内部治理、市场约束与基金的窗饰行为

廖长友赵修文

(1.西华大学工商管理学院，四川 成都 610039；2.西华大学教务处，四川 成都 610039)

引言

由于存在委托代理关系，证券投资基金(以下简称基金)的持有人与基金管理公司(基金经理)之间存在利益冲突。基金持有人(委托方)期望基金管理公司能够实现基金业绩最大化，而基金管理公司(受托方)却以自身利润最大化为目标。基金业绩取决于基金管理公司选任的基金经理的投资能力，因此，基金持有人一般根据对基金经理投资能力的判断决定基金份额的买进和卖出。窗饰行为(window-dressing)是指在规定的资产组合披露日期前，基金经理通过买进赢家股票，卖出输家股票，以掩饰其投资错误或者伪装具有投资能力以误导投资者的资产组合调整行为1(He et al.，2004；Meier et al.，2004；Agarwal et al.，2014)[6][9][1]；基金的窗饰行为是一种不道德甚至是违法的行为。这种行为会增加基金不必要的交易成本，给基金持有人造成损失。为了保护投资者利益，就必须对基金经理的窗饰行为进行约束。因此，分析能够约束基金窗饰行为的内部治理机制和外部因素，在理论上和实践中具有重要意义。

文献回顾与研究假设

一、文献回顾

基金经理的窗饰行为最初是在研究股票收益的年关转换效应中发现的。Lakonishok et al.(1991)[7]计算了基金经理对过去赢家股票的买入力度指标和对过去输家股票的卖出力度指标，发现基金经理卖出了更大比例的业绩较差的股票以掩盖自己的错误，表明基金经理存在窗饰行为。Sias et al. (1997)[14]通过分析美国机构投资者和个体投资者的交易行为，发现机构投资者在当年第四季度卖出的赢家股票少于次年第一季度。He et al.(2004)[6]发现，共同基金、银行、保险公司等机构投资者在每年第四季度卖出了比其他三个季度更多的业绩较差的股票，而且这种现象对于那些业绩低于市场平均收益的机构投资者更为明显，表明这些机构投资者存在饰窗行为。Ng and Wang (2004)[11]发现了机构投资者在年末卖出收益最差的小市值股票的证据。Meier et al.(2004)[9]发现，15%的积极管理股票基金存在窗饰行为，特别是换手率较高的增长型基金和最近业绩较差的基金窗饰行为更为明显。

Patel et al.(2012)[12]发现，单一基金经理管理的基金窗饰行为显著，而团队管理的基金不存在显著的窗饰行为，而且，窗饰行为与基金经理管理团队的人数存在负相关关系。Ling et al.(2013)[8]的研究表明，当基金前期业绩较好时，基金经理没有粉饰资产组合的动机，但当基金前期业绩较差时，粉饰资产组合都是基金经理的最优选择。Agarwal et al.(2014)[1]发现，业绩较差的基金窗饰行为更为显著，而且窗饰行为会导致基金未来的业绩降低，给投资者带来损失。作者还进一步分析了基金经理粉饰资产组合的动机。

由上可见，当前对于基金窗饰行为的研究，国外主要集中在基金经理是否存在窗饰行为、窗饰行为的动机及其后果方面，但尚未有对基金窗饰行为的约束机制的研究。

国内已有的相关研究要集中于基金经理的净值拉升行为(文晓波，2005；邹戈，2009；王学明，2011)[22][23][20]，尚无文献研究基金经理通过买进过去的赢家股票，卖出过去的输家股票，以掩饰其投资错误或者伪装具有投资能力以误导投资者的基金窗饰行为。

本文主要研究中国基金市场上的窗饰行为及其约束机制。本文的主要贡献有三个方面：第一，国内目前尚无文献研究基金经理买进赢家股票，卖出输家股票，以粉饰资产组合误导投资者这种现象。现有的研究均以美国基金市场为研究对象，对美国以外基金市场的窗饰行为的研究尚未展开。第二，本文首次研究了独立董事制度对基金窗饰行为的影响。无论是对于契约型基金还是公司型基金，独立董事制度都是基金内部治理的核心制度安排。国内外现有研究主要集中在独立董事制度对基金经理更换、基金合并及基金是否卷入丑闻等不良行为的影响等方面，尚无文献研究独立董事制度对基金窗饰行为的影响。第三，本文首次研究了来自市场的约束对基金窗饰行为的影响。目前，国内尚无研究市场约束对基金窗饰行为影响的文献。国外研究主要集中在市场约束对基金经理更换、基金卷入丑闻的可能性以及基金经理努力程度的影响2，尚无文献研究市场约束对窗饰行为影响。因此，本文拓展了对基金窗饰行为的研究。

