證券投資基金業(yè)績實證研究

1、 我國證券投資基金業(yè)績的實證研究與評價 本文應用國外基金業(yè)績評價中普遍采納的風險調整指數(shù)法、TM模型和HM模型，對我國證券投資基金的業(yè)績進行實證研究。實證研究表明：(1)通過風險調整后，我國證券投資基金的業(yè)績總體上優(yōu)于市場基準組合；(2)我國基金經(jīng)理的良好業(yè)績是通過一定的證券選擇來獲得的；(3)幾種不同的評價指標對10只基金業(yè)績的排序結果特不相近，而且，即使不考慮風險因素，只依照基金凈資產(chǎn)值的漲幅大小進行排序也具有較高的參考價值。一、文獻回憶20世紀60年代往常，對投資基金的業(yè)績評價，要緊是依照投資基金單位凈資產(chǎn)和投資基金的投資收益率這兩個指標來進行的。但顯然基金的投資收益與股票的投資收益一樣

2、具有波動性，即具有風險，因此早期不考慮風險因素的基金業(yè)績評價有專門大的缺陷。美國財務學者特雷諾(Treynor，1965)在如何評價投資基金的治理一文中，首先提出一種考慮風險因素的基金業(yè)績評價指標，后人稱為“特雷諾指數(shù)”。在財務理論中，衡量投資收益的風險一般采納兩個指標：一是其歷史收益率標準差，衡量投資收益的總風險；二是其系統(tǒng)性風險系數(shù)，即的可能值。特雷諾認為，基金治理者通過投資組合應消除所有的非系統(tǒng)性風險，因此特雷諾用單位系統(tǒng)性風險系數(shù)所獲得的超額收益率來衡量投資基金的業(yè)績。但夏普(Sharpe，1966)則認為關于治理較好的投資基金，其總風險可能接近于系統(tǒng)性風險，而關于治理不行的投資基金，

3、其總風險可能因非系統(tǒng)性風險不等而相差甚遠。因此夏普用單位總風險所獲得的超額收益率即“夏普指數(shù)”來評價基金的業(yè)績。盡管使用不同的風險度量指標，許多國外的實證研究表明，分不采納特雷諾指數(shù)和夏普指數(shù)評價基金的治理業(yè)績，結果沒有顯著的差異。夏普(1966)考察了1954年到1963年之間34個共同基金的經(jīng)營業(yè)績，他發(fā)覺收益率的要緊差異是源于每個共同基金的費用各不相同，而且，若用夏普指數(shù)來衡量的話，則大部分基金的業(yè)績表現(xiàn)都不如道瓊斯工業(yè)指數(shù)所衡量出的業(yè)績表現(xiàn)。1968年詹森(Jensen)提出了以資本資產(chǎn)定價模型(CAPM)為基礎的業(yè)績衡量指數(shù)，又稱為“詹森指數(shù)”。它能在風險調整以后以百分比的形式來評估

4、出基金的業(yè)績表現(xiàn)。具體而言，詹森指數(shù)是通過比較評價期的實際收益和由CAPM推算出的預期收益來進行評價的。在考察了1958年到1964年間115只共同基金的業(yè)績表現(xiàn)之后，詹森發(fā)覺，沒有證據(jù)能夠講明任何一只基金能比隨機選擇的投資組合的業(yè)績表現(xiàn)優(yōu)異。1966年，特雷諾和瑪澤(TreynorandMazuy)首次對基金經(jīng)理時機選擇能力進行了計量分析。他們分析了時機選擇可能產(chǎn)生的兩種情形，如圖1所示。在折線情形下基金經(jīng)理準確預測市場的轉折點，并進行相應的調整。這是最理想的情形，但他們同時認為，這過于理想而不現(xiàn)實。在弧線的情形下基金經(jīng)理則在行情上升或下滑過程中逐漸調整其證券組合。特雷諾和瑪澤依照第二種情形

5、引入一個二項式進行回歸分析(簡稱TM模型)，他們利用TM模型對一些共同基金的數(shù)據(jù)進行了可能，但幾乎沒有找到任何基金經(jīng)理把握市場時機的證據(jù)。阿瑪?shù)俚热?Admati，Bhattacharya，Pfleiderer and Ross，1986)論證了TM模型在衡量市場時機選擇能力是有效的。比較有意思的是，許多學者研究發(fā)覺，c值(二項式的參數(shù))為負數(shù)的居多，呈現(xiàn)一種負的市場時機選擇能力。康比和格萊姆(Cumby and Glem，1990)對美國15個國際投資基金在1982年1月至1988年6月(不包括1987年)的業(yè)績進行了分析，其中也使用了TM模型，研究發(fā)覺樣本的c絕大部分為負值，且大部分樣本的

