开放式基金赎回困惑的PanelData Granger因果关系检验.doc

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1、第四组 金融、银行字数 13820开放式基金赎回困惑的Panel-Data Granger因果关系检验 资助项目 教育部人文社会科学重点基地2006年度重大项目（项目批准号：06JJD790026） 作者简介 黎实（1955-），男（汉），成都人，西南财经大学中国金融研究中心、统计学院教授、博士生导师，研究方向为金融数量分析，金融时间序列分析；雷良桃（1983-）男（畲），福建宁德人，西南财经大学统计学院数量经济硕士研究生，研究方向金融数量分析。 黎 实1 2 雷良桃2（1. 西南财经大学 中国金融研究中心 成都 610074 2. 西南财经大学 统计学院 成都 610074）【摘要】本文应用

2、Panel-Data Granger因果检验方法，检验开放式基金的赎回率和基金单位净值（NAPS）增长率以及基金累计净值（ACCNAV）增长率之间的因果关系。基于2002年12月31日以前成立的17支基金2003-2007年季度样本数据的实证分析发现：( 1) 基金单位净值增长率和基金累计净值增长率并不是基金赎回率的Granger原因，一直困扰着开放式基金的“赎回困惑”不过是一个“假象”；( 2) 基金赎回率是基金单位净值增长率和基金累计净值增长率的Granger原因，高的基金赎回率大大的降低了基金单位净值增长率和基金累计净值增长率。关键词：Panel Data Granger因果检验，基金赎

3、回，基金净值 基金累计净值中图分类号：F224.0 文献标识码：APanel Granger Causality Tests for the Redemption of Chinese Open-end Fund Li Shi1 2 Lei Liangtao2(1.Chinese Finance Research Institute of Southwestern University of Finance and Economics (SWUFE), Chengdu 610074. 2. School of Statistics of SWUFE, Chengdu 610074 ) Abst

4、ract: The paper focus on the causal relationship between the ratio of redemption and the increase rate of NAPS and ACCNAV, using Panels Granger Causality Tests. With the quarterly data of the period 2003Q1 to 2007Q2 for 17 Open-end Funds established before 2003, the authors find that: (1)The increas

5、e rate of NAPS and ACCNAV isnt the granger causality of the ratio of redemption, the“redemption bepuzzlement” of Open-end Fund is just a gloss;(2) The ratio of redemption is the granger causality of the increase rate of NAPS and ACCNAV,the high ratio of redemption reduces the increase rate of NAPS a

6、nd ACCNAV largely .Key-Words: Panels Granger Causality Tests, Redemption, NAPS, ACCNAV0 引言我国开放式基金快速发展，截止2006年12月31日，开放式基金为258只，净值总额合计3869.05亿元，份额规模合计3182.45亿份。在我国开放式基金发展的过程中，赎回压力一直困扰着开放式基金的健康发展，出现了基金净值增长率越高，基金赎回率越高，而业绩比较差甚至亏损的基金的净赎回率却相对较低的“赎回困惑”的现象。这种具有中国特色的基金高比例赎回的现象，是困惑着理论和实务界的一个问题，吸引了国内众多学者的兴趣，从各

7、个方面研究开放式基金的赎回现象，其研究主要集中在实证分析、应用行为金融解释“赎回困惑”以及对各种预测赎回量的模型的研究。为此，本文在前期工作的基础上，应用Panel-Data的Granger因果检验方法，以相关基金季报数据为样本，检验开放式基金的赎回量与基金业绩（基金单位净值、基金累计净值）之间是否存在Granger因果关系,以期探索“赎回困惑”现象的本质原因。本文剩余部分的结构如下：第二部分文献综述；第三部分介绍研究方法和数据；第四部分为研究结果；第五部分为结论。1 文献综述开放式基金的发展在国外已有很长的历史，国外学者对开放式基金及基金持有者赎回行为也进行了大量的研究，大量的研究表明基金中