二、研究假设

对基金经理行为的约束来自两个方面：基金内部的治理机制约束和来自市场上投资者的“用脚投票”约束。与美国等国实行公司型基金制度不同，我国实行契约性基金制度。契约型基金可以看作是持有人、基金管理人和托管人之间的一个合约安排。契约型基金具有双重委托代理关系：一是基金份额持有人与基金管理公司之间的委托代理关系；二是基金管理公司股东和基金管理公司经营者之间的委托代理关系。双重委托代理关系的存在，使得契约型基金内部治理较之公司型基金更为复杂3。然而，已有研究表明，我国基金内部治理机制中的基金持有人代表大会制度、基金托管人制度、督察长制度难以有效监督基金经理的行为(孙杨等，2008；黎四奇，2008)[19][18]。我国基金法规定，基金管理公司必须设置独立董事且须达到董事会总数的1/3，这种独立董事制度被赋予了对基金管理公司的行为进行监督约束以维护持有人利益的重任。然而，与公司型基金不同的是，从法律上而言，契约性基金的董事只对基金管理公司的股东负责，本质上没有对基金持有人负责的义务；而且独立董事的人选完全由基金管理公司董事会决定，因而不能期望独立董事能够对基金经理的诸如窗饰行为等不良行为进行约束。因此，本文提出第一个假设：

H1：基金管理公司董事会中独立董事比例的高低对基金窗饰行为没有影响。

理论和实证研究均表明，公司的各种治理机制在某种程度上是可以相互替代的(Gibbons et al.，1992)[5]。Fama et al.(1983)[4]将基金持有人的赎回请求看作持有人对基金资产的部分接管或清算，而且认为，共同基金具有的这种市场治理机制减少了对其它治理形式的需求。Chen et al.(2008)[2]研究表明，董事会制度和基金份额赎回机制是互为补充的两种约束机制。当基金内部治理机制无法发挥作用时，来自外部的市场约束就会替代内部治理机制，对基金经理的行为产生影响，形成基金运行过程中某种程度的均衡，维持基金的正常运行。

来自基金持有人的约束主要有两个方面：来自机构投资者的约束和投资者“用脚投票”的约束。机构投资者具有更丰富的投资经验和知识，有能力采取更合理的方法评价基金经理的投资能力；另一方面，机构投资者投入的资金数量一般较大，具有对基金经理的行为进行监管以维护自身利益的动机。如Evan et al.(2012)[3]发现，当原本面向个人投资者发售基金份额的零售基金开始面向机构投资者发售基金份额以后，基金管理费等直接费用有了较小但显著的降低；销售费用和交易费用等间接费用也显著降低，基金经理投资管理的努力程度明显提高。由此，本文提出的第二个假设是：

H2：基金的机构投资者持有的基金份额比例越大，基金经理的窗饰行为越少。

来自基金持有人以净值赎回份额，即用脚投票的约束，是第二种对基金经理投资行为产生约束的外部力量。基金必须定期公布基金净值及资产组合等信息，持有人根据这些信息可以跟踪基金经理的投资行为，从而做出申购或赎回的决策。Morley et al.(2010)[10]证明，当持有人对基金经理不满意时，赎回(或转换)基金份额是其最优选择，赎回机制相对于董事会(独立董事)制度是一种起决定作用的机制。尽管Morley et al.(2010)[10]的论证是针对公司型基金的，但其中的论证逻辑对契约性基金仍然适用。孙杨等(2008)[19]就指出我国基金持有人在现有法律规定下难以通过持有人代表大会实现对基金经理的约束。

