基金評級的變化是否會對股票價格產(chǎn)生系統(tǒng)性影響

1、引言自 20 世紀(jì) 80 年代以來，美國散戶所持有的共同基金的股票持倉一直在穩(wěn)步增長，在 21 世紀(jì)初達(dá)到了總市值的 25%左右。在如此高的持有比例下，指導(dǎo)家庭投資的建議可能在推動資本流動和塑造金融市場方面發(fā)揮核心作用。在美國共同基金投資者遵循的各種建議中，晨星公司的星級評級可能是最受關(guān)注的，是投資平臺和基金家族向投資者展示信息的重要組成部分。本文檢驗(yàn)了評級驅(qū)動的需求是否會導(dǎo)致股票市場的系統(tǒng)性價格波動。研究表明，2002 年的晨星改革舉措極大地改變了投資者在投資風(fēng)格上的資本配置，這反過來又顯著改變了投資風(fēng)格回報的時間序列和橫截面變化（即，晨星評級可以引起股票市場的持續(xù)的系統(tǒng)性價格波動）。200

2、2 年 6 月之前，晨星評級與共同基金過去的表現(xiàn)基本一致。在此期間，晨星公司根據(jù)共同基金在所有美國股票型基金中的表現(xiàn)排名，對共同基金進(jìn)行評級（不考慮其風(fēng)格傾向，并對載荷和波動進(jìn)行小幅調(diào)整）。由于基金業(yè)績的很大一部分是由投資風(fēng)格決定的（例如，小盤股或成長型基金），追求類似投資風(fēng)格的基金的評級也高度相關(guān)。根據(jù)晨星公司 2002 年 6 月之前的方法，投資高評級基金基本上等同于追逐基金的歷史回報。2002 年 6 月，晨星公司對其評級方法進(jìn)行了修訂，開始結(jié)合基金風(fēng)格對基金進(jìn)行基準(zhǔn)評估，使得基金評級在不同風(fēng)格之間實(shí)現(xiàn)了平衡。圖表 1 顯示了改革的結(jié)果，2002 年 6 月之后，不同風(fēng)格的基金在平均評級

3、上的差異消失。圖表 1 晨星基金風(fēng)格評級資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，本文研究了此次改革對股票市場的系統(tǒng)性影響，并將實(shí)證分析分為了四個部分。第一部分，文獻(xiàn)證明了投資者資本流動對評級變化作出反應(yīng)，且資本流動驅(qū)動的交易產(chǎn)生價格壓力。脈沖響應(yīng)分析表明，評級的提高會導(dǎo)致共同基金資金流的激增，而資金流的增加會導(dǎo)致同期股價的上漲和隨后的反轉(zhuǎn)。在控制基金和股票的歷史回報，以及對股票回報具有顯著預(yù)測作用的因素后，文章使用持有該股票的基金滯后一期的平均評級變化對股票回報進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)評級對股票回報的影響在經(jīng)濟(jì)和統(tǒng)計上均顯

4、著。第二部分，文獻(xiàn)檢驗(yàn)了評級驅(qū)動的需求對回報的系統(tǒng)性影響。2002 年6 月之前，評級變動幅度最大的風(fēng)格吸引了大量資本流入，它們的回報表現(xiàn)出動量和隨后的反轉(zhuǎn)。2002 年 6 月之后，評級均勻的分布在不同的風(fēng)格中，因此追逐評級的資金流分布在整個風(fēng)格譜中。追逐評級的投資者在不知不覺中停止了對一部分“贏家”風(fēng)格施加價格壓力，使得評級導(dǎo)致的風(fēng)格動量和反轉(zhuǎn)效應(yīng)減弱。第三部分，文獻(xiàn)關(guān)注 2002 年 6 月前后的一個短窗口期，以期更清晰的識別改革帶來的影響，并進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)以排除其他可替代性解釋。研究結(jié)果均支持文獻(xiàn)的結(jié)論，即評級改革對風(fēng)格層面的資本流動和回報產(chǎn)生了因果影響。第四部分總結(jié)全文，晨星

5、公司在基金評級上實(shí)施的改革對投資者在不同投資風(fēng)格之間的配置產(chǎn)生了持久的影響。這種資本流動的重新配置使得風(fēng)格回報的時間序列和橫截面變動產(chǎn)生了變化。這些發(fā)現(xiàn)凸顯了非基本面需求在形成系統(tǒng)性回報中的重要性。與傳統(tǒng)的資產(chǎn)定價假設(shè)價格變動僅由現(xiàn)金流和貼現(xiàn)率的變化來解釋（Cochrane, 2011）不同，該領(lǐng)域的研究發(fā)現(xiàn)了指數(shù)成分股的變動（Harris and Gurel, 1986; Shleifer, 1986; Wurgler and Zhuravskaya, 2002; Chang, Hong, and Liskovich, 2015）、共同基金的資金流動（Coval and Stafford,

