基金被動調(diào)倉引發(fā)了風(fēng)格漂移嗎？
——兼論基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)效應(yīng)

倪中新，王 嬌，巫景飛

（1.上海大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，上海 200444；2.上海大學(xué) 金融信息研究中心，上海 200444）

一、引言

近年來，公募基金成為居民多元化投資的重要工具，但基金風(fēng)格漂移現(xiàn)象卻普遍存在（Cooper 等，2005；Cao 等，2017）。不少研究表明，風(fēng)格漂移沒有帶來良好的收益表現(xiàn)（Brown 和Harlow，2005；Wermers，2012；Chua 和Tam，2020），甚至長期將阻礙基金市場的健康發(fā)展（許林和汪亞楠，2019）?；痫L(fēng)格漂移是基金經(jīng)理投資管理行為的重要體現(xiàn)?，F(xiàn)有研究圍繞基金特征、基金經(jīng)理個人特征和外部環(huán)境等方面，對基金風(fēng)格漂移開展了廣泛的經(jīng)驗研究（Ferson 和Schadt，1996；Annaert 和Campenhout，2007；郭文偉等，2010；孟慶斌等，2015；寇宗來等，2020）。有學(xué)者在探討美國共同基金風(fēng)格漂移現(xiàn)象時考慮了基金被動調(diào)倉這一因素，但結(jié)果表明基金風(fēng)格漂移不受被動調(diào)倉的影響（Ammann 等，2020）。由于基金投資者的申贖行為，基金經(jīng)理被迫調(diào)倉對原有投資決策執(zhí)行所造成的影響不容忽視，但目前國內(nèi)關(guān)于基金被動調(diào)倉是否引發(fā)基金風(fēng)格漂移缺少充足的證據(jù)。我國權(quán)益市場與美國市場在交易制度、投資工具和投資者結(jié)構(gòu)等方面存在明顯差異，Ammann 等（2020）的研究結(jié)果在我國公募基金市場上未必成立?；鸨粍诱{(diào)倉是否引發(fā)基金風(fēng)格漂移在國內(nèi)是一個值得深入探討的話題。此外，關(guān)于基金季報披露質(zhì)量的重要性也缺少足夠的經(jīng)驗證據(jù)。因此，深入探討基金被動調(diào)倉、基金風(fēng)格漂移與基金季報披露質(zhì)量的內(nèi)在關(guān)系尤為必要。這對于理解基金風(fēng)格漂移現(xiàn)象、助力公募基金行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

基金風(fēng)格漂移這個話題在學(xué)界一直備受關(guān)注，關(guān)于風(fēng)格漂移的測度、檢驗和影響因素的研究不在少數(shù)。基金風(fēng)格漂移的測度是探討相關(guān)問題的基礎(chǔ)，目前主要有定性和定量兩類方法，定性方法是比較基金的名義投資風(fēng)格與實際投資風(fēng)格是否一致（許林和汪亞楠，2019），定量方法是計算基金風(fēng)格隨時間變化的波動率。定量測度方法由Sharpe（1992）首先提出，之后學(xué)者不斷改進測度方法。Idzorek 和Bertsch（2004）提出的風(fēng)格漂移得分（SDS）模型是風(fēng)格漂移量化指標的代表性成果，隨后Bar 等（2005）改進了Idzorek 和Bertsch（2004）的方法，采用四因子模型回歸系數(shù)的平均標準差來度量風(fēng)格漂移程度。他們提出的測度方法可以反映基金在某段時間內(nèi)的風(fēng)格變化及整體風(fēng)格波動程度，被國內(nèi)外學(xué)者廣泛采用。