8、新资金的流入量是基金过去业绩的函数，投资者会投资于过去业绩表现良好的基金，而会将资金从过去业绩表现不佳的基金中撤出，申购业绩较好的基金，而赎回表现较差的基金（Ippolito(1992)），Hendricks， Patel&Zeckhauser(1993)，Sirri & Tufano (1998)， Barber M.,T.Odean&L Zheng (2000)，Reid&Kimball（2003），Berk&Green(2004)， Edward S ONeal（2004）等）。应当说，由于国外投资者投资理念的成熟和投资者一般会因为基金的投资价值而长期持有，基金的赎回率总体上看是比较低的

9、，因此，就目前所查阅的资料看，国外有关赎回困惑现象研究的文献较为稀少。从国内研究看，由于中国开放式基金的赎回压力和“困惑”现象，产生了较多的研究文献。已有关于赎回问题的研究成果主要从实证分析、行为金融解释、预测赎回以及以下赎回现象的理论研究等四个方面进行研究。（1）实证分析。姚颐、刘志远（2004），束景虹（2005），刘志远，姚颐（2005），姜玉燕（2005），张家萃，丘晓坚，戴鹤鹏（2006）等将开放式基金的赎回量对各个基金变量进行回归分析，研究赎回量与各基金变量之间的关系。（2）应用行为金融解释“赎回困惑”。 李斌（2005），陈绍胜（2006），田穗（2006），戴屹（2006），王

10、雯、吴丽华（2006）等将“前景理论”、“处置效应”等行为金融理论用于解释开放式基金的赎回问题。（3）预测赎回量。预测赎回量的研究是近年来研究的热点。童文俊（2003），郭晓亭、林略、冉向东（2004），谢盐、田澎、赵世英（2004），程巍、王金玉、潘德惠（2005），李霞、王金玉、程巍、潘德惠（2005），李存行、陶启文（2005）程巍、穆杰、王金玉、潘德惠（2005），王金玉、李霞、刘军（2006）等建立了不同类型的预测赎回量模型，用于计算各种可能赎回量的概率分布。（4）赎回问题的理论分析。王勇、彭州（2003），赵强、耿广棋（2003），张根明、田浪（2004），程巍（2005），彭飞、

11、汤海溶（2005）等对赎回问题进行了理论分析，期望寻找各种影响开放式基金赎回的因素。应当指出的是，由于“赎回困惑”是中国开放式基金特有的问题，且尚无国外基金赎回研究成果的借鉴。已有国内的研究成果，对“赎回困惑”的解释力度存在这样或那样的不足，特别是没有从产生“赎回困惑”的因果关系切入，从数量方面解释“赎回困惑”的本质原因。为此，本文在前期研究工作的基础上 笔者在“Panel-Data下Granger因果检验的理论和应用发展综述”（统计与信息论坛2007年第3期），“开放式基金赎回问题研究基于Panel-Data的Granger因果检验”（南方经济，2007年09期）两篇拙文中，对Panel-D

12、ata下Granger因果检验的研究现状有较为详尽的论述。，采用Panel-Data的Granger因果检验，分析“赎回困惑”现象，试图剖析赎回困惑的本质。2 研究方法和数据2.1 研究方法考虑到赎回困惑的表现为高基金业绩高赎回的表象，以及现有关于赎回困惑的理论解释尚缺乏公认结论支撑的现状，本文的研究思路为，就数据现象进行数据挖掘性探索，研究赎回困惑的原因。为此，本文对开放式基金的赎回量，采用Panel-Data的Granger因果检验方法，检验其与基金业绩指标（基金单位净值、基金累计净值）之间因果关系，分析基金赎回与业绩之间是否存在因果关系，藉此分析赎回困惑现象。现有的Panel-Data的

13、因果检验方法大都是基于传统Granger因果检验的思想，将其推广到Panel-Data的情形（雷良桃, 黎实（2007a,b）。其基本做法为，依据Granger因果关系检验的基本思想，将时域中的Granger因果关系平移到截面数据，构造协方差平稳的Panel Data模型，计算相应的关于的统计量，对的线性约束进行检验。由于已有的检验存在这样或那样的不足（Westerlund & Edgerton（2007），Gengenbach, Palm & Urbain（2006），以及从本文研究的目的出发，笔者应用Hurlin and Venet (2003,2004), Hurlin（2007, 20

