ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΗΣ ΑΠΟ ΟΣΗΣ ΤΩΝ ΕΛΛΗΝΙΚΩΝ ΟΜΟΛΟΓΙΑΚΩΝ ΑΜΟΙΒΑΙΩΝ ΚΕΦΑΛΑΙΩΝ

Transcript

1 ΕΚΤΙΜΗΣΗ ΤΗΣ ΑΠΟ ΟΣΗΣ ΤΩΝ ΕΛΛΗΝΙΚΩΝ ΟΜΟΛΟΓΙΑΚΩΝ ΑΜΟΙΒΑΙΩΝ ΚΕΦΑΛΑΙΩΝ ριτσάκης Νικόλαος, Πανεπίστηµιο Μακεδονίας Γκρος Χρήστος, Compucon SA και Πανεπιστήµιο Μακεδονίας Καλύβας Λάµπρος, Τράπεζα της Ελλάδος και Πανεπιστήµιο Μακεδονίας ρ. ριτσάκης Νικόλαος Αναπληρωτής καθηγητής Πανεπιστήµιο Μακεδονίας Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής Τ.Θ. 1591, Τ.Κ , Θεσσαλονίκη Τηλ.: Κος Γκρος Χρήστος Investor Relations Oicer Compucon SA Τ.Θ. 445, Τ.Κ , Θεσσαλονίκη Τηλ.: Υποψήφιος ιδάκτορας Πανεπιστήµιο Μακεδονίας Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής Τ.Θ. 1591, Τ.Κ , Θεσσαλονίκη Τηλ.: Κος Καλύβας Λάµπρος 1 Τράπεζα της Ελλάδος ιεύθυνση Εποπτείας Πιστωτικού Συστήµατος Αµερικής 3, Τ.Κ , Αθήνα Τηλ.: lkalyvas@bankogreece.gr Υποψήφιος ιδάκτορας Πανεπιστήµιο Μακεδονίας Τµήµα Εφαρµοσµένης Πληροφορικής Τ.Θ. 1591, Τ.Κ , Θεσσαλονίκη 1 Οι απόψεις που εκφράζονται στην παρούσα έρευνα είναι υποκειµενικές και δεν αντιπροσωπεύουν τη γνώµη της Τράπεζας της Ελλάδος

2 Περίληψη Η µελέτη αυτή ερευνά την απόδοση των ελληνικών οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων και την επίδραση των ροών κεφαλαίων στις αποδόσεις τους. Τα εµπειρικά αποτελέσµατα δείχνουν πως κατά µέσο όρο τα οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια δεν προσφέρουν αποδόσεις, σταθµισµένες µε βάση τον κίνδυνο, ανώτερες του δείκτη αναφοράς, επιβεβαιώνοντας ευρήµατα της αµερικανικής και διεθνούς αρθρογραφίας. Οι αποδόσεις χωρίς τις προµήθειες είναι οριακά ανώτερες του δείκτη αναφοράς αλλά όταν συνυπολογιστούν οι προµήθειες οι αποδόσεις των οµολογιακών χαρτοφυλακίων υστερούν σε σχέση µε το δείκτη αναφοράς. Ελέγχθηκαν επίσης οι ικανότητες επιλογές χρεογράφων και χρονικής τοποθέτησης των διαχειριστών χρησιµοποιώντας τόσο το άνευ όρων όσο και το υπό όρους µοντέλο για να διαπιστωθεί η επίδραση των µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης. Παράλληλα βρίσκουµε πως οι ροές κεφαλαίων επιδρούν αρνητικά στην ικανότητα χρονικής τοποθέτησης των διαχειριστών.

3 1. Εισαγωγή Είναι αναµφισβήτητο πως οι εξελίξεις στις τεχνικές εκτίµησης απόδοσης χαρτοφυλακίου, που περιλαµβάνει ως βασική εξέλιξη την αντικατάσταση των υπολογισµών των µικτών αποδόσεων µε τη διερεύνηση των παραγόντων κινδύνου και απόδοσης καθώς και των πηγών τους, έχει αναγκάσει τους επενδυτικούς οργανισµούς να συµπεριλαµβάνουν τις νέες τεχνικές εκτίµησης απόδοσης ως αναπόσπαστο στοιχείο κάθε πολιτικής λήψης επενδυτικών αποφάσεων. Η αρθρογραφία στο θέµα της εκτίµησης της απόδοσης χαρτοφυλακίων ενεργητικής διαχείρισης είναι ιδιαίτερα εκτενής και η πλειοψηφία των σχετικών ερευνών επιβεβαιώνει την αναποτελεσµατικότητα των χαρτοφυλακίων αυτών να υπερκεράσουν σε απόδοση τους παθητικούς δείκτες αναφοράς (benchmarks) που χρησιµοποιεί η αγορά. Μεταξύ των βασικών εργασιών γύρω από το θέµα αυτών περιλαµβάνονται αυτές των Cumby και Glen (1990), Malkiel (1995), Gruber (1996), Blake και Timmerman (1998), Sawicki και Ong (2000). Η ελληνική αρθρογραφία γύρω από το θέµα της εκτίµησης της απόδοσης είναι συγκριτικά µικρή και περιορίζεται σε µελέτες επί των µετοχικών αµοιβαίων κεφαλαίων (Milonas, 1999, Artikis, 2000). Εξίσου περιορισµένη είναι η αρθρογραφία εκτίµησης της απόδοσης οµολογιακών χαρτοφυλακίων και σε παγκόσµιο επίπεδο καθώς στην πλειονότητα τους αναλύουν την αγορά µετοχών ή τα διαφοροποιηµένα χαρτοφυλάκια (µικτά αµοιβαία κεφάλαια), που επενδύουν τόσο σε µετοχές όσο και σε χρεόγραφα µικρού ή µηδενικού ρίσκου (οµόλογα, διαθέσιµα). Είναι χαρακτηριστικό ότι τα οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια δεν έχουν προσελκύσει το ενδιαφέρον των ερευνητών αν και αποτελούν το 1/3 των συνολικών κεφαλαίων που

4 επενδύονται σε αµοιβαία κεφάλαια στην Ελλάδα. Τα κεφάλαια που είναι τοποθετηµένα σε αυτή την κατηγορία επενδύσεων προσεγγίζουν τα 5 δισ. ευρώ σύµφωνα µε τα πλέον πρόσφατα στοιχεία της Ένωσης Θεσµικών Επενδυτών αντιπροσωπεύοντας περίπου το 3,2% του ελληνικού Α.Ε.Π. Αυτή η µελέτη επιχειρεί να γεφυρώσει το χάσµα στην αρθρογραφία εκτίµησης της απόδοσης και προσφέρει σηµαντικά στοιχεία τόσο για τους επαγγελµατίες διαχειριστές στην Ελλάδα όσο και διεθνώς καθώς η ελληνική αγορά συγκαταλέγεται πλέον µεταξύ των αναπτυγµένων αγορών. Αυτή η εξέλιξη είχε ως συνέπεια σηµαντικά κεφάλαια να επενδυθούν στην ελληνική αγορά και τα ελληνικά δεκαετή κρατικά οµόλογα είχαν σηµαντική µείωση των αποδόσεών τους, απέχοντας πλέον µόλις 30 µονάδες βάσεις από τα αντίστοιχα γερµανικά οµόλογα που χρησιµοποιούνται ως δείκτης αναφοράς. Οι περισσότερες µελέτες εκτίµησης της απόδοσης οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων εξετάζουν την αµερικανική αγορά και το κοινό τους συµπέρασµα είναι πως τα οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια δεν επιτυγχάνουν αποδόσεις ανώτερες των παθητικών δεικτών αναφοράς (Blake κ.α., 1993, Elton κ.α., 1995). Ο Detzler (1999) ερευνά την απόδοση οµολογιακών χαρτοφυλακίων που επενδύουν παγκοσµίως χρησιµοποιώντας διαφορετικούς δείκτες αναφοράς και διαπιστώνει πως δεν επιτυγχάνουν σηµαντικές αποδόσεις. Άλλες µελέτες (Cornell και Green, 1991) ασχολούνται µε το θέµα της διαφοροποίησης των αποδόσεων µεταξύ αµοιβαίων κεφαλαίων που επενδύουν σε χαµηλής (low grade) και υψηλής (high grade) πιστοληπτικής ικανότητας οµόλογα και διαπιστώνουν ότι δεν υπάρχουν σηµαντικές διαφορές στην απόδοση. Αντίθετα οι Blume και Keim (1987) και Blume κ.α. (1991)