6、2007; Lou, 2012; Huang, Song, and Xiang, 2020; Li, 2021）、可交易基金的資金流動（Ben-David, Franzoni, and Moussawi, 2018; Brown, Davies, and Ringgenberg, 2021）以及其他機(jī)構(gòu)投資者需 求（Koijen andYogo, 2019; Parker, Schoar, and Sun, 2020; Ben-David et al., 2021a）引起的價格效應(yīng)。Teo and Woo（2004）以及 Froot and Teo（2008）的開創(chuàng)性研究表明，機(jī)構(gòu)需求可以驅(qū)動

7、風(fēng)格層面的回報。Gabaix and Koijen （2021b）表明，需求引起的總價格影響系數(shù)大于特質(zhì)性需求引起的價格影響系數(shù)。本文的研究同樣證實(shí)了上述結(jié)論。數(shù)據(jù)與變量構(gòu)建共同基金樣本從 CRSP 共同基金數(shù)據(jù)庫（Survivor-Bias-Free US Mutual Fund Database）獲得 1991 年 1 月至 2018 年 12 月基金回報和總凈資產(chǎn)（TNA）月度數(shù)據(jù)。使用 Russ Weimers MFLINKS（Wermers, 2000）的方法在基金層面匯總所有股票類別?；鸬募径瘸謧}數(shù)據(jù)來自 Thomson Reuters 共同基金持倉數(shù)據(jù)庫（ S12 ）。利用 C

8、RSP/Compustat 合并數(shù)據(jù)庫中的股票回報和特征數(shù)據(jù)對持股數(shù)據(jù)進(jìn)行擴(kuò)充。根據(jù)共同基金文獻(xiàn)（e.g., Coval and Stafford 2007），基金 j 在 t 月的資金流量被定義為流入該基金的凈流量除以滯后的 TNA：Flowj,t TNAj,t TNAj,t 1(1 R etj,t )（1）本文從Morningstar Direct 獲得基金的晨星評級和風(fēng)格分類數(shù)據(jù)，并依據(jù) Pstor, Stambaugh, and Taylor (2020)的匹配表將該數(shù)據(jù)與 CRSP 共同基金數(shù)據(jù)合并。晨星公司在個股層面進(jìn)行評級。本文依據(jù) Barber, Huang, and Odea

9、n （2016）對不同股票類別凈資產(chǎn)加權(quán)，得到基金水平的總體評級。從樣本中剔除凈資產(chǎn)低于 100 萬美元的共同基金，并對每個月的共同基金流量進(jìn)行上下各 0.5%的縮尾處理。最終的樣本包含 3305 個共同基金的 454,787 個基金-月度觀察值。個股與風(fēng)格評級文獻(xiàn)聚焦于評級驅(qū)動的需求對股票和風(fēng)格組合的影響，因此，對評級在個股和風(fēng)格層面進(jìn)行了整合。將股票 i 在 t 月的晨星評級和變化定義為持有股票 i 的所有基金 j 在上月底的持股加權(quán)平均評級： fund jJ ShareHeldi, j ,t 1 Rating j ,t ,tRatingstyle fund jJ fund jJShare

10、Heldi, j ,t 1（2）Ratingstyle fund jJ ShareHeldi, j,t 1 (Rating j,t Rating j,t 1 )（3） ,t fund jJShareHeldi, j,t 1對于給定風(fēng)格，定義風(fēng)格水平的評級和評級變動為：Ratingstyle Ratingstock（4） ,ti,t 1istyle i,tRatingstyle Ratingstock（5） ,ti,t 1istyle i,t,1其中， 是基于晨星公司風(fēng)格分類的共同基金的總持有量，在對應(yīng)風(fēng)格下股票i 所占的投資組合權(quán)重。晨星評級與 2002 年改革的背景晨星公司在 1985 年推