6、t檢驗并不顯著，總體上也呈現(xiàn)一種負的市場時機選擇能力。亨里克森和莫頓(HenrikssonandMerton，1981)提出了另一種相似的但更簡單的方法。他們假設投資組合的只取兩個值：當市場走好時取較大值，當市場萎靡時取較小值。在那個假設下，投資組合的特征線就應如圖2所示。因此他們引入一個帶有虛擬變量的模型(簡稱HM模型)并對1968年至1980年的116家共同基金進行了回歸檢驗。研究發(fā)覺，盡管其顯著性水平?jīng)]有達到5的一般要求，但c(虛擬變量的參數(shù))的平均值卻是負的(-007)。11家共同基金具有顯著的c值，而同時8家具有顯著的c負值。從總體來看，62的基金其市場時機選擇能力是負的。因此，這些

7、結果對基金經(jīng)理把握市場時機的能力同樣沒有提出多少有力的證據(jù)。當上述這些基金業(yè)績評價方法被廣泛應用時，這些方法卻受到了羅爾(Roll，1978)和格林布特等人(Grinblatt，MarkandTitman，1989)的批判。他們批判最為激烈的是在選擇基準組合的問題和CAPM的有效性這兩個方面。他們認為，大多數(shù)的評價方法都要求確定一個基準組合，這就意味著不管使用哪一個基準組合都存在著缺陷。能夠證明，只要對基準組合稍作改變，基金的業(yè)績排序就會完全不同。假如使用某些具有普遍意義的指數(shù)作為基準組合時，基金業(yè)績的排位可不能發(fā)生太大的變化，但由于構建指數(shù)的證券組合經(jīng)常會有調整，這都會發(fā)生成本。因此，他們認

8、為以指數(shù)收益率作為基準組合的收益率過高。關于資本資產(chǎn)定價模型(CAPM)，他們認為，CAPM可能并不是一個正確的定價模型，因為阻礙證券收益和風險的因素是多方面的，而CAPM只考慮市場這一因素，沒方法解釋市場上的一些異?，F(xiàn)象(MarketAnomalies)。換句話講，某些資產(chǎn)可能是依照其它的模型來定價的。假如如此的話，以為基礎的證券組合的業(yè)績測度確實是不合適的，結果也是不準確的。格林布拉特和蒂特曼(Grinblatt andTitman，1989)提出了用基金往常周期的證券組合權重為基準組合來衡量基金的投資業(yè)績，該方法能夠幸免往?；饦I(yè)績評價方法中在選擇基準組合時所存在的問題。通過檢驗組合的權

9、重值，格林布拉特和蒂特曼專門好地解釋了詹森等人在1972年研究中a為負值的問題。針對CAPM的反常情況，法瑪和弗倫奇(FamaandFrench，1989)建立了三因素模型。該模型認為，投資基金的業(yè)績與三個因素有關，即市場因素、規(guī)模因素和賬面市場價值因素?？ü?Carhart，1997)在三因素模型的基礎上，增加了證券收益率的態(tài)勢變量，建立了四因素模型。該模型能顯著降低三因素模型的平均定價誤差，專門好地描述橫截面平均證券收益率的變動。在財務學的相關文獻中，還有康和簡(KonandJen，1978)、亨得里克等(Hendricks，PatelandZeckauser，1993)、格魯伯(Gre

10、be，1996)等學者，都各自在基金經(jīng)理的證券選擇、時機選擇或基金業(yè)績持續(xù)性等方面提出了相關的模型和方法?；谄捅疚难芯磕康牡目紤]，在此不再展開介紹。二、研究樣本及數(shù)據(jù)來源1研究樣本的選取本文研究樣本選取的標準是1999年5月10日往常上市的新基金，一共有10只，分不為基金金泰、安信、裕陽、興華、開元、普惠、同益、泰和、景宏和基金漢盛。評價期間為1999年5月14日一2001年3月23日。樣本選取和評價期間確定的緣故是：(1)這10只基金投資范圍均是深、滬上市股票或債券，基金規(guī)模差不多上20億元，相互之間具有可比性；(2)在評價期間，這些投資基金都經(jīng)歷了兩波行情(1999年519行情和20