实证研究表明，基金持有人对基金业绩会做出反应，基金业绩与基金的资金净流入量之间存在非线性正相关关系(Sirri et al.，1998；王鹏，2013)[15][21]，基金业绩越好，其获得的资金净流入量越多，基金管理公司提取的管理费就越多。基金持有人对基金业绩做出的反应越强烈，即持有人的业绩敏感程度越高，在逐利动机的驱使下，更能促使基金经理尽力提升基金业绩。粉饰基金资产组合虽然能够在短时间误导持有人，但无助于提升基金业绩，反而会因为增加交易成本侵蚀基金业绩，对吸引持有人的资金没有积极作用。由此，提出本文的第三个假设：

H3：基金持有人的业绩敏感程度越高，基金经理的窗饰行为越少。

窗饰行为与市场约束的测度

一、窗饰行为的测度

当前，侦测股票型基金的窗饰行为的方法有三种。Lakonishok et al.(1991)[7]通过计算在每个季度内基金经理对过去赢家股票的买入强度指标和对过去输家股票的卖出强度指标，再对比分析各年前三个季度和第四季度的买入强度指标和卖出强度指标，从而确定基金是否在第四季度卖出了更多的输家股票，买入了更多的赢家股票，以判断基金是否存在窗饰行为。考虑到基金的换手率一般在200%以内，因此，季度末的资产组合大致能够代表该季度的基金资产持有状况，运用Lakonishok et al.(1991)[7]的方法测度基金窗饰行为是可行的4。然而根据我国证监会的规定，基金管理公司仅需在每年6月和12月公布完整的基金资产组合内容，而在每年的3月和9月只需公布前10大重仓股信息。基金公布的在当年在6(12)月末的持有的资产组合不能代表基金在该半年的资产组合持有状况，因此，运用Lakonishok et al.(1991)[7]的方法测度我国基金的窗饰行为并不合适。

Meier et al.(2004)[9]首先基于基金季度末持股组合计算基金在该季度的收益率(扣除估计的基金运行成本)和该季度的基金净值收益率之差，即基金资产组合回溯收益离差(Backward Holding-based Return Gap，BHRG)。然后进一步估计在该季度全部基金BHRG的统计分布，在此基础上运用似然比检验来判断基金经理是否存在窗饰行为。该方法需要大样本估计基金资产组合回溯收益离差的统计分布，而我国股票型基金的数量至2010年仅有241只(不包括指数基金和QDII基金等)，显然Meier et al.(2004)[9]的方法不适于研究我国基金的窗饰行为。

Agarwal et al.(2014)[1]提出了两种度量基金窗饰行为的方法。Meier et al.(2004)[9]发现，存在窗饰行为的基金资产组合回溯收益离差(BHRG)显著大于0。基于此发现，Agarwal et al.(2014)[1]的第一种方法是直接运用基金资产组合回溯收益离差度量其窗饰行为，但这种方法将基金在该季度内的正常资产配置行为也视为窗饰行为，存在干扰。Agarwal et al.(2014)[1]提出了第二种度量基金的窗饰行为的方法，如下：

首先，将所有的股票根据过去一个季度的收益按照由高到低的顺序分为5组(第1组为赢家股票，第5组为输家股票)，并对每只基金计算该季度其资产组合内的股票分属各组的比例(以股票市值计算)；然后，将所有的基金(至少100只以上)根据该季度的净值收益率由高到低分成100组，记下每只基金所属组数，即基金净值收益排序序数(PR)；其次，根据每只基金持有赢家股票的比例按照由高到低的顺序分成100组，记下所属组数，即赢家股票占比排序序数(WR)，最后，根据每只基金持有输家股票的比例按照由低到高的顺序分成100组，记下所属组数，即输家股票占比排序序数(LR)。

显然，一只业绩较好且不存在窗饰行为的基金应该具有较小的基金收益排序序数、较小的赢家股票占比排序序数和较小的输家股票占比排序序数，同样，一只业绩较差且不存在窗饰行为的基金应该具有较大的收益排序序数、较大的赢家股票占比排序序数和较大的输家股票占比排序序数。但是，如果一只基金具有较大的基金收益排序序数(收益较差)，但却具有较小的赢家股票占比排序序数(赢家股票占基金净值的比例较大)和较小的输家股票占比排序序数(输家股票占基金净值的比例较小)，则表明该基金很有可能在季度末卖出了输家股票、买入了赢家股票，存在窗饰行为。因此，Agarwal et al.(2014)[1]设计了度量基金窗饰行为发生可能性的指标rankgap：