11、出共同基金評級體系后，迅速成為引導(dǎo)投資者選擇共同基金的行業(yè)領(lǐng)導(dǎo)者。從早期開始，晨星公司的評級方法就一直是公開透明的。晨星公司會總結(jié)基金近期及歷史回報，對回報波動率和費(fèi)用進(jìn)行調(diào)整，從而對基金進(jìn)行評級。根據(jù)基金的發(fā)行年限、歷史業(yè)績回顧該基金在過去 3 年、5 年和 10 年的表現(xiàn)，最近 3 年的回報占更大的權(quán)重。然后，晨星公司根據(jù)基金的表現(xiàn)進(jìn)行排名，并以固定的比例（10%、22.5%、35%、22.5%和 10%）給予 1-5 星的評級。由于風(fēng)格業(yè)績是基金業(yè)績的重要組成部分，因此，基金評級對風(fēng)格業(yè)績的依賴程度較高。在互聯(lián)網(wǎng)泡沫破滅之后，許多專注于大盤成長股的基金經(jīng)理抱怨說他們的基金評級大幅下降。這

12、些基金經(jīng)理認(rèn)為，評級幾乎不能反映他們自己的貢獻(xiàn)，且大多與他們未控制的風(fēng)格回報相關(guān)聯(lián)。在此背景下，2002 年 6 月，晨星公司對其評級方法進(jìn)行了改革，按照風(fēng)格類別進(jìn)行排名。圖表 2 匯報了改革前后評級分布的變化情況。2002 年之前，晨星評級與基金歷史回報高度相關(guān)。2002 年 6 月之后，評級獨(dú)立于風(fēng)格表現(xiàn)。因此，追逐評級的投資者的需求被更均勻的分布到了所有的風(fēng)格中。圖表 2 晨星公司評級方法在 2002 年前后對比資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，評級追逐行為與價格影響在整個樣本期內(nèi)，投資者對評級的依賴

13、程度很高。文獻(xiàn)使用脈沖響應(yīng)分析來研究評級變化對資金流量和回報的影響。研究表明，評級變化使得回報具有穩(wěn)健的橫截面可預(yù)測性。評級驅(qū)動的需求對股票回報的預(yù)測作用甚至強(qiáng)于一些普遍顯著的預(yù)測因子，例如價值、動量和盈利能力。無論評級方法如何，投資者都在追逐評級由于本文的識別依賴于晨星評級方法的改革，因此檢驗(yàn)共同基金投資者在 2002年 6 月之后是否繼續(xù)依賴晨星評級是很重要的。圖表 3 左圖匯報了不同晨星評級的共同基金的平均資金流。在樣本期內(nèi)，五星級基金平均收到的資金流相當(dāng)于其 AUM的 2%-3%，這意味著五星級基金的資產(chǎn)管理規(guī)模在 1 年內(nèi)增長了 25%-40%。相比之下，一星級基金每月的資金流出率是

14、其資產(chǎn)管理規(guī)模的 1.5%-2%。這些規(guī)律在 2002 年 6 月之后依然存在。本文在控制了 36 個滯后期的基金月度回報后，使用 3年滾動窗口的TNA加權(quán)Fama-MacBeth 回歸來估計資金流對滯后基金評級的反應(yīng)。圖表 3 右圖匯報了回歸結(jié)果，估計系數(shù)僅在樣本上略有變化，在 2002 年改革前后并沒有明顯的下降。圖表 3 各晨星評級共同基金資金流（左）以及 TNA 加權(quán) Fama-MacBeth 回歸系數(shù)（右）資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，上述結(jié)果表明，無論評級方法如何，共同基金投資者的配置都依賴

15、于晨星評級。但是，評級改革導(dǎo)致了風(fēng)格層面的資金流的顯著變化。由于 2002 年 6 月之后的評級構(gòu)建涵蓋了風(fēng)格，風(fēng)格層面的資金流的分散度在改革后顯著下降。這在圖表 4 中可以看出。后續(xù)的結(jié)果也表明，評級追逐行為導(dǎo)致的風(fēng)格層面的相關(guān)需求在改革后基本消失。圖表 4 風(fēng)格層面共同基金資金流資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，個股層面評級引發(fā)的價格壓力接下來，文獻(xiàn)證明晨星評級通過資金流驅(qū)動交易來顯著影響股價。在后續(xù)的分析中，本文將探討評級引導(dǎo)的風(fēng)格需求對風(fēng)格回報的影響。文獻(xiàn)分別估計兩個連鎖效應(yīng)來評估評級對股票回報的影

