黎 靜 朱慧雯

一、引言

自2001年華安基金開(kāi)啟了我國(guó)第一只開(kāi)放式基金以來(lái)，開(kāi)放式基金發(fā)展迅猛，如今已經(jīng)成為我國(guó)證券投資基金中占比90%以上的主流基金。根據(jù)聚源數(shù)據(jù)庫(kù)獲取的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，截止至2014年12月31日，我國(guó)有98家基金管理公司，旗下共有基金2243只，其中開(kāi)放式基金2133只，封閉式基金110只，開(kāi)放式基金的份額總計(jì)約為8.4萬(wàn)億份，基金資產(chǎn)總計(jì)約為5.3萬(wàn)億元。

而在可持續(xù)發(fā)展的社會(huì)環(huán)境下，我國(guó)聲譽(yù)管理及其有效性的研究逐步發(fā)展起來(lái)。自2000年以來(lái)，我國(guó)的聲譽(yù)研究已經(jīng)從理論研究階段過(guò)渡到實(shí)證階段，主要集中于聲譽(yù)管理、聲譽(yù)測(cè)評(píng)方法、公司聲譽(yù)的實(shí)證研究等方面。對(duì)于聲譽(yù)與財(cái)務(wù)績(jī)效的相關(guān)關(guān)系的研究，一般研究的是公司層面，Preston,Sapienza(1990)認(rèn)為兩者正相關(guān)，該結(jié)論支持了從企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的理論。Fryxwell,Wang(1994)認(rèn)為相關(guān)性存在樣本的偏差。Jose Luis等（2007）的實(shí)證結(jié)果顯示兩者顯著非線性正相關(guān)。而Schultz(2000)的研究結(jié)論從統(tǒng)計(jì)學(xué)角度認(rèn)為兩者之間沒(méi)有顯著性相關(guān)關(guān)系。目前已公開(kāi)發(fā)表的文獻(xiàn)還沒(méi)有對(duì)基金與聲譽(yù)的相關(guān)關(guān)系開(kāi)展實(shí)證研究，本文以此為研究的視角。

二、實(shí)證模型及樣本數(shù)據(jù)

（一）理論模型

借鑒公司財(cái)務(wù)績(jī)效與聲譽(yù)相關(guān)關(guān)系的實(shí)證研究經(jīng)驗(yàn)，對(duì)基金盈利能力可能造成影響的有基金聲譽(yù)、基金規(guī)模、基金成長(zhǎng)性、基金風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)等因素，基于本文的研究目的，假設(shè)以基金盈利能力作為因變量，以基金聲譽(yù)作為自變量，其他因素作為控制變量，理論模型如下表所示。

圖1 基金聲譽(yù)與盈利能力關(guān)系圖

基金盈利能力一般可以使用基金年化回報(bào)率、基金加權(quán)平均凈值收益率、基金份額凈值等指標(biāo)來(lái)衡量，本文采用基金年化回報(bào)率來(lái)衡量基金的盈利能力。出于本文的研究目的是要探究基金的聲譽(yù)指數(shù)是否對(duì)基金的盈利表現(xiàn)存在滯后影響，因此因變量采用的是區(qū)間期末2年年化回報(bào)率。由于考慮基金的聲譽(yù)對(duì)基金的影響存在一定的滯后效應(yīng)，因此采用的聲譽(yù)指數(shù)是上年度的晨星3年評(píng)級(jí)指標(biāo)。此外，基金規(guī)模、基金的成長(zhǎng)性和基金的風(fēng)險(xiǎn)級(jí)別都將對(duì)基金的盈利能力產(chǎn)生影響，均可以作為控制變量。而其他因素的影響則用ε隨機(jī)變量來(lái)表示。文中所用到的指標(biāo)說(shuō)明如表1所示。

表1 指標(biāo)說(shuō)明表

（二）樣本數(shù)據(jù)

1.數(shù)據(jù)來(lái)源和處理

樣本取自聚源數(shù)據(jù)庫(kù)獲取的2012-2013年度的2362只開(kāi)放式基金，通過(guò)數(shù)據(jù)篩選，剔除缺失數(shù)據(jù)樣本，剔除異常值，最后得到531個(gè)基金樣本。