14、04）的方法进行Panel-Data的Granger因果检验。考虑两个协方差平稳的变量，其观测值为N只基金在T个时间周期内的不同指标值。对于每只基金在时间上，设定如下的VAR线性模型： （1）其中，是滞后长度，且在各只基金中均相等；。自回归模型为具有个体固定系数的固定效应（FE）模型，其中，为FE模型的截距项，自回归系数和回归系数为异质的（heterogenous）。假定设定的线性模型满足以下三个假设：A1：（，）独立同正态分布，且有。A2：不同个体的相互独立，对和。A3：个体变量和是协方差平稳的。对于时序数据，Granger 因果关系检验只需检验的线性约束，而在Panel Data中，则需考

15、虑个体系数间的异质性问题。在所设定的模型中，异质性分别来自截距项和回归系数。特别是回归系数的异质性将会直接影响Granger 因果关系检验结果(Pesaran (2007), Hurlin(2004,2007)。于是，效仿Im-Pesaran-Skin（2003）单位根检验的思路，Hurlin(2004,2007)提出的Panel Data Granger 因果关系检验的基本思路为：从同质模型（homogeneous model）得到的估计将收敛于真实系数的均值，若的均值本身靠近0，则在一定的错误风险下接受无因果关系的假设。基于这种思路，可构造如下的检验假设： （2）其中，。假设称为同质无因果

16、关系假设（Homogenous Non Causality (HNC)）。 （3）其中，为未知且满足。假设称为异质无因果关系假设（HEterogenous Non Causality (HENC)）。构造与相关的平均统计量： （4）其中，是在成立下第i个个体的截面Wald 统计量，为第个个体的Fischer统计量，为约束回归残差平方和，为无约束的回归残差平方和。可以证明（Hurlin(2004,2007)），（1）当时，平均统计量的渐近分布为 （5）表示先趋于无穷，接着再趋于无穷。 （2）当固定，且满足（i）Magnus (1986)的三个条件；（ii），独立但不同分布，（iii）满足假设A2

17、，则有：， （6）和 （7）其中，分别是个体Wald统计量的期望和方差。对于样本而言，当固定时，只要，则有： （8） （9）其中，为的一个实现。并且，在条件下，有如下的近似， （10） （11）基于上述近似，可计算HNC假设成立时的渐进标准化统计量： （12）且在满足条件A1、A2、时，依分布收敛于标准正态分布， （13）（3）当和都为固定时，和在HNC假设下并不收敛于标准分布。此时，可通过以下两种方法得到临界值：（i）对进行随机模拟，计算出真实的临界值；(ii)运用渐进标准统计量计算固定时相应的渐进临界值。可以证明， （14）其中，是在HNC假设成立条件下的标准化统计量分布的临界值，而分布的

18、临界值定义为： （15）实证分析中，用正态分布临界值近似替代，即有： （16）2.2 研究的数据样本本文以2002年12月31日以前成立的17支基金的18个季度（2003年第一季度到2007年第二季度）数据为研究样本，所有的数据来自新浪财经频道 和华安基金管理有限公司 。所选的17支基金中有8支股票型基金、7支混合型基金和2支债券型基金。本文拟研究的是基金业绩和基金赎回量之间的因果关系，基金业绩用基金单位净值增长率和基金累计净值增长率来表示，基金赎回率用基金较首募赎回率表示。各变量的定义如下：使用Eviews5.0进行单位根检验和Granger因果检验，其中Granger因果检验通过笔者自编程

19、序实现 感谢法国Orlans大学的Christophe Hurlin教授提供算法实现的部分源代码。3 实证分析结果3.1 平稳性检验 分别对基金单位净值增长率、基金累计净值增长率和基金较首募赎回率采用同根的Levin-Lin-Chu检验和异根的Im-Pesaran-Skin检验，检验结果如表1所示。从表1单位根检验的结果来看，所有的被检验变量在不同时间区间有着不同检验结果：单位净值增长率( DWJZ)、累计净值增长率( LJJZ)在不同的时间区间、不同的检验方程设定条件下，都显著地拒绝了变量非平稳的假设；而赎回率(SMBD)变量在2003Q1- 2006Q4区间，检验方程设定为具有漂移项和时间