16、響：（a）資金流對晨星評級變化的反應(yīng)；（b）股票回報對資金流驅(qū)動的交易的反應(yīng)。本文首先估計資金流量對晨星評級變化的反應(yīng)：Flowj,t a b1 Rating j.t 1 b36 Rating j.t 36 X j,t u j,t（6）其中，,包含 36 個月的資金流滯后項，以及前 3 年累積基金回報和調(diào)整后基準(zhǔn)回報的十分位數(shù)指標(biāo)。調(diào)整后基準(zhǔn)回報定義為基金回報超過同一晨星類別基金的AUM 加權(quán)平均回報。文獻(xiàn)使用十分位數(shù)指標(biāo)來考慮資金流與歷史業(yè)績的非線性關(guān)系（Chevalier and Ellison, 1997）。為了衡量資金流動導(dǎo)致的股票交易量，文獻(xiàn)跟隨 Lou（2012）的方法計算每只股票

17、 i 由資金流驅(qū)動的交易量（FIT），即由資金流動導(dǎo)致的共同基金在股票 i 的交易量。估計股票回報對FIT 的反應(yīng)： fund jJ SharesHeldi, j,t 1 Flowj,tFITi,t fund jJSharesHeldi, j,t 1（7）Reti,t a c0 FITi.t c1 FITi.t 1 c36 FITi.t 36 ui,t（8）圖表 5 左圖匯報了累積響應(yīng)系數(shù)（1, 1 + 2, ）的變化。可以看出，基金評級上每一星級的變化，在未來 24 個月平均會增加 6%-7%的資金流動。這一結(jié)果與之前的研究一致，即在控制基金歷史業(yè)績后，評級的離散變化會導(dǎo)致資金流的巨大差異（

18、Del Guercio and Tkac, 2008; Reuter and Zitzewitz, 2021）。圖表 5 右圖匯報了累積響應(yīng)系數(shù)（0, 0 + 1, ）的變化。共同基金通過 FIT 每增加 1%的持有量會立刻導(dǎo)致約 0.6%的同期價格壓力，并在隨后的 1-2 年內(nèi)完全反轉(zhuǎn)。圖表 5 資金流對基金評級變動的累積響應(yīng)（左）以及股票回報對資金流驅(qū)動的交易的累積收益（右）資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，基于這兩種影響，本文預(yù)測評級的變化會影響股票回報，這種影響將來自評級變動而非評級水平。為了便于分

19、析評級變化產(chǎn)生的價格影響，文章取最近的評級變化的加權(quán)平均和，權(quán)重對應(yīng)于每個滯后項對回報的影響程度。通過直接估計股票回報對過去 24 個滯后期的個股水平評級變化的反應(yīng)，得到一個加權(quán)組合。圖表 6 匯報了加權(quán)系數(shù)，可以看出，更近期的評級變化影響更大，更遙遠(yuǎn)的評級變化的系數(shù)趨近于零。圖表 6 股票回報對評級變化的非累積反應(yīng)及擬合的指數(shù)（綠線）資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，由于影響主要發(fā)生在前 12 個月，本文使用以下加權(quán)求和計算過去的評級變動：12ExpSum(Rating)i,t 1 k Ratingi,t

20、 kk 1（9）其中，= 12(1) 1， 12 = 12，權(quán)重隨因子 = 0.76（由響應(yīng)的最小112=1 二乘擬合估計得到）衰減。為了進(jìn)一步驗(yàn)證基于價格壓力的解釋，本文檢驗(yàn)價格動量是否產(chǎn)生反轉(zhuǎn)。根據(jù)(),1在每個月將紐交所的股票按十分位分組構(gòu)建投資組合，并跟蹤組合在接下來 3 年的表現(xiàn)。圖表 7 匯報了相關(guān)結(jié)果。在過去的評級變動中，排名前十分之一的股票在隨后的 12-18 個月的表現(xiàn)比排名后十分之一的股票高出約 20%。這兩組股票的累積回報差會在 36 個月后恢復(fù)。圖表 7 上、下十分位數(shù)的股票累積市值加權(quán)的價格路徑變化資料來源：Ratings-Driven Demand and Syst

21、ematic Price Fluctuations，股票回報的橫截面可預(yù)測性為了更好的了解評級驅(qū)動的的股票回報的可預(yù)測性，本節(jié)將評級變化與一些表現(xiàn)突出的回報預(yù)測因子進(jìn)行比較。具體地說，文獻(xiàn)估計收益預(yù)測模型：Return d Rating S X S f X f u（10）i,t 1i,t 1ht 1i,ti,ti,t,其中， 為基于股票的控制變量，包括滯后一個月的回報、動量，長期反轉(zhuǎn)，,規(guī)模，價值，盈利能力和投資（成長能力）。 為基金-股票的控制變量，包括基金持有股票 i 的流通股份額，截至 t-1 期對于股票 i 的持有份額加權(quán)的平均 3 年基金回報和調(diào)整后基準(zhǔn)回報。本章的分析僅包含截至上個