關(guān)于基金風(fēng)格漂移的影響因素，國內(nèi)外文獻主要關(guān)注了基金經(jīng)理個人特征、基金特征和外部環(huán)境等（Ferson 和Schadt，1996；Annaert 和Campenhour，2007；郭文偉等，2010；孟慶斌等，2015；寇宗來等，2020）。Ammann 等（2020）以美國共同基金為研究對象，在探究基金風(fēng)格漂移對基金未來業(yè)績的影響時，考慮了基金投資者的申贖行為所引致的基金被動調(diào)倉因素。綜合現(xiàn)有文獻，基金被動調(diào)倉這一研究視角比較新穎，但國內(nèi)關(guān)于基金被動調(diào)倉是否引發(fā)基金風(fēng)格漂移缺少充足的證據(jù)，也較少考慮基金季報披露質(zhì)量可能發(fā)揮的重要作用?，F(xiàn)有研究對企業(yè)年報、社會責(zé)任報告、董事長致辭、戰(zhàn)略合作協(xié)議等文本信息的披露質(zhì)量進行了評價（張秀敏等，2021），通常以可讀性作為信息披露質(zhì)量的代理變量（王克敏等，2018），但尚未有學(xué)者針對基金季報的文本內(nèi)容進行評價并展開研究。

本文以我國開放式主動權(quán)益基金為研究對象，從基金被動調(diào)倉的視角考察了基金風(fēng)格漂移的成因。對于基金被動調(diào)倉的測度，Ammann 等（2020）指出基金投資者申購贖回會導(dǎo)致基金資金流入或流出，基金經(jīng)理不得不買賣資產(chǎn)，因而以基金投資者行為所帶來的基金資金流來反映被動調(diào)倉情況。我國開放式主動權(quán)益基金在資產(chǎn)配置比例等方面存在一定的限制，面對投資者申贖所產(chǎn)生的資金流變化，基金經(jīng)理被迫對持倉進行相應(yīng)調(diào)整是必然的。因此，本文參考Ammann等（2020）的測度思路，基于基金資金流來構(gòu)建被動調(diào)倉變量。對于基金風(fēng)格漂移的測度，本文采用國內(nèi)外學(xué)者廣泛使用的定量測度方法。本文的研究結(jié)果與Ammann 等（2020）不同，在我國，基金被動調(diào)倉是引發(fā)基金風(fēng)格漂移的重要因素，且基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響因被動調(diào)倉的類型和基金經(jīng)理個人特征不同而有所差異。

本文還重點討論了基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用。對于基金季報披露質(zhì)量的測度，本文參考蔡顯軍等（2022）對公司戰(zhàn)略合作協(xié)議可讀性的評價方法，借鑒林樂和謝德仁（2016）提出的“文本情感語調(diào)與基金業(yè)績的一致性反映了文本可信性”觀點，以及王宇偉等（2019）刻畫央行“言行一致”的思路，利用文本分析方法從文本可讀性、可信性和“言行一致”三個維度，綜合評價了基金季報披露質(zhì)量。研究結(jié)果表明，基金季報披露質(zhì)量具有顯著的調(diào)節(jié)作用，改善披露質(zhì)量可以緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的不利影響，尤其是對贖回型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用更加有效。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在：第一，Ammann 等（2020）以美國共同基金為研究對象，發(fā)現(xiàn)基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移沒有影響?？紤]到我國公募基金市場與美國市場在交易制度、交易工具和投資者結(jié)構(gòu)等方面存在差異，這一結(jié)論未必適用于我國公募基金市場。本文研究表明，在我國，基金被動調(diào)倉是引發(fā)風(fēng)格漂移的重要因素。此外，Ammann 等（2020）考慮基金被動調(diào)倉旨在探究基金風(fēng)格漂移對基金未來業(yè)績的影響。與Ammann 等（2020）不同，本文重點探究基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的直接影響。第二，本文將基金被動調(diào)倉細分為申購型和贖回型被動調(diào)倉，深入探討了這兩種類型的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響是否存在差異，發(fā)現(xiàn)贖回型被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響更大。第三，本文拓展了文本信息披露質(zhì)量的測度維度，從可讀性、可信性和“言行一致”三個維度構(gòu)建基金季報披露質(zhì)量指標，并發(fā)現(xiàn)基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的不利影響因基金季報披露質(zhì)量的改善而減弱，且基金季報披露質(zhì)量對贖回型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用更加有效。這豐富了文本報告信息披露質(zhì)量的測度方法，提供了關(guān)于基金季報披露質(zhì)量重要性的實證證據(jù)，也為我國公募基金市場資管方和監(jiān)管部門提供了一定的參考價值，對于建設(shè)規(guī)范透明的基金市場、推進公募基金行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）基金被動調(diào)倉與風(fēng)格漂移