5 διαπιστώνουν πως πραγµατικά τα χαρτοφυλάκια που περιλαµβάνουν οµόλογα χαµηλότερης πιστοληπτικής ικανότητας επιτυγχάνουν σηµαντικά υψηλότερες αποδόσεις από τα χαρτοφυλάκια που περιλαµβάνουν υψηλής πιστοληπτικής ικανότητας οµόλογα. Προκειµένου να εκτιµηθεί η διάρθρωση των αποδόσεων των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων στην Ελλάδα χρησιµοποιήθηκαν τόσο η χωρίς όρους (unconditional) όσο και η υπό όρους (conditional) µέθοδος. Οι περισσότερες µελέτες εκτίµησης της απόδοσης χρησιµοποιούν την χωρίς όρους µεθοδολογία αν και οι Ferson και Schadt (1996) τονίζουν πως αυτό µπορεί να οδηγήσει σε µεροληπτικές εκτιµήσεις εξαιτίας του µεταβαλλόµενου ρίσκου στα υπό διαχείριση κεφάλαια και στο επασφάλιστρο κινδύνου (risk premium). Λίγες µελέτες παγκοσµίως έχουν χρησιµοποιήσει την υπό όρους µεθοδολογία και καµία δεν την έχει εφαρµόσει σε οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια. Συνεπώς η µελέτη αυτή προσφέρει µια µοναδική περίπτωση εξέτασης της αποδοτικότητας των ελληνικών αµοιβαίων κεφαλαίων χρησιµοποιώντας και τις δύο µεθοδολογίες, καταλήγοντας έτσι σε πιο ολοκληρωµένα συµπεράσµατα. Η υπό όρους µεθοδολογία συµπεριλαµβάνει στις εκτιµήσεις τις µεταβλητές δηµόσιας πληροφόρησης (public inormation variables) και συγκεκριµένα την απόδοση του εντόκου γραµµατίου, το χρονική διάρθρωση των επιτοκίων (term structure o interest rates), τις αποδόσεις του Γενικού είκτη Τιµών του Χρηµατιστηρίου Αθηνών ως δείκτη της οικονοµικής δραστηριότητας καθώς και µια ψευδοµεταβλητή για τον µήνα Ιανουάριο. Στη µελέτη αυτή εκτιµούµε επίσης την επίδραση της ροής κεφαλαίων στην απόδοση των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων που δραστηριοποιούνται στην ελληνική

6 αγορά. Οι λίγες µελέτες που έχουν εξετάσει την παράµετρο αυτή καταλήγουν στο συµπέρασµα πως εξωγενή σοκ από τη ροή κεφαλαίων έχουν αρνητική επίδραση στην απόδοση (Edelen, 1999). Ο Edelen επεκτείνεται λέγοντας πως στην εκτίµηση της απόδοσης των επενδυτικών χαρτοφυλακίων ενεργητικής διαχείρισης οι αυξηµένες συναλλαγές λόγω ρευστότητας επηρεάζουν αντιστρόφως ανάλογα την ικανότητα χρονικής τοποθέτησης (market timing) και την ικανότητα επιλογής χρεογράφων (security selection). Η αρνητική επίδραση στην ικανότητα χρονικής τοποθέτησης σύµφωνα µε τον Edelen αποδίδεται στην τάση των διαχειριστών να πραγµατοποιούν ανακατανοµές των χαρτοφυλακίων τους λόγω αυξηµένης ρευστότητας, να επενδύουν δηλαδή άµεσα τις εισροές νέων κεφαλαίων στα χαρτοφυλάκια. Τα φαινόµενα αυτά είναι πιο έντονα σε περιόδους αυξηµένης µεταβλητότητας της αγοράς. Άλλες µελέτες που ασχολούνται µε την επίδραση των εισροών κεφαλαίων περιλαµβάνουν τους Warther (1995), Ferson και Schadt (1996), Edelen και Warner (1998). Σε αυτή τη µελέτη επιχειρούµε να ερµηνεύσουµε την επίδραση των ροών κεφαλαίου χρησιµοποιώντας τόσο παραδοσιακές µεθόδους εκτίµησης της απόδοσης όσο και χρησιµοποιώντας την υπό όρους µεθοδολογία µε τη χρήση µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης. Η υπόλοιπη έρευνα είναι οργανωµένη ως εξής. Στην ενότητα 2 αναλύεται η µεθοδολογία που χρησιµοποείται για την εκτίµηση της απόδοσης των Ελληνικών οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων. Στην ενότητα 3 παρουσιάζονται τα στοιχεία που χρησιµοποιήθηκαν για την ανάλυση, ενώ στην ενότητα 4 παρουσιάζονται τα εµπειρικά αποτελέσµατα. Στα συµπεράσµατα τέλος δίνονται οι επεκτάσεις των συµπερασµάτων και προτάσεις για µελλοντική έρευνα.

7 2. Μεθοδολογία 2.1 Μέτρηση της απόδοσης Χωρίς όρους εκτιµήσεις Η παραδοσιακή αρθρογραφία γύρω από το θέµα εκτίµησης της απόδοσης βασίζεται στη µελέτη του Jensen (1968) όπου οι υπεραποδόσεις των χαρτοφυλακίων εκτιµώνται από το συντελεστή άλφα (alpha coeicient), που υπολογίζεται παλινδροµώντας τις αποδόσεις του χαρτοφυλακίου πλέον του επιτοκίου χωρίς κίνδυνο µε τις αποδόσεις του χαρτοφυλακίου αγοράς. Το µοντέλο του Jensen είναι το ακόλουθο: R = α + β R + ε (1) m όπου R είναι η υπεραπόδοση του ενεργητικού χαρτοφυλακίου σε σχέση µε το επιτόκιο χωρίς κίνδυνο α είναι ο συντελεστής υπεραπόδοσης του ενεργητικού χαρτοφυλακίου κατά την υπο εξέταση περίοδο β µετρά την ευαισθησία των αποδόσεων σε σχέση µε τις αποδόσεις του χαρτοφυλακίου αναφοράς R m είναι η απόδοση του χαρτοφυλακίου αναφοράς πάνω από το επιτόκιο χωρίς κίνδυνο ε είναι τα κατάλοιπα

8 Οι Treynor και Mazuy (1968) επέκτειναν τη µελέτη του Jensen προτείνοντας τη χρήση ενός τετραγωνικού όρου που µετρά την ικανότητα χρονικής τοποθέτησης των διαχειριστών. Θεωρούν πως όταν οι αγορές αναµένεται να ανέλθουν οι διαχειριστές είναι πιθανότερο να επενδύσουν πιο έντονα στο χαρτοφυλάκιο αγοράς των χρεογράφων µε κίνδυνο. Αντίθετα αναµένεται να κρατούν µικρότερο µέρος των διαθεσίµων τους στο χαρτοφυλάκιο αγοράς όταν αναµένουν οι αγορές να κινηθούν καθοδικά. Οι Treynor και Mazuy προσπαθούν να διακρίνουν τόσο την ικανότητα χρονικής τοποθέτησης όσο και επιλογής χρεογράφων στην συµπεριφορά των διαχειριστών. Όταν ο συντελεστής γ είναι θετικός και στατιστικά σηµαντικός τότε θεωρούµε ότι ο διαχειριστής επιδεικνύει αυξηµένες ικανότητες χρονικής τοποθέτησης. Το µοντέλο τους έχει ως εξής: R = α + β R + γ R + ε m 2 m (2) όπου γ µετρά τα χαρακτηριστικά χρονικής τοποθέτησης 2.2 Μέτρηση της απόδοσης-υπό όρους εκτιµήσεις Αρχικά οι Ferson και Schadt (1996) πρότειναν τη χρήση µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης για να επεκτείνουν τις χωρίς όρους µεθόδους εκτίµησης της απόδοσης στις υπό όρους µεθόδους εκτίµησης της απόδοσης που προσφέρουν την δυνατότητα µέτρησης των αλλαγών στο κίνδυνο µε την πάροδο του χρόνου. Πραγµατικά σε άλλες µελέτες αποκαλύπτεται ότι όταν χρησιµοποιούνται οι χωρίς όρους µεθοδολογίες για τη µέτρηση της απόδοσης συναντούµε πιο συχνά αρνητικούς συντελεστές άλφα, ενώ

9 µε τις υπό όρους µεθόδους τα αποτελέσµατα είναι διαφορετικά (Becker, Ferson, Mayers και Schill, 1999). Χρησιµοποιώντας την υπό όρους προσέγγιση αξιοποιείται η προβλεπτική ικανότητα των διαθέσιµων µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης και συνεπώς ξεπερνώνται τα πιθανά σφάλµατα µεροληψίας που εµπεριέχουν οι χωρίς όρους µεθοδολογίες. Οι διαχειριστές χαρτοφυλακίου είναι συνήθως σε θέση να διακρίνουν αυτές τις ανωµαλίες της αγοράς που δίνονται από τις µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης και όταν αυτές είναι εκµεταλλεύσιµες µπορούν να οδηγήσουν σε βελτιωµένα αποτελέσµατα. Προκειµένου να µπορέσει να εξεταστεί η χρησιµότητα των µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης που περιλαµβάνονται στο υπό όρους µοντέλο σε σχέση µε το χωρίς όρους µοντέλο, χρησιµοποιούµε ένα διάνυσµα που περιλαµβάνει αυτές τις µεταβλητές µε µία χρονική υστέρηση. Ο υπολογισµός του µοντέλου περιλαµβάνει το γινόµενο της µεταβλητής που µετρά την απόδοση της αγοράς µε τις µεταβλητές δηµόσιας πληροφόρησης. R = α + β R + δ ( R P 1 ) + ε (3) m m t όπου α µετρά την απόδοση σταθµισµένη µε βάση τον κίνδυνο δ µετρά τους συντελεστές των µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης P t 1 είναι το διάνυσµα που περιλαµβάνει τις µεταβλητές αυτές µε µία χρονική υστέρηση