11、00年年初行情)，它們的投資理念和操作思路能夠在此期間體現(xiàn)出來。2基金單位凈資產(chǎn)值及其剔除本文所需的基金單位凈資產(chǎn)值來源于中國證券報每周一公布的基金資產(chǎn)凈值。由于基金新股政策使基金能夠在幾乎沒有任何風險的情況下獲得極大的額外收益，盡管2000年5月18日證監(jiān)會公布了關于調整證券投資基金認購新股事項的通知，取消了基金在這方面的特權，但為了研究的連續(xù)性和真實、合理地評價基金的經(jīng)營業(yè)績，本文對新股配售給基金帶來的超額收益在公布的凈資產(chǎn)值中進行剔除。剔除方法：依照新股發(fā)行配售和上市的實際日期，在新股上市日后的第一個星期五用當日的收盤價與股票發(fā)行價之差作為新股配售帶來的超額收益。在各基金的當期收益率計算

12、中從期末凈資產(chǎn)值中扣除這一部分的超額收益。在下個時期的期初，這部分新增的資產(chǎn)看作是基金中新增加的份額。因為這部分資產(chǎn)價值實際上差不多加入到了基金的凈資產(chǎn)值中，由于配售新股的流通還需一段時刻，因此這部分資產(chǎn)臨時不可流淌。新股配售數(shù)據(jù)同樣依照中國證券報公布的資料整理。3市場基準組合和無風險收益率的確定比較證券投資基金的經(jīng)營業(yè)績需要有一個合適的標準。一般而言，一個市場指數(shù)能夠代表市場組合。但由于我國深、滬兩市的指數(shù)是分開計算的，而投資基金投資的股票或債券組合卻包含了深、滬兩市上市的股票或債券。此外，依照證券投資基金治理暫行方法的規(guī)定，證券投資基金投資于國債的資產(chǎn)比例不得低于20。因此，不管以上證指數(shù)

13、依舊以深圳股指作為市場基準組合都不適當。本文擬合一個涵蓋深、滬兩市證券和國債的市場基準組合：這一基準組合的40隨上海股票市場變動，40隨深圳股票市場變動，另外的20按年收益4投資于國債。因此基準組合的周收益率為：式中，Rshangmt為上海證券綜合指數(shù)周收益率；Rshangmt為深圳成分指數(shù)周收益率；52為一年的周數(shù)。上海證券綜合指數(shù)和深圳成分指數(shù)的周收益率依照中國證券報每周六公布的數(shù)據(jù)整理。由于我國債券市場并不發(fā)達、品種不多等緣故，本文未采納通行的國債收益率作為無風險收益率，而是用同期一年期銀行定期儲蓄存款利率(225，利息稅忽略不計)作為無風險收益率，按52周折算周收益率。4基金投資組合值

14、的可能本文對基金投資組合值的可能，是通過基金周收益率與市場基準組合周收益率依照CAPM模型進行回歸來可能的。即可能方程為：三、研究方法由于我國證券投資基金進展的時刻專門短，公布的資料也相對有限，國外最新的一些業(yè)績評價方法對我國基金業(yè)績評價的有用性還有待于探討。本文決定選用收益率指標、三個風險調整指數(shù)、TM模型和HM模型等較為成熟的方法，對我國投資基金風險調整后的收益、業(yè)績能否高于市場基準組合、基金經(jīng)理證券選擇和市場時機選擇這幾個方面進行實證研究。1基金收益率的計算方法式中，Rpt為基金在t周的收益率：NAVt為第t周末的基金凈資產(chǎn)；Dt為基金在t周的現(xiàn)金分紅?；鹪诟L時期(月、年等)的收益率

15、的計算方法同上。2特雷諾指數(shù)特雷諾指數(shù)是利用證券市場線(SML)為基準組合評價基金的業(yè)績，它等于基金的超額收益除以其系統(tǒng)風險測度值。計算公式如下：那個地點，p是歷史值，它是基于基金的歷史收益率，通過資本資產(chǎn)定價模型計算得出。當市場處于均衡時，所有的資產(chǎn)組合都將落在證券市場線上，但在實際中，一些基金將落在證券市場線之上而另一些將落在證券市場線之下，投資者希望在一定的值下獲得盡可能高的收益或在一定收益水平之下盡量降低值。假如Tp大于SML的斜率，則該基金證券組合就位于SML之上，表明其業(yè)績優(yōu)于市場表現(xiàn)；反之，假如Tp小于SML的斜率，則該基金證券組合位于SML之下，表明其業(yè)績劣于市場表現(xiàn)。3夏普指