我國權(quán)益市場在交易制度、交易工具和投資者結(jié)構(gòu)等方面與國外市場存在差異，公募基金市場上投資者非理性交易特征明顯，申購贖回頻繁且不固定，造成基金資金流變動劇烈（郭文偉等，2011；林博等，2021）。若基金不存在資金流入和流出，則基金經(jīng)理的投資決策和交易行為是自發(fā)的、主動的，可以認為基金經(jīng)理不會因基金資金流而被動調(diào)倉。開放式基金允許投資者自由申贖，面對資金流入流出，基金經(jīng)理會被動調(diào)倉。尤其是基金在資產(chǎn)配置比例等方面存在限制，如股票型基金股票資產(chǎn)比例不得低于80%等，面對投資者行為所帶來的資金流變化，基金經(jīng)理不得不進行交易以滿足要求。

基金被動調(diào)倉在一定程度上影響了基金經(jīng)理的投資決策。一方面，基金被動調(diào)倉影響其執(zhí)行最優(yōu)策略計劃或資產(chǎn)組合配置。面對基金投資者申贖行為所引起的資金流變化，基金經(jīng)理被迫交易會調(diào)整基金現(xiàn)金的持有比例（Yan，2006），也會影響基金經(jīng)理的持倉股票買賣行為（張宗新和繆婧倩，2012），而基金資產(chǎn)配置和投資組合變化是導(dǎo)致基金風(fēng)格漂移程度增大的重要原因。另一方面，被動調(diào)倉使基金經(jīng)理的投資交易更加頻繁（Massa 和Phalippou，2005；Mu?oz 等，2014），換手率大幅增加（林博等，2021）。這在帶來高昂交易成本的同時，也會增加自身失誤的可能性，在一定程度上導(dǎo)致基金風(fēng)格漂移程度增大?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：基金被動調(diào)倉是引發(fā)基金風(fēng)格漂移的重要因素，被動調(diào)倉越嚴重，風(fēng)格漂移程度越大。

（二）基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

隨著自然語言處理技術(shù)的發(fā)展和廣泛應(yīng)用，越來越多的研究開始評價文本信息披露質(zhì)量。基金季報披露內(nèi)容通常包括數(shù)字和文本信息，數(shù)字信息主要總結(jié)歷史業(yè)績狀況，文本信息則主要是對未來的展望等（謝德仁和林樂，2015；劉會芹和施先旺，2022）。本文的基金季報披露質(zhì)量是指基金季報文本內(nèi)容（尤指“展望”內(nèi)容）的披露質(zhì)量，基于基金季報文本部分的語言內(nèi)容和特征進行分析，主要從可讀性、可信性和“言行一致”三個維度綜合評價。

基金季報是基金經(jīng)理與基金投資者之間信息傳遞的重要媒介，其披露質(zhì)量會影響基金投資者的感知和行為（Miller，2010；徐巍等，2021）?？勺x性是文本信息的最基本要求，是信息披露質(zhì)量的重要保證（Courtis，1995），直接影響信息傳遞的效果?？勺x性高的報告有利于投資者獲取信息并進行評價，可以傳遞與投資者分享信息來降低不確定性的意愿，從而獲得投資者的信任（丁亞楠和王建新，2021）。可讀性低的報告則表現(xiàn)出信息披露的模糊性（Li，2008），信息含量衰減（楊丹等，2018；孫文章，2019），甚至導(dǎo)致部分投資者直接放棄解讀并改變其投資決策（Miller，2010）。本文中的可信性和“言行一致”兩個維度分別表示基金季報中所表達預(yù)期的準確性以及基金經(jīng)理實際投資行為與基金季報中提及的名義投資行為的一致性，預(yù)期準確或言行一致可以在一定程度上增加基金季報的有效信息量，有利于增強基金投資者對基金經(jīng)理的信任和認可。