20、趋势项和只具有漂移项时，显著地拒绝了变量非平稳的假设；在2003Q1-2007Q1，2003Q1-2007Q2区间，具有漂移项的检验方程设定时，显著地拒绝了变量非平稳的假设，其余的则不能拒绝了变量非平稳的假设。这点也可从图1、图2、图3所示的时序图中看出。为此，笔者分时段，对基金单位净值增长率、基金累计净值增长率和基金较首募赎回率进行Panel-Data Granger因果检验。图1 单位净值增长率( DWJZ)时序图图2 累计净值增长率( LJJZ)时序图图3 赎回率(SMBD)时序图表1 Panel-Data单位根检验变量Im, Pesaran and Shin W-statLevin,

21、Lin & Chu t*-stat2003Q1-2006Q42003Q1-2007Q12003Q1-2007Q22003Q1 2006Q42003Q1 2007Q12003Q1 2007Q2单位净值增长率( DWJZ) -5.9229(0.000)（C, T）-8.0306(0.000)（C, T）-11.030(0.000)（C, T）-10.088(0.000)（C, T）-6.4345(0.000)（C, T）-10.020(0.000)（C, T）累计净值增长率( LJJZ)-5.6052(0.000)（C, T）-8.4870(0.000)(C, T）-9.18395(0.000)（

22、C, T）-11.442(0.000)（C, T）-14.140(0.000)（C, T）-14.549(0.000)（C, T）赎回率(SMBD)-2.7025(0.0034)（C, T）-0.9527(0.1704)(C, T）1.41205(0.9210)（C, T）-6.4711(0.000)（C, T）1.0624(0.856)（C, T）5.3537(1.000)（C, T）-2.70248(0.0034)（C, 0）-4.0836(0.000)（C, 0）-3.34905(0.0004)（C, 0）-1.44821(0.0738)（C, 0）-4.91053(0.0000)（C,

23、 0）-2.1518(0.0157)（C, 0）3.68335(0.9999)（0, 0）1.89262(0.9708)（0, 0）-0.0558(0.4778)（0, 0）注：括号中的数值为p值；检验形式（C，T）分别表示单位根检验方程漂移项和时间趋势项。3.2 因果关系检验 因果关系的检验步骤为：首先，计算基于每个个体回归所得的Fischer统计量，生成第个个体的Wald统计量，获得与相关的平均统计量。其次，计算得到平均统计量的渐近统计量和渐进标准统计量。最后，根据（16），计算当滞后阶数为显著性水平下的临界值，进行HNC假设的显著性检验，检验结果如表2、表3 所示。表2、表3的检验结果提

24、示，在不同时段存在不同的Granger因果关系。（1）在2003Q1- 2006Q4区间，滞后阶数分别为1阶和2阶时，基金单位增长率、基金累计增长率分别对基金赎回率的同质无因果关系的假设检验（Homogenous Non Causality Hypothesis），在5%的显著性水平下被接受（和均显著地小于相应的5%显著性水平下的临界值），表明基金单位增长率和基金累计增长率并不是基金赎回率的Granger原因；同时，在滞后阶数为1的条件下，基金赎回率对基金单位净值增长率和基金累计增长率的同质无因果关系检验（Homogenous Non Causality Hypothesis）的两个个统计量（

25、和）在5%的显著性水平下都被显著性地拒绝；在滞后阶数为2的条件下，赎回率对基金单位净值增长率和基金累计增长率的同质无因果关系检验（Homogenous Non Causality Hypothesis），有限样本渐进标准统计量在5%的显著性水平下接受原假，而标准统计量却在5%的显著性水平下都显著地拒绝了原假设。（2）在2003Q1-2007Q1，2003Q1-2007Q2区间，无论是基金单位增长率、基金累计增长率分别对基金赎回率的同质无因果关系的假设检验，还是基金赎回率对基金单位净值增长率和基金累计增长率的同质无因果关系检验，在相同的滞后阶数的条件下，与2003Q1- 2006Q4区间的情形存