10 Υπήρξαν αρκετές εµπειρικές µελέτες γύρω από από το θέµα των µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης που πρέπει να χρησιµοποιούνται στα υπό όρους µοντέλα. Οι µελέτες αυτές έχουν κυρίως βασιστεί στην ανάλυση των χαρτοφυλακίων µετοχών αλλά τα ευρήµατά τους µπορούν να επεκταθούν και στα οµολογιακά χαρτοφυλάκια. Οι Chen, Roll και Ross (1986) και Fama και French (1993) αρχικά ερεύνησαν τους παράγοντες εκείνους που επηρεάζουν τις αποδόσεις των µετοχών. Οι Elton κ.α. (1995) τονίζουν πως στην πραγµατικότητα οι παράγοντες για την ερµηνεία των µετοχικών αποδόσεων θα πρέπει να χρησιµοποιηθούν και για την εκτίµηση των µη- µετοχικών επενδύσεων. Οι Ferson και Schadt (1996) προτείνουν τη χρησιµοποίηση των ακόλουθων µεταβλητών δηµόσιας πληροφόρησης µε υστέρηση για τη µέτρηση του υπό όρους άλφα για τα αµοιβαία κεφάλαια την απόδοση του εντόκου γραµµατίου, το χρονική διάρθρωση των επιτοκίων, τη µερισµατική απόδοση, το spread της απόδοσης του συντελεστή εταιρικής ποιότητας (corporate quality yield) και µια ψευδοµεταβλητή για το µήνα Ιανουάριο. Οι Sawicki και Ong (2000) αναλύουν την απόδοση των µετοχικών χαρτοφυλακίων της Αυστραλιανής αγοράς αλλά χρησιµοποιούν, αντί του spread της απόδοσης της εταιρικής ποιότητας, τη µερισµατική απόδοση και τις αποδόσεις του Γενικού Χρηµατιστηριακού δείκτη σε ξεχωριστές παλινδροµήσεις, ως καλύτερους εκτιµητές της οικονοµικής δραστηριότητας. Σε αυτή τη µελέτη χρησιµοποιούµε σαν ερµηνευτική µεταβλητή µόνο την απόδοση του Γενικού είκτη Τιµών του Χρηµατιστηρίου Αθηνών, θεωρώντας ότι είναι καλός δείκτης µέτρησης της βιοµηχανικής παραγωγής και της εταιρικής κερδοφορίας, και καθώς στοιχεία που αφορούσαν την µερισµατική απόδοση ολόκληρης της αγοράς δεν ήταν άµεσα διαθέσιµα. Εποµένως στη σχέση (3) χρησιµοποιούµε ως µεταβλητές

11 δηµόσιας πληροφόρησης την απόδοση του εντόκου γραµµατίου, τη χρονική διάρθρωση των επιτοκίων, τις αποδόσεις του Γ.. τιµών του Χ.Α. και µια ψευδοµεταβλητή για τον Ιανουάριο. Οι Sawicki και Ong (2000) βρίσκουν µάλιστα πως οι αποδόσεις του Γενικού είκτη έχουν µεγαλύτερη ερµηνευτική ικανότητα από τη µερισµατική απόδοση. Σε ότι αφορά τη συµπερίληψη της ψευδοµεταβλητής για τον Ιανουάριο, αυτή καθίσταται χρήσιµη καθώς επιβεβαιώνεται από µια σειρά αντίστοιχων µελετών η ύπαρξη υπεραποδόσεων τον µήνα Ιανουάριο στην αγορά οµολόγων (Chang και Huang, 1990, Fama και French, 1993, Maxwell, 1998). Προκειµένου να εξεταστεί η ικανότητα χρονικής τοποθέτησης των διαχειριστών εξετάζεται ένα επιπλέον µοντέλο υπό όρους απόδοσης προσθέτοντας τον τετραγωνικό όρο στη σχέση (3). R α R ( R P + γ R + ε (4) = + β m + δ ) m t 1 2 m Προκειµένου να επιτευχθεί πιο ολοκληρωµένη ανάλυση εξετάζουµε τις παραπάνω παλινδροµήσεις τόσο σε επίπεδο µικτών όσο και καθαρών αποδόσεων, χωρίς να συνυπολογίζονται δηλαδή οι προµήθειες. Συνεπώς οι αποδόσεις των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων δίνονται πρώτα ως µικτή απόδοση, µη συµπεριλαµβανοµένων των προµηθειών που χρεώνονται τόσο κατά την έναρξη της επένδυσης σε ένα οµολογιακό αµοιβαίο κεφάλαιο όσο και όταν ένας επενδυτής ρευστοποιεί την επένδυσή του. Όταν υπολογίζονται τα έξοδα αυτά, οι καθαρές αποδόσεις διαφοροποιούνται σηµαντικά και ελέγχουµε σε ξεχωριστές παλινδροµήσεις τη φύση της επίδρασης τόσο για τα χωρίς όρους όσο και για τα υπό όρους µοντέλα που αναφέρονται παραπάνω.

12 2.3 Ροές Κεφαλαίων και Απόδοση Ένας τοµέας της χρηµατοοικονοµικής αρθρογραφίας που έχει προσελκύσει σηµαντική κάλυψη τα τελευταία είναι οι επιδράσεις των ροών κεφαλαίου στην αποτίµηση της απόδοσης. Είναι σηµαντικό να αναλυθεί αυτή η επίδραση ώστε να µπορεί να προβλεφθεί η φύση των αλλαγών στις αποδόσεις των χαρτοφυλακίων ως αποτέλεσµα των εισροών και εκροών κεφαλαίων, που είναι πολύ συνήθεις ειδικά σε περιόδους έντονων διακυµάνσεων των αγορών (bull και bear αγορές). Η συµπερίληψη των ροών κεφαλαίων ως ερµηνευτικής µεταβλητής για την εκτίµηση της απόδοσης συµβάλλει στην ερµηνεία του ρόλου των ροών κεφαλαίου και στο πώς επηρεάζουν τους µεριδιούχους των υπό διαχείριση κεφαλαίων. Ο Edelen (1999) βρίσκει αρνητική τη σχέση µεταξύ χρηµατικών ροών και απόδοσης, που εξηγείται από το γεγονός πως οι διαχειριστές ωθούνται στην πραγµατοποίηση συναλλαγών εξαιτίας ενδεχοµένως αυξηµένης ρευστότητας αγνοώντας συνεπώς τη σηµασία της χρονικής τοποθέτησης. Για αυτό το λόγο οι συντελεστές που µετράνε τη χρονική τοποθέτηση είναι στις περισσότερες περιπτώσεις αρνητικοί και µη σηµαντικοί. Ο Warther (1995) και οι Edelen και Warner (2001) βρίσκουν θετική συσχέτιση µεταξύ των αποδόσεων της αγοράς και των ροών κεφαλαίου ενισχύοντας το επιχείρηµα της αρνητικής χρονικής τοποθέτησης που αναφέρθηκε παραπάνω. Η ανάλυση αυτή καθιστά σαφές πως είναι αδύνατον ένα χωρίς όρους ή υπό όρους µοντέλο που αγνοεί την σηµασία των ροών κεφαλαίου να διακρίνει την ικανότητα χρονικής τοποθέτησης σε ένα χαρτοφυλάκιο.

13 Ένα επιπλέον ερώτηµα που τίθεται από πολλούς ερευνητές είναι γιατί υπάρχει αρνητική συσχέτιση ανάµεσα στους συντελεστές βήτα των χαρτοφυλακίων και τις αποδόσεις της αγοράς (Ferson και Schadt, 1996). Αυτό σηµαίνει πως οι διαχειριστές των χαρτοφυλακίων µειώνουν το συντελεστή βήτα των χαρτοφυλακίων τους όταν αναµένουν οι αποδόσεις της αγοράς να είναι ανοδικές και το αντίστροφο. Η πιο διαδεδοµένη εξήγηση εστιάζει στο γεγονός πως όταν οι αποδόσεις αναµένεται να ανέλθουν υπάρχει εισροή κεφαλαίων στα αµοιβαία κεφάλαια και οι διαχειριστές των χαρτοφυλακίων αυτών δεν επενδύουν τα κεφάλαια αυτά έγκαιρα µε συνέπεια οι µέσοι συντελεστές βήτα να πέφτουν. Η πτώση των συντελεστών βήτα είναι ανάλογη του µεγέθους των εισροών (Sawicki και Ong, 2000). Εναλλακτικά αποδίδεται η αρνητική αυτή συσχέτιση στους διαφορετικούς συντελεστές βήτα των υποκείµενων χρεογράφων από τα αποία αποτελείται το χαρτοφυλάκιο (Ferson και Schadt, 1996). Στη µελέτη αυτή συµπεριλαµβάνουµε τις ροές κεφαλαίων σαν ερµηνευτική µεταβλητή τόσο στα χωρίς όρους όσο και υπό όρους µοντέλα, επιχειρώντας να εξετάσουµε την επίδρασή τους στις αποδόσεις. Χρησιµοποιούµε τις καθαρές ροές κεφαλαίων µε την έννοια ότι υπολογίζουµε τη διαφορά των πραγµατικών εισροών και εκροών ανά εβδοµάδα σε ένα αµοιβαίο κεφάλαιο προκειµένου να είµαστε σε θέση να εξάγουµε συµπεράσµατα για την επίδραση των ροών κεφαλαίων στην απόδοση. Κατά τη διάρκεια της υπό εξέταση περιόδου τα οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια είχαν σηµαντικές διαφοροποιήσεις στα συνολικά υπό διαχείριση κεφάλαια τους και οι διαφορές αυτές συµβάλλουν ώστε τα αποτελέσµατα στα οποία καταλήγουµε να είναι περισσότερο ασφαλή. Προκειµένου να υπολογίσουµε τις καθαρές ροές κεφαλαίων υπολογίζουµε την διαφορά των συνολικών υπό διαχείριση κεφαλαίων στις περιόδους

