩健性。此外，本文還進一步按如下方法進行了穩健性檢驗。

(一)考慮內生性問題

雖然本文在基礎模型中使用了滯后期解釋變量，但還有可能存在兩類內生性問題：第一類是存在某些因素能夠同時影響基金資金流量和基金自持行為；第二類是基金公司具有信息優勢，能夠提前預測基金資金流向，進而影響基金自持的決策。因此，本文采用傾向得分匹配方法和兩階段回歸法分別進行內生性處理。

首先，參考李科和陸蓉(2011)的研究，本文采用傾向得分匹配法，從沒有自持的基金中分別選取一家(N=1)、兩家(N=2)、三家(N=3)和四家(N=4)基金作為自持基金的配對基金，比較兩組基金在資金流量上的差異。模型一采用基金收益率計算傾向得分，模型二增加使用基金規模、基金公司規模、基金收益波動率和基金分紅計算傾向得分，模型三增加使用基金年齡計算傾向得分，模型四增加使用市場收益率計算傾向得分。表11報告了傾向得分匹配方法的回歸分析結果，顯示無論采用何種方式進行匹配，實證結果都與基礎回歸結論一致。

表11 傾向得分匹配方法

其次，參考Evans(2008)，采取兩階段回歸來緩解內生性。第一階段，采用面板數據Logistic回歸，將Owni,t-1作為被解釋變量，解釋變量為Returni,t-1、Aumi,t-1、Sizei,t-1，表明基金公司有可能根據前期基金業績和基金規模來決定是否自持，同時基金公司規模也在一定程度影響了自持的資金來源。剔除上述控制變量影響部分后，剩余部分PredictOwni,t-1可以看作是相對外生的變量。第二階段，采用固定效應面板數據回歸，被解釋變量為Flowt，解釋變量為PredictOwni,t-1、Sigmai,t-1、Divi,t-1、Agei,t-1、Feei,t-1和Indext-1來驗證剔除共同因素后基金自持與基金流量的關系。

表12報告了兩階段回歸法的實證結果。從第一階段回歸結果看，前一期基金收益率Returni,t-1的回歸系數為-1.078，且在10%水平下顯著，說明前期基金績效越差的基金越有可能被基金公司選擇持有。從第二階段回歸結果看，通過第一階段調整的基金自持啞變量PredictOwni,t-1的系數為-0.039，且在5%水平下顯著。由此可見，在剔除了基金前期收益率、基金規模和基金公司規模的共同影響后，基金自持仍然與資金流量顯著負相關，與基礎回歸結論一致。

表12 兩階段回歸法

(二)基金資金流量動態效應的回歸檢驗

考慮到基金自持對資金流量的長期影響，本文構造滯后一年的年度資金流量Flowt+4，滯后一期的資金流量Flowt+1，滯后兩期的資金流量Flowt+2和滯后三期的資金流量Flowt+3分別作為被解釋變量，采用固定效應的面板回歸進行檢驗。結果如表13所示，基金自持對于資金流量的影響長期存在。

表13 資金流量動態效應

(三)考慮前一期基金流量的回歸檢驗

考慮到前一期的資金流量(PFlow)可能會對當期資金流量產生影響，本文在基礎模型中加入前一期基金流量作為控制變量，采用面板數據回歸和Fama-Macbeth回歸再次進行檢驗。結果如表14所示，Owni,t-1和Ownsizei,t-1的系數均顯著為負，表明本文結論具有很好的穩健性。

表14 考慮前一期基金流量的回歸檢驗

(四)變換基金業績衡量指標

借鑒海外相關文獻(Karceski，2002)，基金投資者在投資時往往更看重基金業績的排名，即排名高的基金常常會吸引更多的投資者，獲得更高的資金流入。故本文構建基金序數回報率(Ranki,t-1)，對回歸模型(4)中的收益率進行替換后，重新進行檢驗。其中，基金序數回報率計算方法為：每季度將截面內所有基金原始收益率從小到大排序，并按照排序結果將基金收益率調整為在(0,1)區間內均勻分布。結果如表15所示，本文結論依舊保持穩健。

表15 變換基金業績衡量指標

七、結論與啟示

本文采用2014―2022年中國開放式公募基金市場數據，利用雙重固定效應的面板回歸方法，系統考察了基金自持與基金資金流量之間的關系。研究發現，基金自持顯著降低了基金資金凈流入，表明基金自持未能贏得投資者的廣泛信任。這一結論在更換不同統計檢驗方法、更換基金自持度量指標、控制內生性后依然成立。進一步研究發現，投資者會根據基金歷史業績表現對基金自持行為產生不同的反應。具體表現為，對于明星基金，基金自持能夠顯著提升基金的資金凈流入；而對于績劣基金，基金自持并不能改善基金的資金流量。本文將基金自持動機分為主動型投資獲利動機、主動型營銷策略動機與被動型動機三個類型。對于主動型投資獲利動機，實證結果顯示基金自持并不能提升未來基金業績，即基金自持并沒有激勵基金管理人獲得更好的業績，因此這一動機不具備存在的前提。對于主動型營銷策略動機，實證結果顯示基金自持會產生更多的營銷費用，說明基金公司投入了更多的營銷費用將自持這一信號傳遞給投資者。因此，基金自持對于投資者并沒有實質上的好處，反而導致了營銷費用的增加，損害了投資者利益。對于被動型動機，實證結果表明，被動型自持會帶來額外的資金流出，即在市場下跌以及基金面臨贖回壓力時，自持行為并不能挽回投資者的信任感。這一點與我國個人投資者存在“追漲殺跌”的非理性投資心理有關，在市場行情下跌時，自持行為反而向投資者釋放了基金面臨贖回壓力的信號，造成了投資者加速贖回的結果。

本文研究具有一定理論和實踐意義。從理論層面看，以往的文獻大多關注基金自持與基金業績的關系，而本文結合我國開放式基金市場的獨特性，探討了基金自持對投資者與管理者之間信任關系的影響，豐富了基金自持領域的研究。從實踐層面看，對投資者而言，基金自持并不會對基金業績產生實質性影響，因此應根據基金歷史業績等因素綜合考量基金自持的作用，不能盲目跟風；對基金公司而言，應該更加謹慎地選擇基金進行自持，不能單單從吸引投資者關注的角度出發，更應該從風險共擔、利益共享的角度提升自持行為的市場表現。 ■