16、數(shù)與特雷諾指數(shù)不同，夏普指數(shù)以資本市場線(CML)為基準來評價基金業(yè)績。它是指在一定評價期內(nèi)的基金投資組合的平均收益率超過無風險收益率部分與該基金的收益率的標準差之比。計算公式為：公式中，p表示基金投資組合收益率的標準差，它是基金收益總風險的數(shù)學度量，既考慮了系統(tǒng)性風險，也考慮了非系統(tǒng)性的風險。相似地，假如基金的夏普指數(shù)大于市場基準組合的夏普指數(shù)，則該基金的證券組合就位于CML之上，表明其表現(xiàn)好于市場，反之，則表明其表現(xiàn)比市場差。4詹森指數(shù)用特雷諾指數(shù)和夏普指數(shù)都能比較不同基金的投資表現(xiàn)及對其進行排序，但它們無法告訴我們基金表現(xiàn)優(yōu)于基準組合具體是多少。在實證研究中，首先用歷史收益率來計算E(R

17、p)，E(Rm)和p，分不用表示。然后同樣能夠用歷史數(shù)據(jù)計算CAPM所需的參數(shù)。如此，得到的可能不是同一條直線，其函數(shù)關系式如下：那個地點，p是基金實際收益直線與的偏離度。而實際上，p確實是詹森業(yè)績指數(shù)，用Jp表示。假如p大于0，講明了基金的收益超過它所承受風險對應的預期收益；假如p小于0，則相反。因而，詹森指數(shù)用公式表示確實是：5TM模型TM模型用公式表示如下：式中ep是隨機誤差項。依照回歸模型，假如c顯著大于0，則當沿橫軸向右移動時，擬合曲線變得越來越陡。這一變化講明相關于市場來講，當市場收益率提高時基金收益率提高得更快；而當市場收益率降低時，基金收益率降低的幅度要小一些。這種曲線變化形態(tài)

18、講明基金經(jīng)理正確地預測了市場的變化。因此，假如回歸得到顯著的正的c值，就講明有市場時機選擇能力的存在。6HM模型HM模型用公式表示如下：那個地點D是一個虛擬變量，當RmRf時，D=1，否則D=0。因此投資組合的值在熊市時就為b，在牛市時就變成b+c。同樣，假如回歸得到顯著的正的c值，就講明有市場時機選擇能力的存在。四、實證結果及分析表1是我們對10只基金在評價期收益率的計算過程及結果。表中累計分紅是基金在1999、2000兩年中累計的每單位基金分紅總額；配股收益是從評價期初算起，基金配售新股獲得額外總收益除以基金規(guī)模后每基金單位的累計值。期末累計凈值=期末凈值+累計分紅-配股收益。從表1中，我

19、們能夠看出，較早設立的5只基金(金泰、安信、裕陽、興華、開元)獲得了相對較高的收益率。其中，安信最高，超出同期基準市場組合2823；而基金金泰表現(xiàn)不佳，略微落后于基準市場組合。在1999年設立的另外5只基金中，基金同益異軍突起，表現(xiàn)相當不錯，在評價期內(nèi)獲得了7286的收益率，比同期設立(1999年4月23日)的基金泰和高出3427，也優(yōu)于基準組合。從總體上看，假如以基金收益率為評價標準，這10只基金中有4只基金的收益率勝過同期基準組合的收益率，占被評價基金總數(shù)的40。就這一比例而言，不超過一半的基金的業(yè)績好于基準組合。我們采納一般最小二乘法(OLS)對各基金周收益率與市場基準組合周收益率進行一

20、元回歸，一些要緊參數(shù)列在表2中。表2顯示，除基金景宏外，各基金判決系數(shù)均大于060，有五只基金的判決系數(shù)大于070。此外，基金與基準組合的關系均在1的顯著水平上通過了t檢驗和F檢驗，這講明回歸直線與樣本點擬合程度良好。依照表2，不管以總風險為調整基礎的夏普指數(shù)，依舊以系統(tǒng)性風險為調整基礎的特雷諾指數(shù)和詹森指數(shù)為評價標準，基金同益和安信都分不位于第一和第二位，而漢盛和景宏相對最弱，排在第九和第十?；鹁昂甑南钠罩笖?shù)小于基準組合，講明假如以夏普指數(shù)為標準，基金景宏的業(yè)績劣于市場基準組合。但另一方面，基金景宏的特雷諾指數(shù)大于基準組合，且其詹森指數(shù)大于0，表明基金景宏的業(yè)績優(yōu)于基準組合的業(yè)績。因此總的