14 t και t-1 προσθέτοντας/αφαιρώντας τα κέρδη/ζηµιές που είχε το αµοιβαίο κεφάλαιο την περίοδο t ως t-1. Το σύνολο προκύπτει: N = F F (1 + R )) (5) t t ( t 1 t όπου N t αντιπροσωπεύει τις καθαρές ροές κεφαλαίου την περίοδο t F t είναι τα συνολικά υπό διαχείριση κεφάλαια την περίοδο t F t 1 είναι τα συνολικά υπό διαχείριση κεφάλαια την προηγούµενη περίοδο R t είναι οι αποδόσεις του αµοιβαίου από την περίοδο t-1 ως t Συµπεριλαµβάνουµε τον όρο που µετρά τις ροές κεφαλαίων όπως αυτός ορίζεται από το µέγεθος των υπό διαχείριση κεφαλαίων του χαρτοφυλακίου ανά εβδοµάδα ( S ) τόσο στα χωρίς όρους όσο και στα υπό όρους µοντέλα, προσθέτοντας τον όρο που µετρά την χρονική τοποθέτηση για να ελεγχθεί η επίδραση των των ροών κεφαλαίου σε αυτόν τον όρο. Οι παλινδροµήσεις διαµορφώνονται εποµένως ως ακολούθως: R = α + β R + γ R + λ ( S ) R + ε (6) m 2 m 2 m R 2 = + β Rm + δ RmPt 1 ) + γ Rm + λ ( S ) α ( R + ε (7) 2 m

15 3. Στοιχεία Η παρούσα εµπειρική ανάλυση χρησιµοποιεί εβδοµαδιαία στοιχεία από 29 οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια που δραστηριοποιούνταν στην ελληνική αγορά την περίοδο Περιλαµβάνονται επίσης επιπρόσθετα στοιχεία για επιπλέον 12 οµολογιακά αµοιβαία που δεν δραστηριοποιούνταν καθόλη την υπό εξέταση περίοδο, προκειµένου να αντιµετωπιστεί το πρόβληµα του σφάλµατος επιβίωσης (survivorship bias) στα στοιχεία µας. Τα στοιχεία αυτά αντλήθηκαν από τη βάση δεδοµένων της Ένωσης Ελλήνων Θεσµικών Επενδυτών. Η τρέχουσα αξία των επενδεδυµένων κεφαλαίων στα οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια τον εκέµβριο του 2002 ήταν 5 δισ. ευρώ, αντιπροσωπεύοντας το 3,2% του ελληνικού Α.Ε.Π. και 20% των επενδεδυµένων κεφαλαίων σε αµοιβαία κεφάλαια στην Ελλάδα. Σύµφωνα µε τους διαχειριστές αµοιβαίων κεφαλαίων ο πιο ευρέως χρησιµοποιούµενος δείκτης αναφοράς για τη µέτρηση των οµολογιακών αποδόσεων είναι ο δείκτης BONDEX, που αποτελεί ένα χαρτοφυλάκιο κρατικών και εταιρικών οµολόγων. Οι διαχειριστές των χαρτοφυλακίων χρησιµοποιούν στρατηγικές ενεργητικής διαχείρισης για να επιτύχουν υπεραποδόσεις έναντι του BONDEX, επιχειρώντας να βελτιώσουν τις επιδόσεις τους αναφορικά µε την επιλογή χρεογράφων και την κατάλληλη χρονική τοποθέτηση. Ως µεταβλητές δηµόσιας πληροφόρησης, για το υπό όρους µοντέλο, χρησιµοποιήσαµε τις αποδόσεις του Γ.. του Χ.Α., τα επιτόκια ATHIBOR και EURIBOR και τις αποδόσεις του 10ετούς κρατικού οµολόγου από 01/01/1999 ως 27/12/2002. Τα στοιχεία αυτά αντλήθηκαν από την βάση δεδοµένων του Bloomberg (Bloomberg Proessional Database).

16 Το τρίµηνο επιτόκιο EURIBOR (το διατραπεζικό επιτόκιο δανεισµού στη ζώνη του ευρώ) χρησιµοποιήθηκε ως εκτίµηση των επιτοκίων της περιόδου 5/1/ /12/2002, καθώς θεωρούµε ότι αντιπροσωπεύει το επιτόκιο που είχαν να αντιµετωπίσουν οι διαχειριστές στην αγορά αυτή την υπό εξέταση περίοδο. Προκειµένου να διαµορφώσουµε την ακριβέστερη δυνατή εικόνα της αγοράς των επιτοκίων στην ελληνική χρηµαταγορά, χρησιµοποιούµε το τρίµηνο ATHIBOR για την περίοδο πριν την υιοθέτηση του ευρώ (1/1/ /12/2000). Για τον υπολογισµό της απόδοσης των οµολόγων χρησιµοποιούµε ανά εβδοµάδα το οµόλογο πλησιέστερο σε δεκαετή λήξη και έπειτα την απόδοση στη λήξη του συγκεκριµένου οµολόγου. Για τις αποδόσεις του Γ.. του Χ.Α. χρησιµοποιήσαµε τις λογαριθµηµένες αποδόσεις καθώς έχει αποδειχθεί ότι ακολουθούν µια πιο οµαλή προσέγγιση της κανονικής κατανοµής (Dacorogna κ.α., 2001). pt r = ln t (8) pt 1 όπου r i είναι η εβδοµαδιαία απόδοση p t είναι η τιµή στο τέλος της εβδοµάδας p t 1 είναι η απόδοση στο τέλος της προηγούµενης εβδοµάδας Όλα τα στοιχεία επιλέχθηκαν χρησιµοποιούν την Παρασκευή ως ηµέρα αναφοράς. Στις περιπτώσεις που δεν υπήρχαν στοιχεία την Παρασκευή, χρησιµοποιήθηκαν τα στοιχεία κλεισίµατος της προηγούµενης ηµέρας. Παρόλα αυτά ορισµένα σφάλµατα

17 είναι αναπόφευκτα λόγω της έλλειψης ταυτόχρονων (simultaneous) στοιχείων για µετοχές, οµόλογα και επιτόκια και καθώς οι ώρες κλεισίµατος των τριών αγορών δεν συµπίπτουν. Επίσης το φαινόµενο της ασύγχρονης διαπραγµάτευσης των µετοχών που απαρτίζουν τον Γ.. περιλαµβάνεται επίσης στα στοιχεία µας. Κατά αυτόν τον τρόπο δηµιουργήθηκε µια ακολουθία 209 εβδοµαδιαίων τιµών βάση των οποίων προέκυψαν τα αποτελέσµατά µας. 4. Εµπειρικά Αποτελέσµατα Συγκεντρωτικά στοιχεία για το υπό εξέταση δείγµα των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων στην Ελλάδα δίνονται στον πίνακα 1. Το δείγµα των τεσσάρων ετών ξεκινά από τον Ιανουάριο του 1999 µέχρι και το εκέµβριο του 2002 και τα αποτελέσµατα παρουσιάζονται τόσο πριν υπολογιστούν οι προµήθειες όσο και αφού αυτές συνυπολογιστούν στις τιµές. Τα 29 αµοιβαία κεφάλαια που αποτελούν το δείγµα αντιπροσωπεύουν το σύνολο των αµοιβαίων κεφαλαίων που δραστηριοποιούνταν στην Ελλάδα καθόλη τη διάρκεια της υπό εξέταση περιόδου. Εποµένως τα αποτελέσµατα πιθανόν να βαρύνονται µε το σφάλµα επιβίωσης καθώς τα αµοιβαία κεφάλαια που συγχωνεύτηκαν ή έπαψαν να δραστηριοποιούνται σε αυτή την τετραετή περίοδο δεν περιλαµβάνονται στο δείγµα. Αυτό συνήθως έχει ως συνέπεια τα αποτελέσµατα να εµφανίζονται ευνοϊκότερα από ότι θα ήταν αν τα αµοιβαία αυτά κεφάλαια είχαν περιληφθεί στο δείγµα. Το θέµα αυτό αναλύεται διεξοδικότερα στη συνέχεια. Τόσο το χωρίς όρους όσο και το υπό όρους µοντέλο αναλύονται µε και χωρίς την επίδραση των ροών κεφαλαίου. Ο πίνακας συµπεριλαµβάνει τα αµοιβαία κεφάλαια που επιδεικνύουν θετικό και σηµαντικό, θετικό αλλά µη σηµαντικό πρόσηµο, αρνητικό και σηµαντικό καθώς και αρνητικό