基金的聲譽(yù)指數(shù)采用的是2013年12月27日晨星給出的基金3年星級(jí)評(píng)級(jí)，并將評(píng)級(jí)的星級(jí)轉(zhuǎn)化為1-5五個(gè)分值等級(jí)，以便進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。本文中基金的財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)提取自于聚源數(shù)據(jù)庫(kù)，并通過(guò)計(jì)算整理后得到。

本文所涉及的數(shù)據(jù)處理、統(tǒng)計(jì)計(jì)算借助EXCEL完成，假設(shè)檢驗(yàn)、回歸分析等藉由SPSS軟件完成。

2.數(shù)據(jù)的描述性分析與假設(shè)檢驗(yàn)

最初描述性分析中采用的基金風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)是RSW，分析結(jié)果如表2所示。

表2 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)量表

上表的偏度系數(shù)和峰度系數(shù)顯示，基金成長(zhǎng)性指標(biāo)ROCNV和基金風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)RSW的偏度和峰度的統(tǒng)計(jì)量和標(biāo)準(zhǔn)誤分別為 7.68/0.11、116.04/0.21 和 -1.74/0.11、6.44/0.21，因?yàn)檫@兩個(gè)比值的絕對(duì)值較大，故對(duì)其正態(tài)性進(jìn)行質(zhì)疑，進(jìn)一步采用P-P圖進(jìn)行觀測(cè)。

經(jīng) P-P 圖觀測(cè)的 ARR、ROE、RI、LNS、ROCNV 累積概率正態(tài)分布圖形中散點(diǎn)基本聚集在固定直線的周圍，故可以認(rèn)為其樣本近似服從正態(tài)分布，但RSW的數(shù)據(jù)組與正態(tài)分布偏離較大，故進(jìn)一步對(duì)其正態(tài)分布性質(zhì)疑（如圖2）。而對(duì)ROCNV的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其偏度和峰度統(tǒng)計(jì)量較大的原因在于樣本中的一個(gè)異常值，即寶盈核心優(yōu)勢(shì)靈活配置混合A這一樣本的ROCNV值指數(shù)達(dá)289.73，遠(yuǎn)超其均值9.78，剔除該異常值后，重新進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，ROCNV偏度和峰度的統(tǒng)計(jì)量和標(biāo)準(zhǔn)誤修正為0.79/0.11和1.17/0.21，結(jié)合PP圖，認(rèn)為其近似服從正態(tài)分布。

圖2 樣本數(shù)據(jù)正態(tài)性檢驗(yàn)P-P圖

因樣本量為531，采用假設(shè)檢驗(yàn)進(jìn)一步開(kāi)展正態(tài)性檢驗(yàn)時(shí)，選用Shapiro-Wilk檢驗(yàn)，而不使用大樣本的Kolmogorov-Smirnov Z檢驗(yàn)結(jié)果，S-W正態(tài)性檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步否定了RSW指標(biāo)的正態(tài)性。因?yàn)镽SW指標(biāo)代表基金的風(fēng)險(xiǎn)性，可以運(yùn)用風(fēng)險(xiǎn)等級(jí)理論，對(duì)樣本的風(fēng)險(xiǎn)性進(jìn)行等級(jí)評(píng)級(jí)，因此衍生出RSLV指標(biāo)。經(jīng)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，RSW的值99.99%分布在0.45～0.99之間，RSLV風(fēng)險(xiǎn)級(jí)別界定如表3所示。

重新對(duì)RSLV進(jìn)行PP圖檢驗(yàn)，得到如圖2-g所示，散點(diǎn)基本聚集在固定直線的周圍，可以認(rèn)為其樣本近似服從正態(tài)分布,因此以下回歸模型中選用RSLV來(lái)代表樣本的風(fēng)險(xiǎn)性。

