證券投資基金時機選擇能力實證研究

1、證券投資基金時機選擇能力的實證研究 大部分基金的業(yè)績優(yōu)于市場，一定程度上反映了我國證券市場的效率還不夠高。實證檢驗不支持證券投資基金具有時機選擇能力的假設，相反，部分基金有明顯的負選擇能力。華安創(chuàng)新基金和南方穩(wěn)健成長基金的發(fā)行拉開了開放式基金試點的序幕，也使我國證券投資基金業(yè)的進展進入了一個新時期。自1998年3月基金金泰、基金開元發(fā)行，規(guī)范化證券投資基金快速進展以來，有關基金的經營運作，投資行為、治理績效以及監(jiān)管政策都成為市場關注、研究的熱點。本文在回憶國內外研究文獻的基礎上，對證券投資基金的治理績效進行評估，重點對其時機選擇能力進行實證檢驗，以衡量其是否具有超過市場的超額收益及時機選擇能力

2、，為證券投資基金等機構投資者的投資戰(zhàn)略提供有價值的依據(jù)。文獻回憶投資基金業(yè)績評價對評估基金經理績效、投資者選擇投資對象具有十分重要的作用，有關評估方法及其應用的研究引起了廣泛的關注。20世紀 60年代前，投資基金業(yè)績評價的傳統(tǒng)方法要緊是依照基金單位凈資產和投資基金的投資收益率這兩個指標來進行的，但對基金資產組合的風險未能進行系統(tǒng)和合理的量化分析。Markowitz(1952，1959)的資產組合選擇理論提供了精確測量證券投資收益和風險的手段，Sharpe (1964)、Lintner(1965)和Mossin(1966)進一步將其進展為資本資產定價理論(CAPM)，它是基于風險資產期望收益均衡

3、基礎上的定價模型，以此為基礎，比較適用的評估投資基金整體業(yè)績的方法被提出并逐步完善。Terynor(1965)提出了以單位系統(tǒng)風險收益作為基金績效評估指標。Sharpe (1966)認為，治理較好的投資基金的總風險可能接近于系統(tǒng)性風險，而治理不行的投資基金的總風險可能因非系統(tǒng)風險不等而相差專門遠，提出用單位總風險所獲得的超額收益率評價基金的業(yè)績。Jensen (1968)通過比較評價期的實際收益和由CAPM推算出的預期收益進行評價，提出了以CAPM為基礎，能在風險調整后以百分比的形式來評價基金業(yè)績的模型。這3個指標模型差不多上以CAPM為基礎的單因素整體績效評估模型，在Jensen指數(shù)的基礎上

4、，估價比率(appraisal ratio)用資產組合的阿爾法值除以其非系統(tǒng)風險，測算出每單位非系統(tǒng)風險所帶來的特不規(guī)收益；而在Shafpe指數(shù)的基礎上，Leah Modiglian和Franco Modiglian(1997)提出了改進的 Sharpe指數(shù)M指數(shù)，把無風險收益?zhèn)牖鹳Y產組合構建總風險等于市場組合風險的虛擬資產組合，通過比較虛擬資產組合與市場組合的平均收益率來評價基金業(yè)績?；鸾浝淼耐顿Y才能表現(xiàn)為時機選擇能力(timing ability)，也確實是廣義的資產配置選擇能力和證券選擇能力 (security selection ability)，包括市場中行業(yè)的選擇和行業(yè)中

5、具體股票的選擇。評價基金的時機選擇能力是衡量其績效的重要內容。市場時機解決的是何時在市場指數(shù)基金和安全資產之間轉移資金的問題，安全資產是指國庫券和貨幣市場基金。決策的依據(jù)是市場作為整體是否有優(yōu)于安全資產的業(yè)績，也確實是在市場上漲的后期增加安全資產的比重，減少股票資產的比重；而在市場上漲的初期增加股票資產的比重，減少安全資產的比重。Terynor&Mazuy(1966)首次對基金經理的時機選擇能力進行了計量分析。他們分析了時機選擇產生的兩種情況(見圖1)，在折線情形下基金經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，但現(xiàn)實中專門難發(fā)生。在弧線的情形下，基金經理在行情上升或下滑過程

6、中逐漸調整其證券組合，依照弧線情形引入了一個二項式進行回歸分析，在實證研究中幾乎找不到任何基金經理把握市場時機的證據(jù)。比較有意思的是，許多研究發(fā)覺二項式的參數(shù)c值為負數(shù)的居多，呈現(xiàn)出一種負的市場時機選擇能力。Admati等(1986)論證了T-M模型在衡量市場時機選擇能力上是有效的，Cumby & Glew(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，研究發(fā)覺樣本的c值絕大部分為負值，且大部分樣本的檢驗并不顯著，總體上呈現(xiàn)出一種負的市場時機選擇能力。 Gupta(2001)對印度73個共同基金在1994年4月至1999年3月的業(yè)績用T