22、月底至少有一只基金持有的股票，使用Fama-MacBeth 進(jìn)行估計，標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過 Newey-West 調(diào)整。圖表 8 報告了來自評級和股票特征的收益預(yù)測的回歸結(jié)果。第（1）列顯示股票回報如何與特征相關(guān)，不包含評級變化或任何基金水平的控制變量。結(jié)果表明，在樣本期內(nèi)沒有明顯的規(guī)模溢價，投資和盈利能力是股票回報穩(wěn)健的預(yù)測指標(biāo)。文章使用三組不同樣本來估計式（10）：股票全樣本，截至上個月末至少被三個共同基金持有的股票樣本，以及除微型股以外的所有股票樣本。結(jié)果分別在圖表 8 列（2）、列（4）及列（6）中報告。評級變動對股票回報的影響在量級和統(tǒng)計意義上均比規(guī)模、價值、長期反轉(zhuǎn)等因素的影響更強(qiáng)。當(dāng)分析

23、限制在非微型股時，評級能夠比其他所有預(yù)測因子更好的預(yù)測回報。在第（3）、（5）、（7）列中，本文對公式（10）進(jìn)行了修改，將評級變動和滯后 3 年的基金回報率乘截至上個月末共同基金持有的股票市值的比例。分析的結(jié)果是穩(wěn)健的。圖表 8 來自評級和股票特征的收益可預(yù)測性資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，圖表 9 結(jié)果表明，評級驅(qū)動的回報可預(yù)測性對評級變化區(qū)間或加權(quán)方案的合理變化不敏感。圖表 9 報告了,11， = 3, 6, 9 和 12時的估計系數(shù)，每個滯后的評級變化均為等權(quán)計算的。和圖表 6 的結(jié)果一致，這種

24、影響在前 6 個月特別強(qiáng)烈，在最初的 9 個月后開始逐漸減弱。圖表 9 的中間部分檢驗(yàn)了結(jié)果對于控制基金歷史回報和資金流之間的非線性關(guān)系后依然是穩(wěn)健的。本文采用一種不可知論的方法對式（10）進(jìn)行修改，以考慮非線性效應(yīng)。具體而言，本文將基于基金-股票的 3 年滯后基金平均回報的控制變量由一個連續(xù)變量變?yōu)榇砘饻蠡貓笫治粩?shù)的 10 個指標(biāo)變量。所有的結(jié)果都是穩(wěn)健的。在圖表 9 的底部，本文驗(yàn)證了考慮資金流對不同評級變化閾值的不同響應(yīng)結(jié)果的穩(wěn)健性。正如 Del Guercio and Tkac (2008) and Reuter and Zitzewitz (2021)所述，在基金層面，4/5

25、 星和 3/4 星評級閾值的資金流影響要比 2/3 星和 1/2 星閾值的影響大。由于絕大多數(shù)股票由多個基金持有，這種異質(zhì)性是否會在個股層面產(chǎn)生影響尚不清楚，但我們再次采取一種不可知論的方法，簡單地做一定修改，以允許異質(zhì)性評級變化的影響。估計以下的邊際效應(yīng)：對 1-/2-、2-/3-、3-/4-和 4-/5-星級分別使用閾值 0.120、0.340、0.620 和 0.623。然后，當(dāng)綜合基金水平的評級在股票層面發(fā)生變化時，使用這些估計作為權(quán)重。結(jié)果幾乎沒有變化。圖表 9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuat

26、ions，值得注意的是，這里描述的規(guī)律是在控制持有股票的基金的歷史回報和股票歷史回報的同時獲得的。因此，本文證實(shí)的效應(yīng)應(yīng)該被解釋為晨星評級的離散變化導(dǎo)致流量驅(qū)動的交易的證據(jù)，該類交易對股票回報的橫截面具有顯著的邊際影響。這些證據(jù)證明了評級的變化對股票回報有獨(dú)立的因果影響，這是本文接下來研究的主要貢獻(xiàn)的前提。評級驅(qū)動的需求顯著影響風(fēng)格回報的時間序列和橫截面的變化。追逐評級的需求對風(fēng)格表現(xiàn)的影響本文使用晨星基金風(fēng)格分類來定義風(fēng)格投資組合。例如，大盤股成長型投資組合是由所有晨星大盤股成長型基金的總持有量來定義的。本節(jié)展示了文章的主要研究結(jié)果。在 2002 年 6 月改革之前，風(fēng)格水平評級導(dǎo)致了穩(wěn)健的