18 αλλά µη στατιστικά σηµαντικό πρόσηµο. Τα επίπεδα σηµαντικότητας απεικονίζονται στο 95%. Τα αποτελέσµατα είναι σαφώς διαφορετικά όταν αυτά απεικονίζονται προ προµηθειών και όταν οι προµήθειες εµπεριέχονται στις τιµές. Ο συντελεστής άλφα είναι θετικός και στατιστικά σηµαντικός σε όλα εκτός από δύο αµοιβαία κεφάλαια όταν δεν υπολογίζονται οι προµήθειες αλλά τα αποτελέσµατα αλλάζουν δραµατικά όταν εµπεριέχονται και οι προµήθειες µε 20 αµοιβαία κεφάλαια να έχουν στατιστικά σηµαντικές αρνητικές αποδόσεις. Αυτό είναι αναµενόµενο καθώς οι προµήθειες µοιάζουν να µειώνουν σηµαντικά τις όποιες αποδόσεις επιτυγχάνει η ενεργητική διαχείριση. Συνεπώς όταν συνυπολογιστούν και οι προµήθειες η πλειοψηφία των αµοιβαίων κεφαλαίων δεν πετυχαίνει αποδόσεις, σταθµισµένες µε βάση τον αναλαµβανόµενο κίνδυνο, πάνω από το δείκτη αναφοράς. Το ίδιο συµπέρασµα προκύπτει χρησιµοποιώντας τόσο το χωρίς όρους όσο και το υπό όρους µοντέλο αποτίµησης. Οι µέσες προµήθειες που χρεώνουν οι διαχειριστές χαρτοφυλακίου στους µεριδιούχους είναι περίπου 2% και περιλαµβάνουν τις προµήθειες αγοράς µεριδίων και τις προµήθειες κατά την πώληση των µεριδίων. Πρέπει να σηµειωθεί πάντως πως το 30% των αµοιβαίων κεφαλαίων του δείγµατος επιδεικνύουν θετικές και στατιστικά σηµαντικές αποδόσεις ακόµη και αφού περιληφθούν στις τιµές οι προµήθειες, δείχνοντας πως κατά τη διάρκεια της εξεταζόµενης περιόδου κάποια αµοιβαία κεφάλαια κατάφεραν να έχουν αποδόσεις έστω οριακά ανώτερες του δείκτη αναφοράς.

19 Πίνακας 1 - Συνολική εκτίµηση απόδοσης οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων στην ελληνική αγορά την περίοδο Ιανουάριος εκέµβριος 2002 Ο πίνακας παρουσιάζει τα συγκεντρωτικά αποτελέσµατα του δείγµατος των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων που δραστηριοποιούνταν στην ελληνική αγορά κατά τη διάρκεια της τετράχρονης περιόδου που αναφέρεται το δείγµα µας. Στην πρώτη ενότητα του πίνακα τα αποτελέσµατα δίνονται πριν τον υπολογισµό των προµηθειών ενώ στην δεύτερη ενότητα του πίνακα περιλαµβάνονται και οι προµήθειες στις εκτιµώµενες παλινδροµήσεις. Για τις συναρτήσεις 2 και 4 οι συντελεστές άλφα (α) και γάµµα (γ) που δίνονται µετρούν τις αποδόσεις των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων και την ικανότητα χρονικής τοποθέτησης τόσο για το χωρίς όρους όσο και για το υπό όρους µοντέλο. Τα αποτελέσµατα όταν συµπεριληφθεί και η ροή κεφαλαίων δίνονται από τις συναρτήσεις 6 και 7. Χωρίς όρους αγνοώντας Χωρίς όρους µε τις ροές Υπό όρους αγνοώντας τις ροές Υπό όρους µε τις ροές (Συναρτ. 7) τις ροές (Συναρτ. 2) (Συναρτ. 6) (Συναρτ. 4) Χωρίς προµήθειες α γ α γ λ α γ α γ λ Αρνητικό και µη σηµαντικό Θετικό και µη σηµαντικό Αρνητικό και σηµαντικό Θετικό και σηµαντικό Αριθµός Α/Κ δείγµατος Με προµήθειες Αρνητικό και µη σηµαντικό Θετικό και µη σηµαντικό Αρνητικό και σηµαντικό Θετικό και σηµαντικό Αριθµός Α/Κ δείγµατος ** Σηµαντικά στο 0,05

20 Σε ότι αφορά τους παράγοντες της χρονικής τοποθέτησης και επιλογής χρεογράφων τα αποτελέσµατα επιβεβαιώνουν ότι η συµπερίληψη των προµηθειών στις τιµές έχει ως αποτέλεσµα οι αποδόσεις να υστερούν όπως δείχνει η επιλογή χρεογράφων. Τα στοιχεία που αφορούν στη χρονική τοποθέτηση όµως δείχνουν πως τόσο πριν όσο και µετά τις προµήθειες το 30% των αµοιβαίων κεφαλαίων επιτυγχάνουν θετική και σηµαντική ικανότητα χρονικής τοποθέτησης, που αποτελεί µάλλον και το λόγο που το 30% των αµοιβαίων κεφαλαίων επιτυγχάνουν θετικές και σηµαντικές αποδόσεις ακόµη και αφού υπολογιστούν οι προµήθειες. Εξετάζοντας την επίδραση των ροών κεφαλαίου στην απόδοση διαπιστώνουµε πως τα αποτελέσµατα δεν διαφοροποιούνται σηµαντικά. Περίπου τα µισά αµοιβαία κεφάλαια έχουν αρνητικούς συντελεστές λάµδα (λ coeicient) υπογραµµίζοντας την αρνητική επίδραση των ροών κεφαλαίου στην απόδοση. Αντίθετα τα υπόλοιπα µισά αµοιβαία κεφάλαια επιδεικνύουν θετικούς συντελεστές τόσο χρησιµοποιώντας το χωρίς όρους όσο και το υπό όρους µοντέλο και ανεξάρτητα από το εάν συµπεριλαµβάνονται οι προµήθειες ή όχι. Παρόλα αυτά το γεγονός ότι πάνω από το 70% των αποτελεσµάτων του συντελεστή λάµδα δεν είναι στατιστικά σηµαντικά, ανεξαρτήτως προσήµου, ενισχύει το συµπέρασµα ότι οι ροές κεφαλαίων έχουν περιορισµένο ρόλο στην απόδοση. Επιπρόσθετα τα αποτελέσµατα αναφορικά µε τον παράγοντα της χρονικής τοποθέτησης είναι ταυτόσηµα ανεξαρτήτως του προσήµου των ροών κεφαλαίων. Τα συνολικά αποτελέσµατα σηµατοδοτούν πως η πλειοψηφία των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων ενεργητικής διαχείρισης στην ελληνική αγορά δεν ξεπερνούν τους παθητικούς δείκτες αναφοράς σε απόδοση, επιβεβαιώνοντας τα σχετικά

21 συµπεράσµατα για την αµερικανική αγορά οµολόγων (Blake κ.α., 1993). Ένα σηµαντικό κοµµάτι πάντως των αµοιβαίων κεφαλαίων του δείγµατος έχει θετική απόδοση ακόµη και όταν υπολογίζονται οι προµήθειες στις τιµές και µε τα δύο µοντέλα εκτίµησης. Τα αποτελέσµατα του πίνακα 2 δείχνουν πως κατά µέσο όρο τα οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια έχουν ελαφρώς θετικές αποδόσεις και στατιστικά σηµαντικούς συντελεστές άλφα χρησιµοποιώντας το χωρίς όρους µοντέλο. Οι συντελεστές άλφα είναι σχεδόν ίδιοι µε τη χρησιµοποίηση του υπό όρους µοντέλου αλλά τα αποτελέσµατα συνολικά δεν διαφέρουν στατιστικά από το µηδέν. Αφού υπολογιστούν οι προµήθειες παρουσιάζονται υποαποδόσεις της τάξεως του 1,5% και τα αποτελέσµατα είναι στατιστικά σηµαντικά και για τα δύο µοντέλα. Ένα ενδιαφέρον στοιχείο είναι πως η χρήση του υπό όρους µοντέλου έχει ως αποτέλεσµα το µέσο άλφα να παρουσιάζεται ελαφρώς βελτιωµένο. Αυτή η µεταβολή πάντως δεν είναι αρκετή να αλλάξει το γενικότερο συµπέρασµα της υποαπόδοσης των αµοιβαίων κεφαλαίων σε σχέση µε τους παθητικούς δείκτες αναφοράς. Ανάλογες παρατηρήσεις έχουν υπάρξει και σε άλλες µελέτες που αφορούν την εκτίµηση των οµολογιακών αποδόσεων (Ferson και Schadt, 1996, Beckers κ.α., 1999) αλλά στη µελέτη µας αυτή η µετατόπιση είναι µικρότερη. Οι αποδόσεις των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων είναι µικρές ειδικά στο πρώτο τεταρτηµόριο της κατανοµής των αποδόσεων που συµπίπτει χρονικά µε το διάστηµα οπότε και η ελληνική κεφαλαιαγορά είχε σηµαντική ανάπτυξη, ενώ κατά την ίδια περίοδο οι οµολογιακές αποδόσεις ήταν αναλογικά χαµηλότερες, που πιθανόν να εξηγεί και αυτή τη διαφοροποίηση.