為了更加直觀地觀察基金季報披露質(zhì)量是否具有信息價值，本文將樣本按照基金季報披露質(zhì)量劃分為兩組，對比兩組樣本的基金資金流量特征，以考察基金投資者行為是否存在差異。從表1 中可以發(fā)現(xiàn)，在基金季報披露質(zhì)量較低組，資金流量均值為負，95%置信區(qū)間的上限和下限分別為?0.006 和?0.019；而在基金季報披露質(zhì)量較高組，資金流量均值為正，95%置信區(qū)間的上限和下限分別為0.022 和0.009。均值T檢驗結(jié)果顯示，在基金季報披露質(zhì)量不同的兩組，基金資金流特征存在顯著差異?？梢姡鹜顿Y者行為因基金季報披露質(zhì)量不同而有所差異。本文參考Ammann 等（2020）的做法，基于基金資金流來測度基金被動調(diào)倉，基金季報披露質(zhì)量在一定程度上影響基金被動調(diào)倉情況。

表1 基金資金流均值T 檢驗

改善基金季報披露質(zhì)量還可以傳遞與投資者分享信息來降低不確定性的意愿（丁亞楠和王建新，2021），在一定程度上反映出基金經(jīng)理或基金管理人的態(tài)度。同時，基金季報屬于公開信息，出于維護自身信譽的考慮，基金經(jīng)理在基金運作管理過程中會比較注重投資管理行為。

綜上所述，本文認為與單一的可讀性維度相比，基于三個維度的基金季報披露質(zhì)量綜合評價指標更加豐富。提高基金季報披露質(zhì)量有利于增強基金投資者與基金經(jīng)理之間關(guān)系的穩(wěn)定性（孫雅妮和王君宜，2021），從而在一定程度上影響基金被動調(diào)倉。此外，出于對自身信譽等因素的考慮，基金經(jīng)理在基金運作管理過程中也會注重投資管理行為。基于此，本文認為披露質(zhì)量高的基金季報可以有效調(diào)節(jié)基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：基金季報披露質(zhì)量具有顯著的調(diào)節(jié)作用，改善基金季報披露質(zhì)量可以緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)來自Wind、CSMAR 和云通CMFDB 數(shù)據(jù)庫?？紤]到開放式基金允許自由申購贖回，且可獲取的信息更加充分，本文選擇我國開放式公募基金作為研究對象。由于我國公募基金信息披露在早期存在缺失，本文以2010?2021 年作為樣本區(qū)間。本文對樣本區(qū)間內(nèi)的開放式基金做了如下篩選：（1）由于公募基金從成立到正常運作至少需要一年時間，本文保留了2009 年之前成立并延續(xù)至今的公募基金；（2）考慮到權(quán)益類基金便于研究風(fēng)格漂移行為，本文挑選了交易狀態(tài)正常的主動權(quán)益基金，包括股票型和混合型基金。經(jīng)過上述篩選，本文共得到10 643 個有效樣本。

（二）變量定義

1.基金風(fēng)格漂移。本文采用基于基金凈值的風(fēng)格波動程度來衡量基金風(fēng)格漂移。Elton 等（2003）認為，基金收益的風(fēng)險敞口主要集中在市值因子和賬面市值比因子上。因此，本文基于FF三因子模型即式（1）來構(gòu)建基金風(fēng)格漂移指標。此外，本文還基于FF五因子模型，重新計算基金風(fēng)格漂移指標進行穩(wěn)健性檢驗。

其中，ri,t為基金i的日度收益率，rf,t為無風(fēng)險收益率，MKTt=RM,t?rf,t為市場溢價，S MBt為市值因子，HMLt為價值因子。

本文擬構(gòu)建季度頻率的基金風(fēng)格漂移指標，首先利用基金i在時間t過去60 個交易日（約為1個季度）的日度數(shù)據(jù)，根據(jù)式（1）進行滾動回歸得到基金i的因子暴露βj,i,t，然后計算 βj,i,t的標準差σ(βj,i,T)，σ(βj,i,T)表示季度T基金i在因子j上的漂移程度，最后計算基金i在季度T的整體風(fēng)格漂移程度（S tyleDri fti,T）。

2.基金被動調(diào)倉。Ammann 等（2020）認為，基金投資者申購贖回會導(dǎo)致基金資金流入或流出，基金經(jīng)理被迫買賣資產(chǎn)，所以他們以基金投資者行為所帶來的資金流來反映基金被動調(diào)倉。在我國，開放式主動權(quán)益基金在資產(chǎn)配置比例等方面存在限制，面對資金流變化，基金經(jīng)理不得不對持倉進行調(diào)整以滿足要求。本文參考Ammann 等（2020）衡量基金被動調(diào)倉的方式即式（3），并做了一定的調(diào)整，調(diào)整方式見式（4）。Ammann 等（2020）在進行相關(guān)研究時將樣本以flow的30%、40%和30%進行劃分，本文則采用flow的平方來度量基金被動調(diào)倉（ForceTrade），其數(shù)值越大，被動調(diào)倉越嚴重。

