1、尽管我国基金业起步较晚，但也出现了封闭式基金折价问题，引起了市场人士的广泛关注。本文旨在通过详细考察影响基金折价的各种因素，定量分析其主要原因，以为我国今后基金相关政策的制订提供实证依据。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(investor sentiment hypothesis)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
2、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：代理成本、资产流动性、基金业绩、资本利得税。代理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，则代理成本（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
3、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(capital gain tax)，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)代理费用（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
4、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(lee et.a
5、l,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
6、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
7、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
8、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
9、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199
10、8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
11、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
12、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 04/07/98 95.43% 05/24/99金泰 04/07/98 100.99% 06/07/99兴华 05/04/98 23.73% 05/0
13、4/99安信 06/22/98 50% 05/07/99裕阳 07/30/98 27.14% 05/04/99普惠 01/27/99 6.67% 05/10/99同益 04/21/99 2.23% 05/17/99泰和 04/20/99 1.01% 08/16/99景宏 05/18/99 -0.33% 05/18/99汉盛 05/18/99 0.53% 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：代理成本、资本流动性和基金业绩。（一）代理成本表三给出了10只样本基金的管理费用占总净资产的比例。数据来
14、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4 2000年样本基金折价幅度、代理成本、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
15、的折价幅度、代理成本、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，我们认为代理成本（管理费用）并不是中国封闭式基金折价的一个合理解释。表 5 2000 年样本基金折价幅度、代理成本、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
16、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
17、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
18、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
19、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
20、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
21、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
22、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
23、相关系数 （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
24、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
25、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
26、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(size portfolio) 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
27、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
28、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=,0+,1disc,t+,2mkt,t+,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
29、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
30、；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。