27、價格壓力，以及風(fēng)格層面的動量和反轉(zhuǎn)效應(yīng)。這些結(jié)果與“這些規(guī)律是由于風(fēng)格層面的相關(guān)評級驅(qū)動交易”的觀點(diǎn)保持一致，這種影響在改革后不再顯著。此外，評級方法改變后，風(fēng)格回報差值大幅下降。風(fēng)格評級導(dǎo)致的價格壓力本節(jié)首先研究晨星改革對風(fēng)格層面需求和回報動態(tài)的影響。計算晨星評級在風(fēng)格上的變化，加總每種風(fēng)格組合的個股水平評級變化：ExpSum(Rating ),t 1i,t 1stock istyle ExpSum(Rating )i,t 1（11）,其中， 是風(fēng)格的股票 i 在投資組合的權(quán)重。為了檢驗(yàn)評級變動對風(fēng)格流量和回報的影響，文章在每個月按(),1對 9 個風(fēng)格組合進(jìn)行排名，并跟蹤組合在未來幾個月的

28、平均累積流量和回報。圖表 10 報告了相關(guān)結(jié)果。面板 A展示了 6 個月內(nèi) Top 1 與Bottom 1 兩組風(fēng)格組合在流量和回報上的差異，面板 B 匯報了對 Top 3 和Bottom 3 風(fēng)格的相關(guān)分析，標(biāo)準(zhǔn)誤差通過隨機(jī)排列每年的風(fēng)格組合獲得。2002 年之前，Top 1 組比 Bottom 1 組在未來 12 個月的流量高約 1%。Top 3與 Bottom 3 組合之間的流量差距較小，約為 0.7%，但仍在統(tǒng)計意義上顯著。2002年 6 月的評級改革縮小了不同風(fēng)格評級之間的差距，此后 12 個月內(nèi)的資金流差異縮小了約一個量級。圖表 10 觀察到的在風(fēng)格流量上存在的規(guī)律同樣存在于風(fēng)格回

29、報中。2002 年 6 月之前，Top 1 組在未來 12-18 個月的表現(xiàn)總比 Bottom 1 組高出約10%，隨后發(fā)生反轉(zhuǎn)。該規(guī)律在 Top 3 和Bottom 3 組間同樣存在。總的來說，這些結(jié)果與風(fēng)格水平的評級變動是一致的，在 2002 年 6 月之前變動引起的資金流量導(dǎo)致價格壓力的產(chǎn)生和隨后的反轉(zhuǎn)，而在 2002 年 6 月之后，資金流量擴(kuò)散到了各個風(fēng)格之中，不再存在該現(xiàn)象。圖表 10 評級導(dǎo)致的風(fēng)格投資組合的價格壓力資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，不同風(fēng)格晨星評級的異質(zhì)性敞口更進(jìn)一步，本文考

30、察了共同基金在特定投資組合中大量持有的股票是否受到了更大的評級驅(qū)動的價格壓力。在每種風(fēng)格的投資組合中，根據(jù)所有滯后的共同基金持有股票的持股比例將股票分為三組。平均而言，排名靠前的三類股票的共同基金持有比例分別為 30.6%、18.8%和 11.6%。使用(),1重復(fù)之前的操作。圖表 11 報告了相關(guān)研究結(jié)果，2002 年 6 月以前的價格效應(yīng)在共同基金持股比例高的股票組成的風(fēng)格組合中更強(qiáng)，2002 年 6 月之后 3 組股票中均不存在相應(yīng)影響。圖表 11 評級驅(qū)動的風(fēng)格回報：按共同基金持股比例分組資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price F

31、luctuations，盈利能力驅(qū)動的風(fēng)格動量策略以上研究結(jié)果表明，基于評級的動量策略在 2002 年 6 月之前是盈利的，但在2002 年 6 月之后不再盈利。在圖表 12 中，本文通過評級變動的滯后指數(shù)和來檢驗(yàn)投資組合的月度回報。面板 A 和面板 B 表明，在 2002 年 6 月之前，歷史評級變化較大的風(fēng)格通常比其他風(fēng)格表現(xiàn)更好，而這種差異在 2002 年 6 月之后顯著降低。因此，在 2002 年 6 月之前做多排名靠前的風(fēng)格，做空排名靠后的風(fēng)格的交易策略是有利可圖的（有大概 1%的月度收益率和 CAPM ）。2002 年 6 月之后該策略不再盈利。圖表 12 2002 年 6 月前后