21、講來，對這10只基金的業(yè)績進行風險調整后，能夠發(fā)覺基金的業(yè)績優(yōu)于基準組合的業(yè)績。其中，同益和安信表現(xiàn)最佳，而泰和、漢盛和景宏的名次靠后。為了評價各種業(yè)績度量方法之間的相關性，本文將基金收益率指標以及三種風險調整指數(shù)對基金業(yè)績的排序結果進行兩兩配對，并檢驗其相關性，見表3。表3是各種評價指標對基金業(yè)績排序結果分不進行回歸得到的相關系數(shù)表。依照表3中的數(shù)據(jù)，我們發(fā)覺，不經(jīng)風險調整的累計收益率指標對各基金的排序，與三個通過風險調整的評價指標對各基金的排序均有較高的相關性，最小相關系數(shù)也有06848，而最高的達07939。表3還在一定程度上講明，不管使用三種通過風險調整的業(yè)績評價方法的哪一種，對基金業(yè)

22、績排序的相關程度都特不高。此外值得注意的是，以總風險為調整基礎的夏普指數(shù)與以系統(tǒng)性風險為調整基礎的詹森指數(shù)對這10只基金有相同的排序結果，其相關程度高于同是以系統(tǒng)性風險為調整基礎的特雷諾指數(shù)和詹森指數(shù)。我們認為緣故有二：一是考察兩兩之間相關性的觀看值只有10個，還不足以講明問題；二是樣本時刻跨度較短，無法消除短期波動。表4和表5分不是使用TM模型和HM模型，對基金超額收益率與市場基準組合超額收益率進行回歸得到的要緊參數(shù)及c值的t檢驗值。表4和表2中的R2值相當，而且差不多上都大于060，表明兩模型對數(shù)據(jù)的擬合程度都比較好。此外，表4中有6只基金的c值大于0，但t檢驗值及相應的Probabili

23、ty值表明，這些c值不能在5的顯著水平上通過c0的檢驗。表5中有7只基金的c值大于0，同樣從t檢驗值及相應的Probability值看，除基金開元外，這些c值不能在5甲。的顯著水平上通過c0的檢驗。依照前面的分析我們明白，c值檢驗不顯著，講明沒有足夠的證據(jù)表明基金經(jīng)理具有一定的市場時機選擇能力。五、研究結論及政策建議通過前面的實證研究，本文得到以下幾個結論：1假如不考慮風險的因素，以收益率指標為評價標準，不超過一半的投資基金的業(yè)績能夠好于市場基準組合；但通過風險調整后，即使剔除新股配售對基金收益的阻礙，基金的業(yè)績也能夠優(yōu)于市場基準組合。也確實是講，在給定風險水平下，基金的收益率高于市場基準組合

24、的收益率。這與夏普(1966)詹森(1968)等人對美國投資基金業(yè)績研究的結論是截然相反的。國外的研究表明，同等風險水平下，證券投資基金的收益率可不能超過市場基準組合的收益率，這在某種意義上支持了其證券市場有效性的假設。同樣，我國證券投資基金的業(yè)績能夠優(yōu)于市場，則在一定程度上反映了我國證券市場的效率還不夠高。2沒有足夠的證據(jù)表明我國基金經(jīng)理具有市場時機選擇能力，許多國外的實證結果同樣沒有找到基金經(jīng)理把握市場時機的有力證據(jù)。依照現(xiàn)代投資學的知識，基金經(jīng)理能夠通過兩方面的努力獲得良好的業(yè)績：其一是證券選擇；其二是預測市場走勢并隨時調整投資組合，即本文所指的市場時機選擇。結合上文的結論1我們認為，我

25、國證券投資基金在給定風險水平下高于市場平均的超額收益，是通過一定的證券選擇來獲得的。3不同業(yè)績度量方法的比較研究發(fā)覺，關于三種風險調整評價方法而言，盡管不同的衡量尺度提供關于業(yè)績的各種可供選擇的推斷不同，但所有的評價結果都特不相近。那個地點有兩個可能的緣故：一是整個證券市場的系統(tǒng)性風險較大，而非系統(tǒng)性風險較??；二是各基金的投資組合已充分分散了非系統(tǒng)性風險，基金投資收益的總風險差不多為系統(tǒng)性風險。但從表2中的R2值來講，盡管各基金的R2差不多在060以上，然而若基金充分分散了非系統(tǒng)性的風險，則基金收益與市場基準收益的回歸R2應平均在090以上。因此第一個緣故對這一結果的解釋能力更強。從另一個角度看，是否考慮風險的因素，對基金