理论上rankgap的取值范围在[-0.005,0.995]之间。根据(1)式计算rankgap，要求每个季度至少需要100只股票型基金。本文采用rankgap度量基金的窗饰行为。由于我国基金市场发展较短，股票型基金直到2008年才突破100只，为保持较大的样本规模，本文对所有的股票型基金按照基金收益(赢家股票组合占比、输家股票组合占比)直接计算基金收益排序序数(赢家股票组合占比排序序数、输家股票组合占比排序序数)取代对应的分组数计算rankgap，并根据该季度的基金总数对上式进行调整5。即：

其中N为该季度的基金数。这样处理一方面可以扩大研究样本范围，将我国基金数量较少的年份也能纳入分析；另一方面能够更好适应我国近年基金数量迅速增长的现实。rankgap是一个基金窗饰行为发生可能性的概率测度指标，rankgap取值越大，基金存在窗饰行为的可能性越大。

二、市场约束的测度

1. 来自机构投资者的约束

Chen et al.(2008)[2]用机构投资者持有基金份额的比例反映来自机构投资者的约束强度。可以预期，机构投资者持有基金份额的比例越高，来自机构投资者的约束就越强，基金发生窗饰行为的可能性就越小。

2. 基金持有人的业绩敏感性

现有研究中有两种度量基金持有人业绩敏感性方法。Qian(2011)[13]和Xie(2011)[17]通过运用t期资金流入量flowt对滞后k期的基金业绩Rt-k(或业绩分位数)作回归，得到Rt-k的回归系数，以此衡量基金业绩敏感性。但由于存在变量遗漏问题以及需要较长时期的基金历史业绩和净资产数据，该方法并不可靠。本文采用Chen et al.(2008)[2]提出的方法，根据我国基金市场的实际情况做了调整后计算衡量基金持有人的业绩敏感性的指标。具体步骤如下：

(1) 在t-1季度按照基金业绩由低到高将所有基金分成9组6，得到每只基金在t-1季度的业绩9分位数PRANKt，减去t-1季度基金业绩的平均数(以中位数衡量)，则PRANKi,t-1-5表示第i只基金在t-1期的业绩与平均业绩相比的超额业绩。

(2) 计算在t-1季度业绩处在中位数的基金在t期获得的资金净流入量的平均值每只基金在t季度的资金净流入量flowi,t减去则得到基金i在t季度的超额资金净流入量。

(3)基金在t季度的超额资金净流入量除以t-1季度超额业绩，即表示基金在t-1季度业绩的单位增量(以分位数表示)在t季度所带来的超额资金净流入量，将过去T个季度的加总后平均，即可用于反映基金持有人业绩敏感性7。即：

其中，T值取决于研究者认为多长的时间范围内基金资金净流入量与基金业绩之间的变化关系足以反应基金持有人稳定的业绩敏感性。T太小和太大都可能不足以反应基金持有人稳定的业绩敏感性。本文中T取4，即1年8。

数据与方法

一、数据来源

本文数据取自深圳国泰安信息技术有限公司开发的中国开放式基金研究数据库(CFM)和中国股票市场交易数据库(CSMAR)。我们选取开放式积极管理的股票型基金作为研究对象，样本中排除了各种指数型股票基金。由于QDII基金与投资国内资本市场的基金在业绩评价基准上存在差别，故样本中排除了QDII基金。我们使用的样本涵盖的时间范围是2005年1月～2012年12月之间。此外，由于需要计算各基金滞后半年的业绩，因此，本文将成立时间不足2年的基金排除在样本外。截至2012年12月，在本文所研究的样本中共有241只开放式积极管理的股票型基金。

二、变量的定义与计算

1. 基金业绩的评价

本文以基金净值收益率日度数据为基础，分别采用单因素模型、Fama-French三因素模型和Carhart四因素模型三种方法来估计基金的alpha，所得结果分别以α1_3m，α3_3m，α4_3m表示9。由于基金的窗饰行为一般发生在该季度的最后一个月内(Meier et al.，2004)[9]，而且受到基金前期业绩的影响，因此，本文计算了基金在各季度前两个月的基金业绩，分别以α1_2，α3_2，α4_2表示；此外，本文还计算了基金在每年上半年、下半年各前5个月的业绩，分别以α1_5，α3_5，α4_5表示。