32、評級驅(qū)動的風(fēng)格動量策略資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，風(fēng)格回報的橫截面離散度晨星改革后，基金的平均評級在風(fēng)格層面的離散度急劇下降。如果文章對評級驅(qū)動資金流動進(jìn)而影響價格的假設(shè)是正確的，則應(yīng)該觀察到改革后風(fēng)格流量和回報的離散度下降。為了驗(yàn)證這一假設(shè)，本文使用兩個離散度的定義：已實(shí)現(xiàn)最高風(fēng)格與最低風(fēng)格之間的差異，以及所有風(fēng)格間的標(biāo)準(zhǔn)差。在評級、流量和回報間計算風(fēng)格層面的離散度，使用一個在 2002 年 6 月之后等于 1 的虛擬變量對這些離散度進(jìn)行回歸。為了排除互聯(lián)網(wǎng)泡沫破滅的影響，本文在使用全樣本的基礎(chǔ)上，

33、使用了一個以評級改革事件為中心的 4 年樣本窗口，以及一個在全樣本中剔除 4 年樣本窗口的子樣本，標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過Newey-West 調(diào)整。圖表 13 匯報了虛擬變量的回歸系數(shù)。正如所預(yù)期的那樣，無論是哪種離散度的度量，評級、流量和回報離散度在 2002 年 6 月之后均有降低。列（1）-（4）表明無論時間窗口如何，評級和流量的離散度顯著下降。列（5）-（6）表明，風(fēng)格回報的離散度在 2002 年 6 月之后也急劇下降。在全樣本中，排名靠前和排名靠后的風(fēng)格之間月度回報的差異在改革之后下降了 2.54%（從 5.5%下降到 2.9%）。當(dāng)使用回報的標(biāo)準(zhǔn)差來衡量離散度時，結(jié)果在定性上是相似的。上述結(jié)

34、果表明，晨星評級對樣本期內(nèi)的風(fēng)格流量和回報變化具有顯著影響。圖表 13 風(fēng)格評級、流量和回報的離散度資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，圍繞晨星改革的事件研究上述對風(fēng)格層面的價格壓力的研究結(jié)果建立在評級引發(fā)的資金流動對股票回報有因果影響的證據(jù)上（第 3 節(jié)）。本節(jié)中，文獻(xiàn)提供了一個額外的獨(dú)立測試，以檢驗(yàn)評級驅(qū)動的需求對風(fēng)格回報的影響。使用以改革實(shí)施時間為中心一年樣本期進(jìn)行事件研究。通過關(guān)注一個短窗口，并依賴與晨星改革中各種風(fēng)格的暴露程度，可以確保評級的變動主要是由評級方法的改變引起的。此外，本節(jié)還研究了該日期

35、前后的其他變量，以驗(yàn)證本文觀察到的影響并非來自于其他構(gòu)成風(fēng)格投資組合的股票的基本面的沖擊，也不是來自于共同基金以外的市場參與者的交易行為。風(fēng)格的表現(xiàn)，通過預(yù)測評級的影響文章的分析跟蹤了 2002 年的風(fēng)格評級、資金流和回報，根據(jù)他們在晨星公司評級改革中所受的影響來分類。這一改革使風(fēng)格評級趨近于 3 星（平均評級）。因此，評分超過 3 星的風(fēng)格由于方法改革將經(jīng)歷評級下降，評級低于 3 星的風(fēng)格則相反。本節(jié)的目的是比較改革后評級變動最大的風(fēng)格的評級、流量和回報。文章使用改革產(chǎn)生的預(yù)測評級的變化（使用 2001 年 12 月的數(shù)據(jù)計算）對風(fēng)格進(jìn)行排名。按照以下方式計算預(yù)測的評級變化，對每個基金 j，