22 Πίνακας 2 - Συγκεντρωτική απόδοση, σταθµισµένη µε βάση το ρίσκο των ελληνικών οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων Ο πίνακας απεικονίζει τις µέσες αποδόσεις για το στατιστικό δείγµα, µε τους συντελεστές άλφα να δίνονται σαν ποσοστό επί τοις εκατό. Οι αποδόσεις απεικονίζονται τόσο χρησιµοποιώντας το χωρίς όρους όσο και το υπό όρους µοντέλο πριν και µετά τις προµήθειες. Η υπό εξέταση περίοδος διαιρείται σε τρία τεταρτηµόρια για να δούµε τις αποδόσεις σε διαφορετικές υποπεριόδους του δείγµατος. Ο συντελεστής βήτα (β) µετρά το συστηµατικό κίνδυνο των χαρτοφυλακίων αυτών. Μοντέλο Μέσο α t-stat Τυπική απόκλιση α Ελάχιστο α Α τεταρτηµόριο α Β τεταρτηµόριο α Γ τεταρτηµόριο α Μέγιστο α Μέσο β Χωρίς προµήθειες Χωρίς όρους *** Υπό όρους Με προµήθειες Χωρίς όρους *** Υπό όρους *** Μέσο R 2 *** Σηµαντικά στο 0,01

23 Από τον πίνακα 3 µπορούµε να δούµε τα αποτελέσµατα των διαγνωστικών τεστ και συγκεκριµένα σε ότι αφορά την αυτοσυσχέτιση 18 παλινδροµήσεις δίνουν στατιστικά σηµαντικά αποτελέσµατα πάνω από το επίπεδο σηµαντικότητας του 10%, δύο παλινδροµήσεις είναι στατιστικά σηµαντικές σε επίπεδο σηµαντικότητας 5-10% και δύο σε επίπεδο σηµαντικότητας 5%. Οι υπόλοιπες έδωσαν µη στατιστικά σηµαντικά αποτελέσµατα αναφορικά µε την αυτοσυσχέτιση (υπογραµµίζοντας συνεπώς την ύπαρξη αυτοσυσχέτισης στα αποτελέσµατα τους). Τα στοιχεία σχετικά µε την εξειδίκευση και την ετεροσκεδαστικότητα δίνουν στατιστικά σηµαντικά αποτελέσµατα περίπου στο 80% των αµοιβαίων κεφαλαίων που εξετάστηκαν, ενισχύοντας την ορθότητα των συµπερασµάτων µας. Παρόλα αυτά τα αποτελέσµατα δεν είναι σηµαντικά όταν εξετάζουµε την κανονικότητα, δείχνοντας πως τα κατάλοιπα δεν είναι κανονικά κατανεµηµένα, ένα συµπέρασµα πάντως συχνό στην αρθρογραφία που αφορά την εκτίµηση της αποδοτικότητας. Τέλος αναλύοντας τη στασιµότητα των χρονοσειρών που συναπαρτίζουν το δείγµα µας βρήκαµε πως σχεδόν όλες ήταν στάσιµες στα επίπεδά τους. Πίνακας 3 - ιαγνωστικά αποτελέσµατα Ο πίνακας απεικονίζει αναλυτικά τα διαγνωστικά αποτελέσµατα για τις συναρτήσεις 2 και 4. ίνεται ο αριθµός των παλινδροµήσεων που είναι στατιστικά σηµαντικές πάνω από το επίπεδο σηµαντικότητας του 10%, µεταξύ 5-10% και σε επίπεδο σηµαντικότητας 5%. Χωρίς όρους αγνοώντας τις ροές Υπό όρους µε τις ροές > > Αυτοσυσχέτιση Εξειδίκευση Κανονικότητα Ετεροσκεδαστικότητα

24 Στον πίνακα 4 παρουσιάζονται οι διαστρωµατικοί µέσοι των συντελεστών που χρησιµοποιούνται σαν µεταβλητές στα υπό όρους µοντέλα, καθώς και ο αριθµός των αµοιβαίων κεφαλαίων που εµφανίζουν στατιστικά σηµαντικά αποτελέσµατα σε κάθε περίπτωση. Τα αποτελέσµατα δίνονται πριν και µετά από τις προµήθειες. Οι υπό όρους µεταβλητές που χρησιµοποιούνται είναι σύµφωνες µε τους Sawicki και Ong (2000), µε εξαίρεση την µερισµατική απόδοση που δεν περιλαµβάνεται, και τις αποδόσεις του Γενικού είκτη τιµών του Χρηµατιστηρίου Αθηνών που χρησιµοποιείται αντί αυτού σαν µέτρο εκτίµησης των οικονοµικών συνθηκών στην ελληνική οικονοµία την περίοδο που εξετάζουµε. Τα αποτελέσµατα που δίνονται ισχύουν και για το δείγµα που περιλαµβάνει τις προµήθειες, καθώς η µεταβλητή των οικονοµικών συνθηκών είναι σηµαντική σε επίπεδο σηµαντικότητας 5%, µε τα t-ratio να είναι ελαφρώς υψηλότερα. Εποµένως η αποδόσεις του Γ.. τιµών του Χ.Α. είναι η µόνη µεταβλητή που επηρεάζει σηµαντικά τις αποδόσεις των ελληνικών οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων. Αποτελεί άλλωστε σηµαντικό παράγοντα θετικής επίδρασης των αποδόσεων για περισσότερο από το µισό δείγµα. Το αποτέλεσµα αυτό έρχεται σε αντιστοιχία µε τα συµπεράσµατα των Sawicki και Ong (2000), που διαπιστώνουν πως 48 από τα µετοχικά και µικτά αµοιβαία κεφάλαια του δείγµατος που χρησιµοποίησαν είχαν θετική επίδραση από την µερισµατική απόδοση του αυστραλιανού χρηµατιστηρίου. Οι συντελεστές της χρονικής διάρθρωσης των επιτοκίων είναι θετικοί και για τα δύο δείγµατα, µε τα αποτελέσµατα που αφορούν το δείγµα µε τις προµήθειες να είναι µεγαλύτερα αλλά επίσης όχι στατιστικά σηµαντικά. Ο συντελεστής απόδοσης του εντόκου γραµµατίου, είναι οριακά αρνητικός για το δείγµα χωρίς τις προµήθειες και θετικός για το δείγµα συµπεριλαµβανοµένων των προµηθειών. Αντίθετα ο αρνητικός

25 συντελεστής για το µήνα Ιανουάριο παρατηρείται και στα δύο δείγµατα, µε τα αποτελέσµατα να αποδεικνύονται και πάλι µη σηµαντικά. Πίνακας 4 - Εκτίµηση συντελεστών των υπό όρους µεταβλητών Σε αυτόν τον πίνακα παρουσιάζονται οι συντελεστές των µεταβλητών που χρησιµοποιούνται στο υπό όρους µοντέλο και πιο συγκεκριµένα η µεταβλητή Οικονοµικές συνθήκες που αντιπροσωπεύει την απόδοση του Γενικού είκτη Τιµών του Χρηµατιστηρίου Αθηνών, η µεταβλητή Term είναι η χρονική διάρθρωση των επιτοκιακών αποδόσεων, η µεταβλητή Έντοκο γραµµάτιο που είναι η απόδοση του εντόκου γραµµατίου και Ιανουάριος που είναι ο συντελεστής της ψευδοµεταβλητής Χωρίς προµήθειες Με προµήθειες Συντελεστής t-stat Συντελεστής t-stat Οικονοµικές ** Οικονοµικές ** συνθήκες συνθήκες Term Term Έντοκο Έντοκο γραµµάτιο γραµµάτιο Ιανουάριος Ιανουάριος ** Σηµαντικά στο 0,05 Τα αποτελέσµατα που παρουσιάστηκαν µέχρι τώρα καλύπτουν µόνο τα αµοιβαία κεφάλαια που δραστηριοποιούνταν στην ελληνική αγορά καθόλη την περίοδο που εξετάζουµε. Παρόλα αυτά στην αρθρογραφία εκτίµησης της απόδοσης τονίζεται πως η συµπερίληψη των αµοιβαίων κεφαλαίων που δεν λειτουργούσαν όλη την περίοδο (non-surviving unds) έχει ως αποτέλεσµα ο µέσος συντελεστής άλφα του δείγµατος να µειώνεται. Αυτό σηµαίνει πως ο αποκλεισµός των αµοιβαίων κεφαλαίων που δεν επιβίωσαν κατά µέσο όρο έχει ως αποτέλεσµα οι πραγµατικές αποδόσεις να υπερεκτιµώνται. Στο δείγµα µας 12 αµοιβαία κεφάλαια δεν λειτουργούσαν και για τα τέσσερα χρόνια της εξεταζόµενης περιόδου. Όταν αυτά τα αµοιβαία κεφάλαια περιλήφθηκαν στο σύνολο του εκτιµώµενου δείγµατος ο µέσος συντελεστής άλφα ήταν ελαφρώς υψηλότερος. Τα συµπεράσµατά µας είναι σηµαντικά σε επίπεδο

26 σηµαντικότητας 1%. Ανάλογα συµπεράσµατα εξάγουµε χρησιµοποιώντας το υπό όρους µοντέλο και µάλιστα τα αποτελέσµατα είναι καλύτερα. Το αποτέλεσµα αυτό έρχεται σε αντίθεση µε τα ευρήµατα των Elton κ.α. (1996) και µπορεί να αποδοθεί στο ότι στην πλειοψηφία τους αυτά τα αµοιβαία κεφάλαια δεν έπαψαν να υφίστανται ως αποτέλεσµα κακών αποδόσεων ή αδυναµίας να προσελκύσουν επενδυτές. Στην πραγµατικότητα την περίοδο συντελέστηκαν συγχωνεύσεις µεταξύ των τραπεζικών οµίλων, των οποίων οι περισσότερες εταιρίες διαχείρισης αµοιβαίων κεφαλαίων είναι θυγατρικές, και οι οποίες συγχωνεύθηκαν ως αποτέλεσµα αυτών των ανακατάξεων για λόγους οικονοµίας κλίµακος. Εποµένως είναι λογικό η συµπερίληψη αυτών των αµοιβαίων κεφαλαίων να µην επηρεάσει αρνητικά τα συνολικά αποτελέσµατα καθώς στην πλειοψηφία τους αυτά δεν υστερούσαν σε απόδοση σε σχέση µε την υπόλοιπη αγορά. Τα αποτελέσµατα παρουσιάζονται αναλυτικά στον πίνακα 5 όπου παρατηρούµε πως τα αµοιβαία κεφάλαια που δεν επιβίωσαν είχαν καλύτερες αποδόσεις χρησιµοποιώντας τόσο το χωρίς όρους όσο και το υπό όρους µοντέλο. Τα συνολικά αποτελέσµατα όµως δεν διαφοροποιούνται σηµαντικά και οι δυνατότητες αποκόµισης υπεραποδόσεων που διαφαίνονται είναι οριακές.