為了避免核心解釋變量測度偏誤所造成的內(nèi)生性問題，本文參考Guercio 和Rerter（2014）以及劉陽等（2015）的方法，計算了基金經(jīng)理的非預(yù)期現(xiàn)金流，基金經(jīng)理因未預(yù)期現(xiàn)金流而被動調(diào)倉是容易理解的。具體計算步驟如下：首先根據(jù)式（5）采用滾動截面回歸得到各期的系數(shù)和然后利用式（6）計算非預(yù)期現(xiàn)金流，最后根據(jù)式（7）基于非預(yù)期現(xiàn)金流來測度基金被動調(diào)倉（ForceTrades）。

其中，解釋變量依次為資金凈流量、季度回報率、FF三因子超額回報率、季度回報率是否在同類基金中排名前20%（虛擬變量）、季度回報率是否在同類基金中排名后20%（虛擬變量）、資產(chǎn)規(guī)模、年齡、季度內(nèi)收益標準差、季度內(nèi)單位分紅額、季度內(nèi)分紅次數(shù)以及家族基金規(guī)模，解釋變量均使用滯后一期值。

3.基金季報披露質(zhì)量。關(guān)于基金季報披露質(zhì)量的測度，本文在可讀性的基礎(chǔ)上增加了可信性和“言行一致”維度進行綜合評價。由于基金季報發(fā)布有延遲，本文基于T?1 季度報告來測算T季度的基金季報披露質(zhì)量。

（1）基金季報可讀性。本文參考蔡顯軍等（2022）衡量上市公司戰(zhàn)略合作協(xié)議可讀性的AR指數(shù)即式（8），構(gòu)建了基金季報可讀性虛擬變量（ReportReadi,T），見式（9）。ReportAR的數(shù)值越大，可讀性越低。當ReportAR不超過中位數(shù)時，認為基金季報可讀性高，賦值為1，否則賦值為0。

其中，numi,T為文本字數(shù)，wordi,T為詞語個數(shù)，seni,T為句子數(shù)。

（2）基金季報可信性。本文參考林樹等（2021）的基金季報文本處理步驟，基于基金季報“展望”內(nèi)容，利用式（10）計算基金經(jīng)理預(yù)期語調(diào)指標（ExpectTonei,T）。這種計算方式將基金經(jīng)理預(yù)期語調(diào)標準化至區(qū)間[?1，1]內(nèi)，數(shù)值越大表明基金經(jīng)理對未來的預(yù)期越好。本文進一步構(gòu)建了基金季報可信性虛擬變量（ReportCrediti,T），見式（11）。當基金經(jīng)理預(yù)期語調(diào)（ExpectTonei,T?1）與基金季度收益率（Reti,T）方向一致時，認為基金季報可信性高，賦值為1，否則賦值為0。

其中，Posi,T和Negi,T分別為正面和負面語調(diào)詞匯數(shù)。

（3）基金經(jīng)理“言行一致”。本文借鑒王宇偉等（2019）刻畫央行“言行一致”的思路，通過判斷基金經(jīng)理實際投資行為與基金季報“展望”中的名義投資行為的重合情況，衡量基金經(jīng)理的言行一致程度。具體步驟如下：首先，以基金季報“展望”內(nèi)容為基礎(chǔ)，分詞獲取季報涉及的所有行業(yè)名稱構(gòu)建詞袋；然后，獲取各基金在基金季報“展望”中顯示的投資行業(yè)名稱；接著，利用未來一個季度的基金收益率與行業(yè)指數(shù)收益率對基金進行行業(yè)歸因，得到基金的實際投資行業(yè)；最后，計算實際投資行業(yè)個數(shù)與“展望”中提及的投資行業(yè)個數(shù)的比值，以此度量基金經(jīng)理的言行一致程度（ReportWAi,T）。