2. 其它变量

(1) 基金的资金净流入量及其增长率

中国开放式基金研究数据库提供了基金净资产的季度数据和日度、月度基金净值增长率数据，国内外的研究均是根据基金净资产在季度初和季度末的变化以及基金在季度内的净值增长率间接计算基金的资金净流入量(如Sirri et al.，1998；王鹏，2013)[15][21]。此外，持有人在季度内申购、赎回基金份额的具体时间各不相同，只能在假定基金持有人的买卖行为发生在季度末(或季度初)的基础上计算以绝对数表示的资金净流入量，进而计算以相对数表示的资金净流入量(flow_e或flow_b)。假定持有人的买卖行为发生在季度末，则：

假定持有人的买卖行为发生在季度初，则：

其中，TNAi,t为基金i在t季度末的净资产，ri,t为基金i在t季度的基金净值增长率。

为了避免极端值干扰分析结果，本文剔除了flow_e和flow_b大于99%分位数和小于1%分位数的观测值。

(2)基金已成立的时间(fund age)与基金管理公司已成立的时间(family age)，以年计，且取整数。

表1 样本内基金主要指标描述性统计

(3)基金净资产(fund size)和基金管理公司净资产(family size)。基金管理公司净资产包括该公司管理的所有基金的净资产总额。

样本内基金主要指标描述性统计结果见表1。

基金窗饰行为与资金净流入量

基金经理是否具有粉饰资产组合的动机呢？本文采用分组方法分析基金在t-1季度的基金资产组合中的赢家股票比例(输家股票比例)与t季度基金的资金净流入量之间的关系，以判断基金经理是否具有粉饰资产组合的动机，分析结果见表2。由表2 Panel A可见，在t-1季度资产组合中赢家股票比例越高，t季度基金的资金净流入量越大(或资金净流出量越小)。赢家股票比例最低的基金(第1组)在下一个季度出现了-3%的资金净流出，赢家股票比例最高的基金(第5组)在下一个季度出现了0.6%的资金净流入，后者的资金净流入量要高出前者3.7%。考虑到基金的平均规模为49亿元，因此，赢家股票比例最高的基金在1年中会多增加7.3亿元的资金净流入，按2%的管理费计算，基金管理公司会因此多收入管理费1450万元。输家股票比例最低的基金(第1组)相对于输家股票比例最高的基金(第5组)，在下一个时期资金净流入量要高出3%。显然，投资者更认可持有较多赢家股票，较少输家股票的基金。上述证据表明，基金资产组合中赢家股票(输家股票)的持有比例与基金的资金净流入量之间有明显的正(负)相关关系，基金经理有足够的动机粉饰资产组合以谋求更高收益。表2 Panel B给出了与表2 Panel A相似的结果。

表2 赢家/输家股票比例与基金的资金流入

基金的窗饰行为是一种不良投资行为，这种行为会增加交易成本，侵蚀基金业绩，损害投资者利益，因此必须对窗饰行为进行约束。

独立董事、市场约束与窗饰行为

一、单变量分析

为了检验假设H1—H3，首先，本文分别对独立董事比例(indptr)、机构投资者持有比例(pshrins)和持有人业绩敏感性(flow sensitivity)按照由低到高将基金分为5组，然后计算各组基金的rankgap均值，通过对比分析各组基金rankgap的均值，以判断独立董事比例、机构投资者持有比例和持有人业绩敏感性与基金窗饰行为之间的关系。这种方法能够避免回归方法中对变量之间关系做诸如线性关系等假设。分组统计结果见表3。