27 Πίνακας 5 - Ανάλυση της απόδοσης των αµοιβαίων κεφαλαίων που επιβίωσαν και αυτών που δεν επιβίωσαν Ο πίνακας αυτός παρουσιάζει τα αποτελέσµατα για τα αµοιβαία κεφάλαια που λειτουργούσαν σε όλη την υπό εξέταση περίοδο και σε αυτά που δεν επιβίωσαν. Οι συντελεστές άλφα είναι εκφρασµένοι ως ποσοστό επί τοις εκατό µαζί µε τα t-statistic και τα αποτελέσµατα των τυπικών αποκλίσεων. Κατηγορία Αριθµός Α/Κ Μέσο α t-stat Τυπική απόκλιση α Χωρίς όρους model εν επιβίωσαν *** Επιβίωσαν *** ιαφορά Συνολο *** Υπό όρους model εν επιβίωσαν *** Επιβίωσαν *** ιαφορά Συνολο *** *** Σηµαντικά στο 0,01 Στον πίνακα 6 βλέπουµε πώς η απόδοση µοιράζεται µεταξύ χρονικής τοποθέτησης και επιλογής χρεωγράφων των διαχειριστών. Όταν δεν υπολογίσουµε τις προµήθειες στο δείγµα τα οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια όπως είδαµε έχουν θετικές αποδόσεις που µπορούν να αποδοθούν στην επιλογή χρεογράφων. Ο όρος που µετρά την χρονική τοποθέτηση είναι επίσης θετικός όπως συνάγετε από τον συντελεστή γ του δείγµατος. Σε αντίθεση εποµένως µε προηγούµενες µελέτες βρίσκουµε πως η επιλογή χρεογράφων όπως εκφράζετα από τις θετικές αποδόσεις προσαρµοσµένες µε βάση τον κίνδυνο, δεν µειώνει την ικανότητα χρονικής τοποθέτησης των διαχειριστών. Σε ότι αφορά το υπό όρους µοντέλο o συντελεστής άλφα έχει θετικό πρόσηµο και ο συντελεστής γ αρνητικό. Τα αποτελέσµατα πάντως δεν είναι σηµαντικά είτε χρησιµοποιώντας το υπό όρους είτε το χωρίς όρους µοντέλο αποδεικνύοντας ότι δεν είναι δυνατόν να επιτευχθούν υπεραποδόσεις εκµεταλλευόµενοι τις δυνατότητες

28 επιλογής χρεογράφων και χρονικής τοποθέτησης των διαχειριστών. Οι αποδόσεις που δίνονται χρησιµοποιώντας το υπό όρους µοντέλο είναι ανώτερες όπως φαίνεται από το συντελεστή συσχέτισης του Pearson. Το αποτέλεσµα αυτό υπογραµµίζει µια συχνή διαπίστωση στην εµπειρική αρθρογραφία (Ferson and Schadt, 1996) όπου τονίζει την ύπαρξη αρνητικής συσχέτισης µεταξύ των συντελεστών βήτα των χαρτοφυλακίων και των αποδόσεων της αγοράς, γεγονός παράδοξο καθώς δείχνει την τάση των διαχειριστών να µειώνουν (αυξάνουν) το µέσο βήτα των χαρτοφυλακίων όταν οι αποδόσεις της αγοράς αναµένεται να είναι ανοδικές (καθοδικές) Πίνακας 6 - Επιλογή χρεωγράφων και χρονική τοποθέτηση των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων Ο παρακάτω πίνακας παρουσιάζει στατιστικά στοιχεία αναφορικά µε την επιλογή χρεογράφων και τη χρονική τοποθέτηση χωρίς τις ροές κεφαλαίου (συναρτήσεις 2 και 4) και µε τις ροές κεφαλαίου (συναρτήσεις 6 και 7). Τα αποτελέσµατα του συντελεστή άλφα (α) απεικονίζουν τις αποδόσεις που παίρνουµε µε τη χρήση της επιλογής χρεωγράφων µόνο, ενώ ο συντελεστής γάµµα (γ) µετρά τις αποδόσεις που επιτυγχάνονται από την ικανότητα χρονικής τοποθέτησης. Ο συντελεστής συσχέτισης του Pearson παρουσιάζεται µε το ρ. Μέσος t-stat Τυπική Ελάχιστο Α Β Γ Μέγιστο απόκλιση τεταρτηµόριο τεταρτηµόριο τεταρτηµόριο Χωρίς όρους µοντέλο πριν τις προµήθειες (χωρίς τις ροές κεφαλαίου) α *** γ * ρ(α,γ) *** Υπό όρους µοντέλο πριν τις προµήθειες (χωρίς τις ροές κεφαλαίου) α γ ρ(α,γ) *** Χωρίς όρους µοντέλο µετά τις προµήθειες (χωρίς τις ροές κεφαλαίου) α * γ ρ(α,γ) *** Υπό όρους µοντέλο µετά τις προµήθειες (χωρίς τις ροές κεφαλαίου) α * γ ρ(α,γ) *** *** Σηµαντικά στο 0,01 * Σηµαντικά στο 0,10

29 Όταν υπολογίζονται οι προµήθειες τα αποτελέσµατα τόσο για το χωρίς όρους όσο και για το υπό όρους µοντέλο δείχνουν ότι οι αποδόσεις είναι αρνητικές και στατιστικά σηµαντικές, αποδεικνύοντας ότι η επίδραση της επιλογής χρεογράφων είναι αρνητική. Οι εκτιµήσεις για την χρονική τοποθέτηση αντίθετα, είναι θετικές αλλά όχι στατιστικά σηµαντικές. Ο συντελεστής συσχέτισης του Pearson είναι επίσης αρνητικός και στατιστικά σηµαντικός όταν συµπεριληφθούν οι προµήθειες. Αυτή η αρνητική σχέση µεταξύ χρονικής τοποθέτησης και επιλογής χρεωγράφων, που διαπιστώνεται σε όλα τα αποτελέσµατα στον πίνακα 6 αναφέρεται και σε άλλες µελέτες στην αρθρογραφία εκτίµησης της απόδοσης (Henriksson, 1984, Coggin κ.α., 1993) και υπογραµµίζει ότι η ικανότητα να επιλέγει κάποιος διαχειριστής χρεώγραφα δεν συνεπάγεται και ικανότητα χρονικής τοποθέτησης και το αντίστροφο. Σε µια προσπάθεια να εντοπίσουµε τους λόγους που οδηγούν τους συντελεστές βήτα των χαρτοφυλακίων και τις αποδόσεις να συσχετίζονται αρνητικά εξετάζουµε την επίδραση των ροών κεφαλαίου στην απόδοση όπως φαίνεται στον πίνακα 7. Τα ευρήµατα δείχνουν πως για το χωρίς όρους µοντέλο η επίδραση των ροών κεφαλαίου είναι αρνητική και στατιστικά σηµαντική, ενώ ο συντελεστής που µετρά την χρονική τοποθέτηση είναι θετικός και επίσης σηµαντικός. Το υπό όρους µοντέλο όµως συµπεριλαµβανοµένων των ροών κεφαλαίου δίνει αρνητικό πρόσηµο για το συντελεστή ροής κεφαλαίων και θετικό συντελεστή χρονικής τοποθέτησης αλλά µη σηµαντικό, µην επιτρέποντας την εξαγωγή δεδοµένων συµπερασµάτων.