表3 基金風(fēng)險(xiǎn)RSLV級(jí)別界定表

（三）回歸模型的構(gòu)建

根據(jù)理論模型所示指標(biāo)間因果關(guān)系及上述指標(biāo)數(shù)據(jù)分析，初步構(gòu)建如下回歸方程，并擬采用多元回歸方法進(jìn)行分析。研究目的在于分析RI能否作為一個(gè)解釋變量，與其他變量一起解釋盈利指標(biāo)。如果基金的聲譽(yù)對(duì)基金的盈利能力有顯著影響，則回歸模型應(yīng)當(dāng)成立，并且模型和系數(shù)都應(yīng)當(dāng)在統(tǒng)計(jì)學(xué)上有顯著意義。如果模型的p值顯著而RI系數(shù)的sig值不顯著，則揭示區(qū)間初晨星3年評(píng)級(jí)所代表的基金聲譽(yù)指數(shù)RI與區(qū)間滯后2年年化回報(bào)率代表的基金的盈利能力無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系。

三、回歸分析及結(jié)論

（一）回歸分析

首先對(duì)各變量繪制散點(diǎn)圖矩陣，結(jié)果顯示解釋變量與因變量存在線性關(guān)系。在滿足回歸條件的基礎(chǔ)上，對(duì)前文建立的回歸模型，用SPSS軟件采用ENTER方法，在0.05的置信區(qū)間內(nèi)，對(duì)模型1進(jìn)行多元線性回歸，回歸檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，Durbin-Watson值為1.867，基本可以肯定樣本殘差間相互獨(dú)立。另外，非標(biāo)準(zhǔn)殘差的散點(diǎn)圖和PP圖顯示殘差符合正態(tài)齊性的假設(shè)。共線性統(tǒng)計(jì)量的容差（Tolerance）均大于0.1，顯示自變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性。R方為0.476顯示解釋變量在此水平上對(duì)因變量ARR產(chǎn)生影響，模型的p值為0.000表示其在置信區(qū)間內(nèi)具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，但表4-（b）顯示RI的非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為-0.144，t值為-0.378，sig值為0.706，其余解釋變量RSLV,LNS,ROCNV系數(shù)的sig值均小于等于0.05，這表示在5%的置信區(qū)間內(nèi)，RSLV,LNS,ROCNV與ARR顯著相關(guān)，但RI與ARR無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系。

（二）研究結(jié)論

研究結(jié)果顯示，晨星3年評(píng)級(jí)所代表的基金聲譽(yù)對(duì)開(kāi)放式基金基金的盈利能力不存在顯著的滯后性影響。這一結(jié)論有助于我們認(rèn)識(shí)基金的機(jī)構(gòu)評(píng)級(jí)與開(kāi)放式基金盈利能力之間的相關(guān)關(guān)系。而對(duì)于基金的投資而言，我們可以認(rèn)為單從盈利能力的角度，在統(tǒng)計(jì)學(xué)上來(lái)講基金的機(jī)構(gòu)評(píng)級(jí)對(duì)于選擇基金沒(méi)有任何借鑒意義。此外，這一結(jié)果還表明我國(guó)聲譽(yù)評(píng)價(jià)體系和管理體系的建設(shè)需要加強(qiáng)，以響應(yīng)可持續(xù)發(fā)展環(huán)境下的和諧社會(huì)建設(shè)的需要。

表4 回歸分析結(jié)果

（三）局限性與展望

本文提供了一種方法去研究開(kāi)放式基金盈利能力與基金聲譽(yù)的相關(guān)性，但是本文的局限性在于指標(biāo)選取的局限性。任何一個(gè)指標(biāo)只能從片面的角度去反映基金的某一屬性，其他的研究者可能對(duì)文中指標(biāo)選取發(fā)出質(zhì)疑。例如基金風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)還可以采用平均收益的標(biāo)準(zhǔn)差、貝塔系數(shù)等指標(biāo)；收益指標(biāo)也可以采用風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整后的特雷諾指標(biāo)、夏普指數(shù)等指標(biāo)；而晨星三年評(píng)級(jí)是否能代表基金的聲譽(yù)也可能引起質(zhì)疑。指標(biāo)選取的局限性為進(jìn)一步的研究指明了方向。

華南理工大學(xué)廣州學(xué)院精品課程建設(shè)項(xiàng)目，項(xiàng)目編號(hào)JY110207。

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