Факторы, влияющие на приток средств в российские ПИФы - Развитие рынка паевых инвестиционных фондов в России

Для анализа динамики притока средств в российские ПИФы были выбраны следующие факторы:

    1. Избыточная доходность текущего и предыдущего года. Предполагается положительное влияние данной переменной на объясняемую, в соответствии с рациональным поведением инвесторов и ориентацией на фонды, показывающие хорошие результаты. 2. Приток средств предыдущего года. Предполагается положительная зависимость, так как приток средств от других инвесторов может служить индикатором доверия к фонду (Chou, et al., 2014). 3. Размер чистых активов фонда. Предполагается положительное влияние на приток средств с учетом особенностей российского рынка. Инвесторы в России больше склонны доверять большим компаниям и большим фондам, а издержки ликвидности фондов в России не увеличиваются с увеличением размера фонда (Абрамов, и др., 2014). 4. Возраст фонда. Предполагается отрицательная взаимосвязь с притоком средств в фонды, связанная с меньшей эффективностью более зрелых фондов (Ferreira, et al., 2013). 5. Комиссии за управление фондом. Предполагается отрицательная зависимость в соответствии с результатами Джаярамана и Шинозава (Jayaraman, et al., 2002) (Shinozawa, et al., 2015). 6. Комиссии при покупке паев. Предполагается отрицательная зависимость в соответствии с накладыванием ограничения на приток средств. В качестве данной переменной выбирается максимально возможная комиссия, так как чаще всего это комиссия, взимаемая с самых маленьких объемов инвестиций, а значит уплачиваемая большим числом розничных инвесторов. 7. Комиссии при продаже паев. Предполагается положительная зависимость в соответствии с накладыванием ограничения на отток средств. В качестве данной переменной выбирается максимально возможная комиссия, так как чаще всего это комиссия, взимаемая с самых маленьких объемов инвестиций, а значит уплачиваемая большим числом розничных инвесторов. 8. Участие в сделке слияния в предыдущем году. Предполагается, что данный фактор должен иметь отрицательное влияние на приток средств, как показывает однофакторный анализ ранее 9. Приток средств в фонды данной категории. Контрольная переменная, рассчитываемая как средний приток средств в фонды данной категории (акций или облигаций) в ткущем году.

Таким образом, будут проверяться следующие гипотезы.

Гипотеза 12. Избыточная доходность текущего года положительно влияет на текущий приток средств в российские ПИФы.

Гипотеза 12.1. Избыточная доходность предыдущего периода положительно влияет на текущий приток средств в российские ПИФы.

Гипотеза 13. Приток инвестиций в ПИФы в предыдущем году положительно влияет на приток инвестиций в текущем году.

Гипотеза 14. Размер чистых активов ПИФа положительно влияет на его текущий приток средств.

Гипотеза 15. Возраст фонда отрицательно влияет на его текущий приток средств.

Гипотеза 16. Комиссии за управление фондом отрицательно влияют на приток средств в него.

Гипотеза 17. Комиссия при покупке паев (надбавка) отрицательно влияет на приток инвестиций в фонды.

Гипотеза 18. Комиссии при продаже паев (скидка) положительно влияют на приток инвестиций в фонды.

Гипотеза 19. Участие фонда в сделке слияния в течение предыдущих 12 месяцев отрицательно влияет на приток инвестиций в фонд.

Для тестирования этих гипотез были построены модели (3) и (4). Как и в случае с моделями (1) и (2), модель (3) предназначена для тестирования гипотез 12-18, а модель (4) проверяет влияние добавления переменной, показывающей наличие сделки слияния в прошлом и предназначена для тестирования гипотез 12-19.

(3):

(4):

Где - приток средств в фонд в текущем периоде, - избыточная доходность фонда в текущем периоде, - избыточная доходность фонда в предыдущем периоде, - приток средств в фонд в предыдущем периоде, - логарифм чистых активов фонда, - возраст фонда с момента его основания, - комиссия за управление, - комиссия при покупке паев (надбавка), - комиссия при погашении паев (скидка), - средний приток средств в фонды данной категории, - дамми-переменная, принимающая следующие значения:

В модели (3), как и в модели (1) наблюдалась значительная корреляция свободного члена с одним из регрессоров (коэффициент VIF = 173.03). После удаления свободного члена из модели проблема мультиколлинеарности отпала. Дополнительно, как и в случае с моделью (1), добавление временных эффектов в модель улучшает ее значимость, хотя значимость самих временных эффектов низкая. Таким образом, конечный вариант модели выглядит следующим образом:

(3.2):

В таблице 13 представлены оценки коэффициентов в моделях (3), (3.1) - модель без свободного члена и (3.2) - модель без свободного члена и с временными эффектами.