36、計算：Rating Ratingcounterfactual Ratingactual（12）jj,Dec 2001j,Dec 2001, 2001其中，是作者依據(jù) 2002 年評級改革所預(yù)測的 2001 年 12 月的評級。衡量的是如果在 2001 年 12 月進(jìn)行改革，基金評級可能發(fā)生的變化。然后，在風(fēng)格層面匯總這些基金層面的預(yù)測。當(dāng)根據(jù)預(yù)測的評級變化對 9 種風(fēng)格進(jìn)行排序時，文章發(fā)現(xiàn)這個過程正確的預(yù)測了哪一種風(fēng)格組合在 2002 年 6 月經(jīng)歷了最大的變動。具體來說，小市值風(fēng)格在 2001 年 12 月具有最高的評級，因此預(yù)計將經(jīng)歷最大的改革引起的評級降低。高成長風(fēng)格則相反。圖表 14

37、匯報了 2002 年風(fēng)格評級、流量和回報的變動。圖（a）顯示，事件發(fā)生時，方法改革導(dǎo)致了評級（平均風(fēng)格評級）的大幅下降。最受改革負(fù)向影響的風(fēng)格評級下降了約 0.4 星，最受正向影響的風(fēng)格評級則增加了約 0.4 星。圖（c）顯示，在改革前的幾個月，評級最高的風(fēng)格比評級最低的風(fēng)格資金流增加了約 23%。圖表 14 圍繞 2002 年 6 月的事件研究資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，對其他替代性解釋的檢驗(yàn)晨星改革發(fā)生在 2002 年 6 月，這減輕了人們對于其他事件影響的擔(dān)憂。例如，紐交所引入十進(jìn)制（2001

38、年初）和自動報價（2003 年），這兩項事件使得市場流動性增加。美國證券交易委員會（SEC）加速提交 10k 申請的方案于 2002 年 11 月生效，只有當(dāng)公司提交 10k 申請時才會產(chǎn)生影響，即不會發(fā)生在 2003 年之前。 Sarbanes-Oxley 法案于 2002 年 7 月通過，但它不太可能對本文的研究產(chǎn)生影響。本文在2002 年6 月的時間窗口附近進(jìn)行了3 次進(jìn)一步分析來檢驗(yàn)其他替代性解釋，結(jié)果均不支持任何備選假設(shè)。安慰劑檢驗(yàn)：置換年份為了減輕對由于回歸均值而產(chǎn)生的風(fēng)格流量和回報規(guī)律的擔(dān)憂，文章通過在2002 年以外的年份重復(fù)所有與上述研究相同的操作來進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。圖表 14

39、 的圖（b）、（d）和（f）顯示了在 2002 年觀察到的規(guī)律在其他年份沒有發(fā)生，風(fēng)格評級、資金流和回報的急劇變化僅在 2002 年出現(xiàn)。2002 年前后可能影響風(fēng)格回報的其他因素本節(jié)中，文章尋找其他變量的突然變化。從理論上講，資產(chǎn)價格可以由于基本面或交易行為的變換而變化，因此，本文分別研究這兩個方面的可能性，結(jié)果報告在圖表 15 中。為了研究基本面的變化，文章使用 Compustat 季度數(shù)據(jù)計算資產(chǎn)回報率（ROA）和股本回報率（ROE）。圖表 15 的圖（a）和（b）繪制了 ROA 和 ROE 的變化過程。雖然不同風(fēng)格的基本面間確實(shí)存在差異和波動，但在 2002 年 6 月前后沒有顯著的變

40、化。為了研究機(jī)構(gòu)的交易行為，本文在風(fēng)格層面考察 13F 機(jī)構(gòu)的交易。從 Thomson Reuters 獲得 13F 的季度持倉數(shù)據(jù)，圖表 15 的圖（c）-（e）繪制了不同類型機(jī)構(gòu)的累積交易占總市值的比例。圖（c）匯報了投資公司和獨(dú)立投資者顧問的總交易，這類投資者包含大多數(shù)共同基金。與上文研究結(jié)果一致，這些機(jī)構(gòu)的交易方式與圖表 14 圖（a）所示的流動模式一致：他們買入（賣出）2002 年之前的高（低）評級，并在 2002 年 6 月之后停止該模式。圖表 15 圍繞 2002 年 6 月的事件研究：替代性解釋資料來源：Ratings-Driven Demand and Systematic Price Fluctuations，控制其他股票特征上述結(jié)果表明，2002 年前后基本面和非共同基金機(jī)構(gòu)的交易行為沒有發(fā)生顯著變化。為了排除由其他原因?qū)е碌呐c特征相關(guān)的回報變動，本文表明，在控制了規(guī)模和賬面市值比后，文章關(guān)于“預(yù)測的評級變化能夠解釋回報變化”的結(jié)論同樣發(fā)生在個股層面。具體來說，對每一只股票 i，定義：Rating