从表3发现，独立董事比例最低的第1组基金，与独立董事比例最高的第5组基金相比，后者的rankgap均值比前者高出0.0166，独立董事比例越高的基金发生窗饰行为的可能性越大，独立董事的增加不但没有减少反而增加了窗饰行为发生的可能性。一个可能的解释是，作为外来者的独立董事由于信息缺乏或者能力有限等因素，导致难以有效监督基金运作。而内部董事有条件、有能力监督基金运作的状况，但在基金管理公司董事会规模相对稳定的情况下，独立董事的增加会挤占内部董事的数量，从而降低董事会对基金经理行为的监督力度，导致窗饰行为增加。机构投资者持有比例的变化却伴随着基金窗饰行为的显著变化，机构投资者持有比例最高的基金与最低的基金相比，前者的rankgap均值在1%的显著性水平上显著大于后者，两者相差0.0152，占rankgap标准差的11%，可见，机构投资者持有比例的增加在一定程度上减少了基金窗饰行为；持有人业绩敏感性最高的基金与最低的基金相比，两者相差0.01，占rankgap标准差的7%，持有人业绩敏感性的变化也会带来的rankgap的变化，但较之机构投资者持有比例变化对rankgap的变化相比，影响相对较弱，随后的回归分析将进一步证实这一点。

表3 独立董事、机构投资者持有份额、持有人业绩敏感性与基金窗饰行为分组统计

从表3还可以观察到其他分组变量的变化与基金窗饰行为变化之间的关系。首先，我们发现，过去2个月的业绩(a1_2m)越差的基金，rankgap的均值为0.5213，过去2个月的业绩(a1_2m)越好的基金(第5组)，rankgap的均值为0.4751，两组基金rankgap均值差异为0.0462，为rankgap标准差的35%，且这两组基金rankgap的均值在1%的显著性水平上存在显著的差别。可见，基金过去业绩越差，发生窗饰行为的可能性更大。

二、回归分析

1. 模型的建立

本文以rankgap为被解释变量，以可能影响窗饰行为的因素如独立董事比例、机构投资者份额持有比例和持有人业绩敏感性等为解释变量，并控制了其他可能影响基金窗饰行为发生的因素，建立面板数据模型，即：

其中，rankgapi,t度量基金i在t期发生窗饰行为发生的可能性，ci为个体效应，包括影响基金窗饰行为的在时间上恒定的基金个体因素，如基金管理公司的内部组织结构、基金投资风格以及基金管理公司所处的地理位置等；indptr为独立董事比例，pshrins为机构投资者持有基金份额的比例，flow sensitivity为持有人业绩敏感性。control variables为控制变量，包括了那些能够观察到的影响基金窗饰行为的因素。根据Agarwal et al.(2014)[1]等人的研究，我们选取了本季度基金前两个月的业绩、上个季度基金净资产(fund size)、基金管理公司净资产(family size)、基金资金净流入量增长率(flow)、基金成立时间(fundage)、基金管理公司成立的时间(fmcage)以及本季度基金经理人数(dum_mgr，当基金经理人数大于1人，则dum_mgr =1；反之，则dum_mgr =0)。

2. 估计方法

面板数据模型的估计方法主要有固定效应估计法和随机效应估计法。如果模型(9)中的个体效应ci与其它解释变量不相关，则应该采用随机效应估计法，否则应该采用固定效应估计法。本文认为，基金管理公司的内部组织结构等个体效应与基金过去的业绩，基金资产规模、基金管理公司规模是相关的，因此，我们选择固定效应法估计模型，Hausman检验结果也支持固定效应估计法。由于在2005～2012年间，中国资本市场的运行环境在不断发生变化，因此，在模型中还引入了时间虚拟变量。

3. 估计结果

表4给出了对模型(9)采用固定效应估计法得到的估计结果。本文分别采用单因素模型(α1_2m)，三因素模型(α3_2m)和四因素模型(α4_2m)度量基金在各季度前两个月的业绩，并假定持有人的基金买卖行为发生在期末的情况下估计模型(9)，估计结果见表4 Panel A。首先，我们发现，无论采用何种方式度量基金业绩，变量indptr的系数估计值均不显著，表明独立董事比例对基金窗饰行为没有显著影响，与前述分组统计的结果一致，由此，假设H1成立，基金管理公司的独立董事并不能对基金经理的窗饰行为进行监督，提高独立董事比例也不能够更好地约束基金经理的窗饰行为。黎四奇(2008)[18]、孙杨等(2008)[19]认为，基金管理公司的董事会、独立董事制度是基金管理公司的内部治理制度，这些制度的目的是实现基金管理公司股东利益最大化，难以发挥保护基金持有人利益的作用，对此，本文进一步提供了实证证据。其实，即使对于公司型基金，尽管其董事会与基金持有人的利益一致，但研究发现，提高公司型基金董事会中独立董事的比例也并不能降低发生不良行为的概率(Spatt，2006)[16]。其次，无论采用何种方式度量基金业绩，pshins系数估计值均为负，均在5%的显著性水平上显著，由此，我们可以认为，机构投资者持有比例越大，基金经理发生窗饰行为的可能性越小，表明机构投资者的存在对基金经理的投资行为能够产生显著的约束，据此，假设H2成立；第三，flow sensitivity的系数估计值在5%的显著性水平上均不显著，这表明基金持有人的业绩敏感性对基金经理的窗饰行为并不能产生显著影响，投资者“用脚投票”的机制并不能有效约束基金经理的行为，假设H3不成立，这与Qian(2011)[13]基于美国基金市场研究的结论不一致。Qian(2011)[13]发现，基金持有人对基金业绩越敏感，基金发生诸如延时交易(late trading)、选时交易(market timing)等不良行为的可能性越小。