其中，Na,i,T表示基金i在季度T的實際投資行業(yè)個數(shù)，Nw,i,T表示基金i在T?1 季度報告中顯示的投資行業(yè)個數(shù)。

基金季報披露質(zhì)量（ReportQuality）由式（13）計算得到。

4.基金業(yè)績表現(xiàn)。本文采用經(jīng)過FF三因子模型風(fēng)險調(diào)整后的收益作為基金業(yè)績的代理變量，見式（14）。

5.控制變量。本文控制了基金特征、基金經(jīng)理特征以及外部環(huán)境因素?；鹛卣靼ɑ鹨?guī)模、基金年齡等，基金經(jīng)理特征包括基金經(jīng)理性別、學(xué)歷等，外部環(huán)境因素包括經(jīng)濟政策不確定性、全市場估值水平和市場波動率?？刂谱兞慷x見表2。為了避免異常值的影響，本文對連續(xù)變量進行了縮尾處理。

表2 控制變量定義

（三）模型設(shè)定

為了檢驗基金被動調(diào)倉是否引發(fā)基金風(fēng)格漂移，本文構(gòu)建了面板回歸模型（15）。為了避免可能存在的組內(nèi)自相關(guān)和組間異方差的影響，根據(jù)模型（15）進行回歸時使用聚類穩(wěn)健標準誤，系數(shù)δ1的符號及顯著性是本文關(guān)注的重點。

其中，F(xiàn)orceTrade為核心解釋變量，Contr為控制變量；θi和 θY分別為個體與時間固定效應(yīng)，Y為季度T所在年份；δ0為模型截距項，ε為隨機誤差項。

為了檢驗基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用，本文在模型（15）的基礎(chǔ)上引入基金季報披露質(zhì)量及其與基金被動調(diào)倉指標的交叉項，見模型（16）。本文重點關(guān)注系數(shù) δ1

1的符號及顯著性。

其中，ReportQuality為調(diào)節(jié)變量。參考江艇（2022）的研究，為使 δ1具有更加直觀的含義，本文對模型（16）中的ReportQuality進行中心化處理，δ1表示ReportQuality為平均水平時，基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的邊際影響。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3 列示了本文變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn)，基金風(fēng)格漂移（S tyleDrift）的均值超過中位數(shù)，標準差0.747，說明我國基金風(fēng)格漂移程度呈現(xiàn)明顯的右偏分布且存在較大差異?；鸨粍诱{(diào)倉（ForceTrade）的均值明顯超過中位數(shù)，說明基金被動調(diào)倉變量呈現(xiàn)右偏分布，部分基金被動調(diào)倉比較嚴重?；鸺緢笈顿|(zhì)量（ReportQuality）的均值為0.366，中位數(shù)為0.333，反映出我國基金季報披露質(zhì)量總體上處在較低水平。

表3 變量描述性統(tǒng)計

（二）基準回歸分析

表4 列示了基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的基準回歸結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn)，基金被動調(diào)倉（ForceTrade）的系數(shù)顯著為正，表明基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響，基金被動調(diào)倉越嚴重，基金風(fēng)格漂移程度越大，這初步驗證了假設(shè)1。

表4 基準回歸：基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響

（三）內(nèi)生性分析

1.反向因果問題。針對可能存在的反向因果問題，本文參考宋科等（2022）的解決方法。他們在探討ESG投資與銀行流動性創(chuàng)造的關(guān)系時，將核心解釋變量和控制變量均取滯后一期值以緩解反向因果問題。基于上述做法，本文將模型（15）調(diào)整為模型（17）。

本文利用模型（17）重新檢驗基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響，結(jié)果見表5 中列（1）。引入滯后項后，本文采用GMM方法對模型再次進行估計，結(jié)果見表5 中列（2）。從中可以發(fā)現(xiàn)，基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響依然顯著，基金被動調(diào)倉越嚴重，基金風(fēng)格漂移程度越大，結(jié)論穩(wěn)健有效，這再次驗證了假設(shè)1。

表5 內(nèi)生性分析：反向因果問題

2.測度偏誤問題。針對核心解釋變量的測度偏誤問題，本文基于基金經(jīng)理非預(yù)期現(xiàn)金流來測度基金被動調(diào)倉變量并重新進行檢驗，結(jié)果見表6。從中可以發(fā)現(xiàn)，基于非預(yù)期現(xiàn)金流來測度基金被動調(diào)倉后，其系數(shù)仍顯著為正，表明基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響，被動調(diào)倉越嚴重，風(fēng)格漂移程度越大，這再次驗證了假設(shè)1。