26、在差异性。但是，基金单位增长率、基金累计增长率分别对基金赎回率的同质无因果关系的假设基本成立。表2 滞后阶数为1时的因果检验2003Q1-2006Q42003Q1-2007Q12003Q1-2007Q22003Q1-2006Q42003Q1-2007Q12003Q1-2007Q22003Q1-2006Q42003Q1-2007Q12003Q1-2007Q2单位净值增长率不是赎回率的Granger 因果原因0.83131.54732.2687-0.49191.59573.6990-0.76390.78092.4155赎回率不是单位净值增长率的Granger 因果原因5.46341.50901.3

27、58913.0131*1.48401.04638.8336*0.69910.4213累计净值增长率不是赎回率的Granger 因果原因0.94231.35552.1092-0.16831.03663.2337-0.53400.37112.0657赎回率不是累计净值增长率的Granger 因果原因5.40775.40313.221112.8504*12.8373*6.4755*8.7180*9.0186*4.5027*注：“*”表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。根据（16），可计算，当滞后阶数为1时，在5%的显著性水平下的临界值分别为T=16 1.9517；T=17 1.9171；T=18 1

28、.8882。表3 滞后阶数为2时的因果检验2003Q1-2006Q42003Q1-2007Q12003Q1-2007Q22003Q1-2006Q42003Q1-2007Q12003Q1-2007Q22003Q1-2006Q42003Q1-2007Q12003Q1-2007Q2单位净值增长率不是赎回率的Granger 因果原因 2.00112.32233.24280.00220.66442.5621-0.6817-0.22701.0742赎回率不是单位净值增长率的Granger 因果原因4.53221.52601.60425.2202*-0.9772-0.81602.3434-1.2443-1.

29、1306累计净值增长率不是赎回率的Granger 因果原因2.46442.58774.63320.95731.21165.4284-0.12800.11202.9450赎回率不是累计净值增长率的Granger 因果原因5.01545.18113.55456.2165*6.5579*3.20522.92093.42511.4940注：“*”表示在5%的显著性水平下拒绝原假设。根据（16），可计算，当滞后阶数为2时，在5%的显著性水平下的临界值分别为T=16 3.3088；T=17 3.2292；T=18 3.1650。4 结果分析1、基金单位增长率和基金累计增长率基本上并不是基金赎回率的Gran

30、ger原因。这表明，高的赎回率并不能由高的业绩增长率进行解释，中国开放式基金所面临的“赎回困惑”应是高的业绩增长率伴随着高赎回率的“假象”，并不是由高的业绩增长率造成的。其原因在于基金规模扩张过快，超过证券市场资金的供给能力，新基金的发行对老基金产生资金产生抽逃；不同类型基金之间的资金转移以及部分“关系游资”的影响等因素（雷良桃, 黎实（2007b）。从计量经济学的角度看，表2、3的结果支持此结论。2、Hurlin and Venet (2003), Hurlin（2007, 2004）的Granger因果关系检验中，要求被检变量（向量）为协方差平稳。基金单位增长率和基金累计增长率在不同的区间

31、均为协方差平稳序列，基金赎回率在2003Q1- 2006Q4区间为协方差平稳平稳序列，在2003Q1-2007Q1，2003Q1-2007Q2区间，是有条件的协方差平稳序列，导致了出现Granger因果关系检验非鲁棒性现象。同时，图3显示，基金赎回率序列存在结构变化，可能也是形成Granger因果关系检验非鲁棒性的原因。3、开放式基金赎回率对基金单位净值增长率和基金累计增长率的影响是显而易见的。当基金遭遇大规模不可预见的赎回时，基金必须保留大量现金来应付赎回，甚至不得不在低价位变现基金资产，将一些前景好的资产进行出售以应付巨额赎回，这大大地影响了基金基金单位净值和基金累计净值的增长。表2、3的