Табл. 13. Результаты тестирования моделей (3), (3.1) и (3.2).

Переменная

(3)

(3.1)

(3.2)

RAdjt

-0.0102

0.0031

0.2471

**

RAdjt-1

0.0892

*

0.0967

*

0.1504

Flowt-1

-0.0026

-0.0024

-0.0060

LnAUM

0.0371

**

0.0166

***

0.0233

***

Age

-0.0464

***

-0.0460

***

-0.0526

***

Fee

-0.0432

-0.0439

-0.0424

Sub

-0.0661

*

-0.0644

*

-0.0723

**

Red

0.0532

0.0477

0.0494

IndFlow

0.3339

***

0.3571

***

0.2362

D07

0.0674

D08

0.1185

D09

-0.4914

***

D10

-0.2920

*

D11

-0.1213

D12

-0.0598

D13

-0.0920

D14

-0.0615

Свободный член

-0.3881

Скорректированный R2

0.1360

0.1343

0.1487

F-статистика

11.31

***

11.19

***

15.38

***

Звездочки показывают уровень значимости: *** - 1%, ** - 5%, * - 10%

Источник: расчеты автора

Как видно из таблицы 13, включение временных эффектов делает значимым коэффициент перед доходностью текущего периода. Коэффициент положительный, значит инвесторы реагируют на доходность положительно, как и предполагалось. Как и в предыдущем случае, несмотря на то, что в классической литературе исследуется зависимость приток средств от доходности предыдущего периода, для российских инвесторов большее значение имеет текущая доходность, ввиду их большей ориентации на краткосрочные вложения.

Коэффициент перед размером фонда также положительный и значимый, что говорит о том, что российские инвесторы больше склонны доверять большим фондам, чем мелким. Этот результат противоположен выводу большинства исследований (Jayaraman, et al., 2002) (Sapp, et al., 2004) (Chou, et al., 2014), однако это соотносится с результатами модели (1.3), которая показывает, что доходность фонда положительно зависит от его размера. Соответственно, инвесторы ведут себя рационально, вкладывая деньги в более крупные фонды. Возраст фонда оказывает отрицательное значение на приток инвестиций в него, что соотносится с результатами других исследований (Chou, et al., 2014) (Абрамов, и др., 2014).

Как и предполагалось, комиссии при покупке паев значимо влияют на приток средств в фонды, уменьшая его. Это объясняется ограничением притока средств в связи с тем, что инвесторы не желают платить дополнительные комиссии. При переменной комиссии за погашение фонда коэффициент незначим, что может говорить о том, что инвесторы больше реагируют на комиссии при входе. Комиссии за управление фондом также не оказывают значимого эффекта на приток средств, что противоречит логике и результатам других исследований. Отсутствие данного эффекта можно объяснить сосредоточением выборки на малом количестве управляющих компаний, внутри которых существует маленькая вариация комиссий за управление фондами. Возможно, увеличение выборки помогло бы сделать этот эффект более заметным.

Из всех временных эффектов значимым оказывается эффект 2009 года, когда после потерь 2008 года инвесторы бросились забирать инвестиции из фондов, опасаясь дальнейшего ухудшения положения, и 2010 года - по-видимому отток, связанный с тем, что многие фонды отыграли или почти отыграли проигранное в 2008, а инвесторы решили зафиксировать прибыль (или убытки на низком уровне).

Таким образом, в результате оценивания модели (3.2), были подтверждены гипотезы 12, 14, 15 и 17, в то время как гипотезы 12.1, 13,16 и 18 подтверждены не были.

Для тестирования влияния наличия сделки слияния в прошлом в модель (4) были добавлены временные эффекты, так как они усиливают значимость модели. Таким образом, окончательная модель принимает следующий вид:

(4.1):

Результаты оценивания данной модели представлены в таблице 14, для удобства сравнения там же приведены результаты модели (3.2).