表6 內(nèi)生性分析：測度偏誤問題

（四）穩(wěn)健性檢驗

第一，將FF三因子模型替換為FF五因子模型，重新計算基金風(fēng)格漂移指標（S tyleDrifts）進行回歸。第二，本文計算基金現(xiàn)金流和非預(yù)期現(xiàn)金流在過去一段時間的波動（ForceTradestd和）來衡量基金被動調(diào)倉情況，波動程度越大，被動調(diào)倉越嚴重。

其中，τ取決于計算基金被動調(diào)倉的時間窗寬。

表7 中列（1）和列（2）列示了更換被解釋變量后的回歸結(jié)果。無論是基于基金資金流還是非預(yù)期現(xiàn)金流，基金被動調(diào)倉變量的系數(shù)均顯著為正，基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響仍顯著。列（3）至列（8）分別以過去3 期、4 期和5 期的數(shù)據(jù)來計算ForceTradestd和，兩者的系數(shù)均顯著為正。上述結(jié)果均驗證了假設(shè)1，即基金被動調(diào)倉是引發(fā)基金風(fēng)格漂移的重要因素。

表7 穩(wěn)健性檢驗

（五）異質(zhì)性分析

1.被動調(diào)倉類型?；鹜顿Y者的申購和贖回行為所帶來的資金流變化方向不同，不同類型的被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響可能有所差異。本文進一步計算基金經(jīng)理的申購型和贖回型被動調(diào)倉。

其中，PurchaseAmounti,T為申購額，RedemptAmounti,T為贖回額，τ取決于計算的時間窗寬。

本文討論了不同類型的被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響，結(jié)果見表8。從中可以發(fā)現(xiàn)，申購型和贖回型被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移均有顯著的正向影響。而與申購型被動調(diào)倉相比，贖回型被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響更大。

表8 異質(zhì)性分析：不同類型的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響

2.基金經(jīng)理特征。為了深入認識基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響，本文進一步考慮了基金經(jīng)理特征因素，結(jié)果見表9。其中，列（1）和列（2）分別列示了女性和男性基金經(jīng)理樣本的回歸結(jié)果，男性基金經(jīng)理所管理基金的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響；列（3）和列（4）分別列示了低學(xué)歷和高學(xué)歷基金經(jīng)理樣本的回歸結(jié)果，低學(xué)歷基金經(jīng)理所管理基金的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響；列（5）和列（6）分別列示了基金經(jīng)理管理期限較短和較長兩個樣本的回歸結(jié)果，在基金經(jīng)理管理期限較短的情況下，被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有正向影響；列（7）和列（8）列示了基于基金經(jīng)理從業(yè)經(jīng)驗的回歸結(jié)果，在基金經(jīng)理從業(yè)經(jīng)驗更豐富的情況下，基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著的正向影響。

表9 異質(zhì)性分析：基金經(jīng)理特征

五、進一步討論

在探討基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響后，本文通過檢驗基金風(fēng)格漂移與未來一期業(yè)績的關(guān)系，進一步探討基金風(fēng)格漂移的經(jīng)濟后果。關(guān)于基金風(fēng)格漂移對未來業(yè)績的影響，現(xiàn)有研究沒有形成一致結(jié)論。有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)風(fēng)格漂移改善了基金業(yè)績（Holmes 和Faff，2007；Ainsworth 等，2008），也有學(xué)者得到相反的結(jié)論（Brown 和Harlow，2005；Wermers，2012；Chua 和Tam，2020）。本文的分析結(jié)果見表10，基金風(fēng)格漂移的系數(shù)在1%的水平上顯著為負。這表明我國開放式主動權(quán)益公募基金的風(fēng)格漂移越嚴重，其未來業(yè)績表現(xiàn)越差。