32、结果也证实了这点。5 结论以2002年12月31日以前成立的17支开放式基金的18个季度（2003年第一季度到2007年第二季度）数据为数据样本，采用Panel-Data的Granger因果检验方法，检验开放式基金赎回率和基金单位净值增长率以及基金累计净值增长率之间的因果关系，检验结果表明：（1）基金单位净值增长率和基金累计净值增长率并不是基金赎回率的Granger原因，一直困扰着开放式基金的“赎回困惑”不过是一个“假象”。所谓的“基金净值增长率越高，基金赎回率越高”，不过是基金市场在证券市场走势和“关系游资”等因素影响下的一个“表象”。（2）基金赎回率是基金单位净值增长率和基金累计净值增长率

33、的Granger原因，高赎回率大大的降低了基金单位净值和基金累计净值的增长率。 不可否认的是，应用Panel-Data的Granger因果检验方法对开放式基金的赎回与基金业绩之间的因果关系进行检验，得出了的结论应当具有指导性的意义，但同时也存在一些值得进一步探索的问题。例如：检验样本空间拓展后检验统计量鲁棒性(Robustness) 研究；对中国特有的“赎回困惑的假象”进行理论解释的基础支撑。关于这点，由于在已有国外文献的查阅过程中，目前尚未发现存在关于“赎回困惑”问题的研究成果；国内已有研究成果大都局限于对“赎回困惑”现象的解释。因此，当本文检验结果与已有关于“赎回困惑”现象诸多解释均不符时

34、，笔者只能根据现有信息尝试性地对该“假象”进行解释，其合理性尚待进一步的探讨验证。参考文献：1 Ippolito,Richard A(1992) ”Consumer reaction to measures of poor quality:evidence from the mutual fund industry”, Journal of Law and Economics, 1992, 35, 45-70, 2 D. Hendricks, J. Patel & R.Zeckhauser (1993), “Hot hands in Mutual Funds: Short-Run Persis

35、tence of Relative Performance, 1974-1988 ”, Journal of Finance, March 1993,Vol. 48, No. 1, pp93-130 3 Erik R.Sirri,Peter Tufano(1998), ”Costly search and mutual fund flows”, Journal of Finance, Oct 1998.Vol.53. No. 5, pp1589-16224 Barber M.,T.Odean,L Zheng (2000) “The Behavior of Mutual Fund Investo

36、rs” Working paper, 2000, http:/faculty.haas.berkeley.edu/odean/papers/MutualFunds/mfund.pdf 5 Reid, B. and S. Kimball “Mutual fund Industry Developments in 2002”, Perspective ,February, Vol. 9, 20036 Berk, J. B. and Green, R. C., 2004, Mutual Fund Flows and Performance in Rational Markets, Journal o

37、f Political Economy 112, 1269-1295.7 Edward S ONeal ”Purchase and Redemption Patterns of US Equity Mutual Funds”, Financial Management; Spring 2004; 33, 18 姚颐，刘志远（2004）“我国开放式基金赎回行为的实证研究”，经济科学2004年第5期9 束景虹（2005）“开放式基金赎回现象的实证研究”，数量经济技术经济研究2005年第4期10 刘志远，姚颐（2005）“开放式基金的赎回困惑现象研究”，证券市场导报2005年02期11 姜玉燕（20

38、05）“开放式基金绩效导投资者赎回行为的关系”，统计与决策2005年第10期12 张家萃，丘晓坚，戴鹤鹏（2006）“我国开放式基金投资者赎回的影响因素”，统计与决策2006年第04期13 李斌（2005）“我国开放式基金赎回问题的行为金融学分析”，新疆财经学院学报2005年第2期14 陈绍胜（2006）“前景理论与中国开放式基金的实证检验”，证券市场导报，2006年01期15 田穗（2006）“中国开放式基金赎回现象的实证分析及成因探讨”，金融与经济2006年 第7期16 戴屹（2006）“论行为金融学理论在我国投资开放式基金中的应用”，上海电机学院学报2006年01期17 王雯，吴丽华（2

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