Табл. 14. Результаты тестирования моделей (3.2) и (4.1).

Переменная

(3.2)

(4.1)

RAdjt

0.2471

**

0.2469

**

RAdjt-1

0.1504

0.1506

Flowt-1

-0.0060

-0.0060

LnAUM

0.0233

***

0.0236

***

Age

-0.0526

***

-0.0526

***

Fee

-0.0424

-0.0428

Sub

-0.0723

**

-0.0730

**

Red

0.0494

0.0499

IndFlow

0.2362

0.2366

D07

0.0674

-0.0633

D08

0.1185

0.1148

D09

-0.4914

***

-0.4945

***

D10

-0.2920

*

-0.2956

*

D11

-0.1213

-0.1250

D12

-0.0598

-0.0631

D13

-0.0920

0.0952

D14

-0.0615

-0.0525

M12

-0.0323

Скорректированный R2

0.1487

0.1473

F-статистика

15.38

***

15.30

***

Звездочки показывают уровень значимости: *** - 1%, ** - 5%, * - 10%

Источник: расчеты автора

Включение в модель фактора, отвечающего за факт наличия сделки слияния в прошлом, не изменяет направления связи в регрессии. Сам факт наличия сделки слияния не оказывает значимого влияния на приток средств в фонды. Возможно сказывается недостаточный объем выборки, а возможно, устойчивые результаты, полученные в однофакторном анализе ранее, объяснялись другими переменными, при учете влияния которых влияние слияния нивелировалось. Это соотносится с результатами Джаярамана о том, что инвесторы не сразу положительно реагируют на проведение сделок слияния, ожидая получения больше информации о поведении доходности нового фонда (Jayaraman, et al., 2002). Возможно, при увеличении горизонта после сделки можно будет выявить влияние данного фактора.

Таким образом, гипотеза 18, об отрицательном влиянии сделок межсемейного слияния фондов на российском рынке, не подтверждается.

Таким образом, на приток инвестиций в российские ПИФы положительно влияют доходность текущего периода и размер активов под управлением фонда. Отрицательное влияние выявлено у переменных возраста фонда и размера комиссий при покупке паев. Влияние доходности предыдущего года, притока инвестиций в предыдущем году, размера комиссий управляющему и комиссий при погашении паев фонда признано незначимым.

Значимое отрицательное влияние на приток средств оказывает временной эффект в 2009 и 2010 году.

Модели (1.3), (2.1), (3.2) и (4.1) также модифицировались путем добавления в них фиксированных и случайных эффектов для учета панельной структуры данных. Однако тесты Вальда (для выбора между моделью с фиксированными эффектами и сквозной регрессией, т. е. моделью (1.3)) и Бройша-Пагана (для выбора между моделью со случайными эффектами и сквозной регрессией) показали, что сквозная регрессия лучше объясняет зависимость избыточной доходности от рассматриваемых факторов. Данный результат был ожидаем, так как в изучаемой панели мало периодов, а для данных такого формата редко применяются модели, учитывающие панельную структуру данных.

Выводы по главе 3

Фонд доходность инвестиция слияние

В результате исследования детерминант избыточной доходности российский паевых инвестиционных фондов, было выявлено положительное влияние следующих факторов:

    - Приток средств текущего периода - Размер фонда

Отрицательно на доходность влияет фактор возраста фонда.

Это подтверждает спекулятивную направленность российских инвесторов, их ориентацию на краткосрочный результат, а также более высокое доверие к крупным фондам. Значимого эффекта от наличия сделки слияния в прошлом году обнаружено не было. Временные эффекты имеют очень высокую значимость, что косвенно указывает на сильную зависимость фондов от внешних факторов.

При анализе факторов, влияющих на приток инвестиций в фонды, было выявлено положительное влияние текущей доходности и размера фонда и отрицательное влияние возраста фонда и размера надбавок. Временные эффекты значимы только в период после кризиса (2009 и 2010 год) и имеют отрицательное влияние.

Похожие статьи




Факторы, влияющие на приток средств в российские ПИФы - Развитие рынка паевых инвестиционных фондов в России

Предыдущая | Следующая