表10 基金風(fēng)格漂移對未來業(yè)績的影響

上文研究表明，基金被動調(diào)倉是引發(fā)風(fēng)格漂移的重要因素，而基金風(fēng)格漂移導(dǎo)致基金未來業(yè)績下滑。接下來，本文重點探討基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用，試圖考察基金季報披露質(zhì)量是否可以作為一個有效工具來緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的不利影響。表11 中列（1）和列（2）列示了基金季報披露質(zhì)量作為調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn)，無論是基于基金資金流還是非預(yù)期現(xiàn)金流，基金被動調(diào)倉的系數(shù)均顯著為正，表明基金被動調(diào)倉越嚴重，基金風(fēng)格漂移程度越大；而基金季報披露質(zhì)量與基金被動調(diào)倉的交叉項系數(shù)均顯著為負，表明基金季報披露質(zhì)量具有顯著的負向調(diào)節(jié)作用。這意味著隨著基金季報披露質(zhì)量的改善，被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的不利影響減小，初步驗證了本文假設(shè)2。

表11 基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

本文采用基金現(xiàn)金流和非預(yù)期現(xiàn)金流在過去4 期的波動情況來衡量被動調(diào)倉，再次檢驗了基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用，表11 中列（3）和列（4）結(jié)果顯示，在更換衡量方式后，基金被動調(diào)倉的系數(shù)顯著為正，基金季報披露質(zhì)量與基金被動調(diào)倉的交叉項系數(shù)顯著為負。這表明基金季報披露質(zhì)量具有顯著的調(diào)節(jié)作用，基金季報披露質(zhì)量的改善能夠在一定程度上緩解基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的不利影響，假設(shè)2 再次得到驗證。

本文還檢驗了不同類型的被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響是否受到基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用。表12 結(jié)果顯示，申購型被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移具有顯著影響，而基金季報披露質(zhì)量與申購型被動調(diào)倉的交叉項系數(shù)不顯著，表明基金季報披露質(zhì)量沒有發(fā)揮明顯的調(diào)節(jié)作用。但基金季報披露質(zhì)量與贖回型被動調(diào)倉的交叉項系數(shù)顯著為負，表明基金季報披露質(zhì)量在一定程度上緩解了贖回型被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的不利影響?？偟膩碚f，提高基金季報披露質(zhì)量有利于緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的影響，尤其是對贖回型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用更加有效。

表12 基金季報披露質(zhì)量對不同類型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用

六、結(jié)論與政策建議

本文利用我國2010?2021 年開放式權(quán)益類公募基金的季度面板數(shù)據(jù)，探討了基金投資者申贖行為所引致的基金被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響，并關(guān)注了基金季報披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，基金投資者申贖行為所造成的基金被動調(diào)倉是引發(fā)基金風(fēng)格漂移的重要因素，被動調(diào)倉越嚴重，基金風(fēng)格漂移程度越大。這一研究結(jié)論在經(jīng)過內(nèi)生性和穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，申購型與贖回型被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移均有顯著的正向影響，但贖回型被動調(diào)倉對基金風(fēng)格漂移的影響更大；此外，基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的正向影響因基金經(jīng)理個人特征不同而有所差異，對于男性、較低學(xué)歷、管理期限較短以及從業(yè)經(jīng)驗較豐富的基金經(jīng)理，其所管理基金的被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移具有顯著影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，基金風(fēng)格漂移對基金未來業(yè)績產(chǎn)生了負面影響，而提高基金季報披露質(zhì)量能夠緩解基金被動調(diào)倉對風(fēng)格漂移的不利影響，尤其是對贖回型被動調(diào)倉的調(diào)節(jié)作用更加有效。

本文研究表明，基金被動調(diào)倉是基金風(fēng)格漂移不可忽視的影響因素，而且基金季報披露質(zhì)量具有重要作用。這為政府監(jiān)管部門提供了重要的參考價值。在推進公募基金行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展過程中，有必要加快完善信息披露制度，提高披露質(zhì)量要求，強化信息披露監(jiān)管，保證信息披露的及時性和完整性，堅持打造規(guī)范透明的公募基金市場，為公募基金行業(yè)的健康持續(xù)發(fā)展提供保障。同時，基金管理人、基金經(jīng)理應(yīng)扮演好自身角色，厚植行業(yè)文化理念，堅持遵循信托責(zé)任，以維護投資者權(quán)益為首要任務(wù)，注重基金資產(chǎn)的長期管理，著力打造公募基金行業(yè)良好發(fā)展生態(tài)。