30 Πίνακας 7 - Επιλογή χρεογράφων, χρονική τοποθέτηση και ροές κεφαλαίων Ο πίνακας παρουσιάζει τα ποτελέσµατα για τους συντελεστές άλφα (α), γάµµα (γ) και λάµδα (λ) όπως προκύπτουν από τις συναρτήσεις 6 και 7. Ο συντελεστής άλφα δίνεται ως ποσοστό επί τοις εκατό, ο γάµµα είναι η χρονική τοποθέτηση και ο λάµδα µετρά την επίδραση των ροών κεφαλαίου. Συντελεστής Μέσος t-stat Χωρίς όρους πριν τις προµήθειες α *** γ * λ *** Υπό όρους πριν τις προµήθειες α *** γ λ *** Σηµαντικά στο 0,01 * Σηµαντικά στο 0,10 Τα αποτελέσµατα αυτά συµφωνούν µε τον Edelen (1999) που υπογραµµίζει πως ο συντελεστής ροής κεφαλαίων πρέπει να είναι αρνητικός και η εκτίµηση χρονικής τοποθέτησης θετική αν θεωρηθεί πως το θέµα των εισροών-εκροών κεφαλαίων έχει µικρή σηµασία στην διαδικασία χρονικής τοποθέτησης. Εποµένως συνάγουµε πως η αρνητική σχέση µεταξύ των συντελεστών βήτα των χαρτοφυλακίων και των αποδόσεων της αγοράς προέρχεται από τη επιθυµία των διαχειριστών να επενδύσουν άµεσα τις νέες εισροές κεφαλαίων µη δίνοντας σηµασία στην κατάλληλη χρονική στιγµή για µια τέτοια κίνηση, στην οποία θα έδιναν βαρύτητα εάν δεν υπήρχαν αυτές οι νέες εισροές.ο Edelen (1999) διαπιστώνει πως πράγµατι όταν τα αµοιβαία κεφάλαια έχουν νέα κεφάλαια να επενδύσουν εντοπίζονται χειρότερες εκτιµήσεις χρονικής τοποθέτησης και το αντίστροφο.

31 5 Ανακεφαλαίωση Αυτή η µελέτη εξέτασε την ικανότητα των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων ενεργητικής διαχείρισης στην ελληνική αγορά να επιτυγχάνουν κέρδη πάνω από τις αποδόσεις του δείκτη αναφοράς. Τα αποτελέσµατα αποδεικνύουν πως κατά µέσο όρο τα οµολογιακά αµοιβαία κεφάλαια δεν προσφέρουν αποδόσεις, σταθµισµένες µε βάση τον αναλαµβανόµενο κίνδυνο, ανώτερες από αυτές του δείκτη αναφοράς. Αυτό αποδεικνύεται χρησιµοποιώντας τόσο το χωρίς όρους όσο και το υπό όρους µοντέλο που χρησιµοποιήθηκαν για τη διερεύνηση των χαρακτηριστικών απόδοσης των οµολογιακών αµοιβαίων κεφαλαίων. Αν και η χρήση του υπό όρους µοντέλου προσφέρει βελτιωµένα αποτελέσµατα το γενικό συµπέρασµα ότι τα αµοιβαία κεφάλαια δεν υπεραποδίδουν σε σχέση µε τους παθητικούς δείκτες αναφοράς παραµένει. Επιπρόσθετα, τα αποτελέσµατα διαφοροποιούνται όταν συνυπολογιστούν οι προµήθειες καθώς τα οριακά υπερκέρδη που εµφανίζονται χωρίς τις προµήθειες εξανεµίζονται όταν αυτές συνυπολογιστούν. Πάντως ανεξάρτητα από το ποιο µοντέλο χρησιµοποιήθηκε τα αποτελέσµατα ήταν σχεδόν ταυτόσηµα µετά τον συνυπολογισµό των προµηθειών. Τα αποτελέσµατά µας αποδεινύεται όταν δεν «πάσχουν» από το σφάλµα επιβίωσης καθώς η συµπερίληψη των αµοιβαίων κεφαλαίων που δεν λειτουργούσαν καθόλη την περίοδο που εξετάστηκε δεν επηρέασε το µέσο συντελεστή άλφα αρνητικά πιθανόν εξαιτίας του γεγονότος ότι αυτά τα αµοιβαία κεφάλαια έπαψαν να λειτουργούν όχι εξαιτίας κακών αποδόσεων ή αδυναµίας να προσελκύσουν µεριδιούχους αλλά κυρίως λόγω των συγχωνεύσεων που συντελέστηκαν την περίοδο Τα αποτελέσµατα αναφορικά µε την επίδραση της επιλογής χρεογράφων και της χρονικής τοποθέτησης έδειξαν ότι η θετική ικανότητα ως προς τον έναν παράγοντα

32 (επιλογή χρεογράφων) δεν συνεπάγεται απαραιτήτως και αδυναµία χρονικής τοποθέτησης όπως τονίζεται σε άλλες µελέτες, παρόλα αυτά τα ολικά αποτελέσµατα δεν µας διευκολύνουν να βγάλουµε δεδοµένα συµπεράσµατα. Παράλληλα επιχειρούµε να εξάγουµε τους λόγους που οδηγούν τους συντελεστές βήτα των χαρτοφυλακίων και τις αποδόσεις της αγοράς να συσχετίζονται αρνητικά ελέγχοντας την επίδραση των ροών κεφαλαίων στην απόδοση µε τα αποτελέσµατα να δείχνουν ότι αυτό αποδίδεται κυρίως στην βιασύνη των διαχειριστών να επενδύσουν τις νέες εισροές κεφαλαίων σε περιόδους που αυτές είναι σηµαντικά αυξηµένες. Αρθρογραφία Artikis, P., (2002). Evaluation o Equity Mutual Funds Operating in the Greek Financial Market. Managerial Finance, vol. 28, no. 2, Becker, C., W. Ferson, D. Myers and M. Schill, (1999). Conditional Market Timing with Benchmark Investors. Journal o Financial Economics, vol. 52, no. 1, Blake, C., E. Elton and M. Gruber, (1993). The Perormance o Bond Mutual Funds. Journal o Business, vol. 66, no. 3, Blake, D. and A. Timmerman, (1998). Mutual Fund Perormance: Evidence rom the UK. European Finance Review, vol. 2, Blume, M. and D. Keim, (1987). Lower Grade Bonds: Their Risks and Returns. Financial Analysts Journal, vol. 43, no. 4, Blume, M., D. Keim and S. Patel, (1991). Returns and Volatility o Low-Grade Bonds Journal o Finance, vol. 46, no. 1, Chang, E. and R. Huang, (1990). Time-Varying Return and Risk in the Corporate Bond Market. Journal o Financial and Quantitative Analysis, vol. 25, no. 3,

33 Chen, N., R. Roll and S. Ross, (1986). Economic Forces and the Stock Market. Journal o Business, vol. 59, no. 3, Coggin, T., F. Fabozzi and S. Rahman, (1993). The Investment Perormance o U.S. Equity Pension Fund Managers: An Empirical Investigation. Journal o Finance, vol. 48, no. 3, Cornell, B. and K. Green, (1991). The Investment Perormance o Low-Grade Bond Funds. Journal o Finance, vol. 46, no. 1, Cumby, R. and J. Glen, (1990). Evaluating the Perormance o International Mutual Funds. Journal o Finance, vol. 45, no. 2, Dacorogna M., R. Gencay, U. Muller, R. Olsen and O. Pictet, (2001). An Introduction to High Frequency Finance. Academic Press, San Diego. Detzler, M., (1999). The Perormance o Global Bond Mutual Funds. Journal o Banking and Finance, vol. 23, Edelen, R. and J. Warner, (2001). Aggregate Price Eects o Institutional Trading: A Study o Mutual Fund Flow and Market Returns. Journal o Financial Economics, vol. 59, no. 2, Edelen, R., (1999). Investor Flows and the Assessed Perormance o Open-End Mutual Funds. Journal o Financial Economics, vol. 53, no. 3, Elton, E., M. Gruber, S. Das and M. Hlavka, (1993). Eiciency with Costly Inormation: A Reinterpretation o Evidence rom Managed Portolios. Review o Financial Studies, vol. 6, no. 1, Elton, E., M. Gruber and C. Blake, (1995). Fundamental Economic Variables, Expected Returns, and Bond Fund Perormance. Journal o Finance, vol. 50, no. 4,

34 Elton, E., M. Gruber and C. Blake, (1996). Survivorship Bias and Mutual Fund Perormance. Review o Financial Studies, vol. 9, no. 4, Fama, E. and K. French, (1993). Common Risk Factors in the Returns on Stocks and Bonds. Journal o Financial Economics, vol. 33, Ferson, W. and R. Schadt, (1996). Measuring Fund Strategy and Perormance in Changing Economic Conditions. Journal o Finance, vol. 51, no. 2, Gruber, M., (1996). Another Puzzle: The Growth in Actively Managed Mutual Funds. Journal o Finance, vol. 55, no. 3, Henriksson, R., (1984). Market Timing and Investment Perormance: An Empirical Investigation. Journal o Business, vol. 57, no. 1, Jensen, M.. (1968). The Perormance o Mutual Funds in the Period Journal o Finance, vol. 23, Malkiel, B.G., (1995). Returns rom Investing in Equity Mutual Funds 1971 to Journal o Finance, vol. 50, no. 2, Maxwell, W., (1998). The January Eect in the Corporate Bond Market: A Systematic Examination. Financial Management, vol. 27, no. 2, Milonas, N., (1999). Greek Mutual Funds, Theory and Practice. Greek Banks Association edition, (In Greek). Sawicki, J. and F. Ong, (2000). Evaluating Managed Fund Perormance Using Conditional Measures: Australian evidence. Paciic-Basin Finance Journal, vol. 8, no. 3 4, Treynor, J. and K. Mazuy, (1966). Can Mutual Funds Outguess the Market? Harvard Business Review, vol. 44, Warther, V., (1995). Aggregate Mutual Fund Flows and Security Returns. Journal o Financial Economics, vol. 39, no. 2 3,