表4 独立董事、机构投资者持有比例、持有人业绩敏感性与基金窗饰行为—回归分析

为什么在我国基金市场上投资者“用脚投票”的机制不能够发挥作用？本文认为，基金持有人的业绩敏感性较低是原因之一。由表1可见，基金持有人业绩敏感性指标平均为0.06%，基金业绩每降低(提高)一单位(以分位数度量)，基金在下个季度的资金流入量增长率较平均水平仅降低(增加)6个基点，以基金平均净资产48亿元计算，带来的额外资金流出(流入)仅288万元，对基金管理公司提取的管理费影响很小，因此，基金经理完全可能忽视投资者“用脚投票”的后果。

从表4 Panel A还发现，无论是以何种方法度量基金业绩，基金前期的业绩越差，基金出现窗饰行为的可能性越大。以四因素模型度量基金业绩为例，α4_2估计系数为-12.25，统计上显著为负，表明基金该季度前2个月的业绩越差，基金经理力图通过粉饰资产组合掩盖自己的投资失误以欺骗投资者的可能性越大；此外，family size的估计系数在5%的显著水平上为负，表明基金管理公司的资产规模越大，基金经理发生窗饰行为的可能性越小。这可能是基金管理公司的资产规模较大，内部监督、检查等内控制度以及对基金经理的业绩评价制度相对较为完善，基金经理通过窗饰行为粉饰资产组合以获得内部认可就更为困难。因此，规模较大的基金管理公司对基金经理的窗饰行为等不良投资行为的约束也更为严格。

前文已经指出，基金在季度内的资金流入流出较多，且净值增长率波动较大的季度，根据(7)、(8)式计算的资金净流入量增长率flow_e(flow_b)差别很大。而flow_e(flow_b)是计算基金业绩敏感性指标flow sensitivity的基础。本节进一步根据(8)式计算的flow_b为基础计算的flow sensitivity，重新估计模型(9)。估计结果见表4 Panel B。

从表4Panel B发现，首先，无论采用何种方法度量基金业绩，独立董事比例indptr的估计系数均不显著，表明基金管理公司董事会中独立董事比例的变化对基金窗饰行为没有明显影响；其次，机构投资者持有份额比例(pshrins)显著为负，表明机构投资者持有基金份额越高，基金经理发生窗饰行为的可能性越小。第三，基金持有人业绩敏感性(flow sensitivity)的估计系数在5%的显著性水平上均不显著，表明持有人业绩敏感性对基金经理窗饰行为没有显著影响。可见，表4Panel B得到的结论与表4 Panel A的结论一致。

4. 稳健分析

Ling et al.(2013)[8]发现，基金的前期业绩会影响到基金的窗饰行为，较差的前期业绩可能促使基金经理粉饰资产组合，因此，基金前期业绩是重要的控制变量。Meir et al.(2004)[9]发现，基金经理的窗饰行为一般发生在各季度的最后一个月。在前文分析中，本文在模型(9)中引入了以不同方法计算在上半年和下半年资产组合报告公布截至月之前的2个月的基金业绩。在本节中，我们引入了以不同方法计算在上半年和下半年资产组合报告公布截至月之前的5个月的基金业绩，重新估计模型(9)，以检验假设H1～H3，所得结果与表4一致10。