7、-M模型進行了分析，得到了同樣的結論。個不c值為正但沒有達到5水平顯著，而38家基金(52)c值為負且有5水平顯著。Henriksson & Merton(1981)提出了另一種相似但更簡單的方法。他們假設投資組合的9只取兩個值：當市場走好時日取較大值，但市場萎靡時取較小值。在那個假設下，投資組合的特征線如圖2所示。他們引入了一個帶有虛擬變量的模型(簡稱H-M模型)并對 1968-1980年的116家共同基金進行回歸檢驗，發(fā)覺盡管其顯著性水平沒有達到5的一般要求，但c(虛擬變量的參數(shù))的平均值差不多上負的(-0.07)，11家共同基金具有顯著的c值，同時8家具有顯著的c負值，從總體上看，62的

8、基金的市場時機選擇能力是負的。這些結果對基金經理把握市場時機的能力同樣沒有提出多少有力的證據(jù)。Gupta(2001)對印度73家共同基金在 1994年4月至1999年3月的業(yè)績用H-M模型進行了分析，發(fā)覺只有2家基金c值為正且達到5水平顯著，52家基金沒有體現(xiàn)出時機選擇能力，t檢驗不顯著，但有19家基金c值為負且t檢驗達到 5水平顯著。由于規(guī)范化證券投資基金的運作時刻不長，國內早期對基金業(yè)績的評價要緊是評價其單位資產凈值及其增長率，這一片面的評價標準也使基金治理人出現(xiàn)“操縱凈值”現(xiàn)象。隨著運作時刻增加，各種量化模型和方法也逐步應用到實證研究中，得出了有關基金的時機選擇能力的一些有益結論。王慶仁

9、等(2001)用1999年7月14日到2000年7月14日優(yōu)化指數(shù)基金普豐、基金興和的周收益率衡量其收益率(沒有剔除新股配售收益)，以其跟蹤的滬、深綜合指數(shù)為基準指數(shù)，無風險收益采納1999年記賬式(八期)國債年收益率3.3折算成周收益率0.0635，分不計罷了Jensen、Treynor、Sharpe指數(shù)，均表明兩只指數(shù)基金的業(yè)績優(yōu)于市場組合；并應用T-M模型和H-M模型評估其時機選擇能力，結論表明：基金興和成功地實現(xiàn)了市場時機的選擇，而基金普豐在市場時機選擇方面較為欠缺。沉維濤等(2001)則應用風險調整指數(shù)法、T-M模型和H-M模型，對證券投資基金的業(yè)績進行了實證研究，結果表明：通過風險

10、調整后，基金的業(yè)績總體上優(yōu)于市場基準組合；基金經理的良好業(yè)績是通過一定的證券選擇獲得的；即使不參考風險因素，只依照基金凈值增長率進行排序也具有較好的價值；沒有足夠的證據(jù)表明基金經理具有市場時機選擇能力。其研究的時刻段為1999年5月14日至2001年3月 23日，用剔除新股配售收益后的收益率衡量基金收益率，無風險收益率則采納同期一年期定期存款利率225(忽略利息稅)按52周折算周收益率，并擬合一個涵蓋滬、深兩市證券和國債的市場基準組合：上證綜指40權重、深圳成指40權重，另外20按年收益4投資于國債。劉紅忠等(2001)選取截止2000年12月30日深滬證交所上市的33只基金為樣本集，時刻段從

11、1999年9月1日至 2001年3月31日，用未剔除新股配售收益的基金周收益率衡量基金收益，無風險利率采納同期3個月定期存款利率，以上證綜合指數(shù)為基準指數(shù)，對證券投資基金的業(yè)績及其持續(xù)性進行了評價和分析。結果表明：從整體來看，檢驗期內14個基金的業(yè)績表現(xiàn)在周收益上與其市場系統(tǒng)風險顯著相關，基金治理人的投資才能(證券選擇能力和時機選擇能力)在基金業(yè)績中的作用不顯著，業(yè)績表現(xiàn)在季度收益(包括原始收益和風險調整收益)上不存在持續(xù)性；33家基金在2000年11月1日至 2001年3月31日的業(yè)績表現(xiàn)在月收益(包括原始收益和風險調整收益)上也不存在持續(xù)性。實證分析一、樣本數(shù)據(jù)選擇1.樣本集和樣本期間選取

12、本文中我們選取了2001年往常上市的33家證券投資基金作為樣本集，樣本期間為2001年1月1日至2001年10月21日。因為這33家基金差不多成立和運作了一段時刻，同時相關于老基金這些新基金運作比較規(guī)范，投資范圍差不多上深滬兩市的股票或債券，具有可比性。國內其它關于基金經理時機選擇問題的有關研究已對2001年往常的時刻段有過統(tǒng)計，本文選取2001年以來的數(shù)據(jù)作為樣本。在這段時刻中，我國股市經歷了年初的上漲和本輪的深幅調整，因此對這段時期的研究能夠看出基金經理們在本輪下跌行情中是否具有明顯的時機選擇能力，同時這段時期包含38個交易周，也符合統(tǒng)計上的大數(shù)定理。另外，由于在2000年5月往?；鹣碛?/p>