结论

本文通过分别运用分组统计和建立面板数据模型两种方法研究了来自基金内部的约束和来自市场的约束对基金窗饰行为的影响。研究发现，来自基金管理公司内部的最为重要的、被监管机构赋予重要职责的独立董事并不能对基金经理粉饰资产组合的行为产生约束，独立董事占董事会比例的高低并不能对基金窗饰行为的产生显著影响；而机构投资者持有基金份额的比例越高，基金发生窗饰行为的可能性越小，机构投资者的存在能够有效约束基金经理的窗饰行为；基金持有人的业绩敏感性对窗饰行为没有显著影响，持有人“用脚投票”的机制不能对基金经理的窗饰行为形成有效约束。

基金经理的窗饰行为会损害持有人的利益，如果不对窗饰行为进行约束，难以保护持有人利益，影响基金市场的健康发展。当前，我国基金内部治理机制并不健全，在此情况下，我们应该进一步发挥市场力量约束基金的诸如窗饰行为等不良投资行为。首先，机构投资者有动力、有能力约束基金经理的窗饰行为，因此，大力发展机构投资者是减少基金窗饰行为的重要途径。其次，强化基金信息披露。鉴于基金资产组合信息对于投资者判断基金经理投资能力的重要性，必须改变当前基金资产组合公布的规则。在不影响基金建仓、持仓的前提下，要求基金必须在合适的时机公布季度甚至月度资产组合的详尽报告。第三，大力发展基金评级机构。鉴于投资者、特别是中小投资者难以正确评价基金经理投资能力，因此，大力发展规范的基金评级机构，为投资者提供投资决策的参考，从而督促基金经理尽职尽责。最后，监管机构必须承担起对基金窗饰行为进行识别、约束并加以惩罚的责任。监管机构可以运用大数据分析手段，对基金经理的交易细节加以分析，以判定是否存在窗饰行为。在此基础上，监管机构应该制定严格的对基金经理不良行为进行处罚的措施，提高基金经理窗饰行为的成本，以减少甚至杜绝这些不良行为的发生。

注释

1. 除了本文所指的这种窗饰行为外，还有其它几种形式的窗饰行为：(1)基金经理在资产组合公布之前降低高风险有价证券的持有数量以使资产组合看起来整体风险更低；(2)基金买入最近财经分析杂志中的出现的热门股票，以使得基金经理看起来更具有投资能力。(3)在公布资产组合之前卖掉与基金承诺的投资风格不相符合的股票；(4)净值拉升行为。

2. 见Qian (2011)[13]、Xie(2011)[17]。

3. 注意，基金的治理不等同于基金管理公司的治理，由于利益冲突，良好的基金管理公司的治理能够保护基金管理公司股东的利益，却并不一定能够保护基金持有人的利益。

4. 当然，如果能够获得基金资产组合的月度数据，Lakonishok et al.(1991)[7]方法就更为准确。

5. 根据规定，我国基金管理公司只在半年报和年报中公布基金资产组合持有的详细数据，因此只能计算第2、4季度基金的rankgap值。Lakonishok et al.(1991)[7]和He et al.(2004)[6]的研究表明，基金经理的窗饰行为一般发生在第2季度和第4季度，尤其是第4季度，因此，只能计算第2，4季度每只基金的rankgap数据不影响本文的结论。

6. Chen et al.(2008)[2]将基金按业绩分为5组，本文认为这样分组过于粗略，不能充分反映基金业绩的分布状况。此外，将全部基金按业绩分为9组而不是10组或8组，主要的考虑是，如果分组数为奇数，则分组组数的中位数刚好是整数，能够方便后续计算。

7. 注意，到当一只基金在t期以前所有季度的基金业绩的分位数均恰好为5时，该基金在t期的业绩敏感性指标flow sensitivityi,t无法计算。Chen et al.(2008)[2]是用当期其它基金的flow sensitivityi,t的均值代替。在本文的计算中，还没有出现这种情况。

8. 本文也计算了更长时间(T=8和T=12)的flow sensitivity，但不改变本文后面的分析结果。

9. 在估计时，市场收益率采用中信标普A股综合指数代表，无风险利率采用一年期定期存款利率代表。公司规模因子、账面市值比因子以及动量因子的计算方法与Fama-French(1993)和Carhart(1997)的方法相同。

10. 限于篇幅，此处所得结果没有列出，需要者可向作者索取。