13、優(yōu)先配售新股的特權，因此其收益中包含一部分參與配售的超額收益，選取2001年的數(shù)據(jù)就合理地幸免了上述超額收益的存在，同時2001年往常成立的這33家基金都能夠獲得完全的樣本數(shù)據(jù)。2市場基準和無風險收益率選取那個地點關于市場基準的選擇借鑒了沉維濤(2001)對我國證券投資基金業(yè)績的實證研究與評價時的市場基準周收益率： Rmt=40上證綜指的周收益率+40深證成指的周收益率+20452這一市場基準的設計是基于我國的證券投資基金能夠投資于深滬兩市的股票，同時依照證券投資基金治理暫行方法，證券投資基金投資國債的比例不得低于20。由于我國目前缺乏一個統(tǒng)一的指數(shù)來反映兩市的整體變動，因此采取了用上證綜指和

14、深證成指這兩個被投資者普遍認可的指數(shù)加權的方法反映股票市場組合的收益，同時假設國債投資的年收益率為4。此外，選取上述市場基準收益就能夠將本文的統(tǒng)計結果與沉維濤(2001)的統(tǒng)計結果進行比較，分析基金經理在市場不同時期的表現(xiàn)如何。由于我國債券市場不發(fā)達，無風險收益率選取的是同期一年期銀行定期儲蓄存款利率225，利息稅忽略不計，按52周折算的無風險周收益率為：Rf=22552二、研究方法與假設1評價基金經理證券選擇能力的詹森指數(shù)計算公式為：詹森指數(shù)表示基金實際收益與依照CAPM模型計算的預期收益的偏離度，假如Jp大于0，講明基金的收益超過它所承受風險對應的預期收益，基金經理具有證券選擇能力；反之相

15、反。2.評價時機選擇能力的模型T-M模型：式中，即為隨機誤差項。依照樣數(shù)據(jù)采納二次方回歸的方法可能系數(shù)項，假如二次項系數(shù)c顯著大于0，則表示當市場收益率提高時，基金投資組合的收益率提高得更快；而當市場收益率降低時，基金收益率降低得幅度要小一點。這講明基金經理能夠正確預測市場變化，顯示出了一定的時機選擇能力。H-M模型：式中D是一個虛擬變量，當RmRf時，D=l，否則D=0。因此，投資組合的B在RmRf時為b+c，在Rm0的檢驗。H-M模型的結果(略)顯示，33家證券投資基金中c值為正的有5家，分不是普豐、興科、興安、裕元、漢博，然而其c值的t檢驗值和概率值P也都表明，這些c值不能在5的顯著水平

16、上通過c0的檢驗。兩種方法的結果比較相近，c值為正的基金中有4家基金是重合的。 表1 T-M模型回歸參數(shù)表基金名稱 c T檢驗(c) P值（c） R2 基金開元 -0.0284 -0.6310 0.5321 0.6298 基金普惠 -0.0552 -1.3700 0.1793 0.7069 基金同益 -0.0888 -3.3330* 0.0020 0.8235 基金景宏 -0.0199 -0.2930 0.7711 0.4825 基金裕隆 -0.0367 -0.9710 0.3380 0.6736 基金普豐 0.0205 0.7700 0.4465 0.8136 基金景博 -0.0074 -0

17、.2130 0.8322 0.7867 基金裕華 -0.0018 -0.0690 0.9455 0.7110 基金天元 -0.0193 -0.5010 0.6197 0.7091 基金同盛 -0.0906 -3.4550* 0.0015 0.8478 基金景福 0.0129 0.3320 0.7421 0.7178 基金同智 -0.0599 -2.2380* 0.0317 0.7576 基金金盛 0.0021 0.0660 0.9475 0.7944 基金裕澤 -0.0349 -1.1540 0.2564 0.7789 基金興科 0.0183 0.6500 0.5200 0.7555 基金隆元

18、 -0.0247 -0.5300 0.5996 0.7248 基金興安 0.0343 1.0150 0.3171 0.7328 基金金泰 -0.0684 -1.6550 0.1069 0.7396 基金泰和 -9.40E-05 -0.0030 0.9976 0.8364 基金安信 -0.0173 -0.4380 0.6643 0.7040 基金漢盛 -0.0348 -0.9530 0.3470 0.7017 基金裕陽 -0.0516 -1.1490 0.2583 0.7145 基金景陽 -0.0163 -0.4290 0.6707 0.7266 基金興華 -0.0022 -0.0860 0.9

19、317 0.7384 基金安順 -0.0171 -0.5030 0.6183 0.7514 基金金元 -0.0154 -0.3980 0.6928 0.7707 基金金鑫 -0.0173 -0.7220 0.4752 0.8615 基金漢興 -0.0542 -1.2820 0.2084 0.7246 基金裕元 0.0074 0.2140 0.8317 0.4927 基金興和 -0.0137 -0.6950 0.4915 0.8160 基金金鼎 -0.0473 -1.3140 0.1973 0.7149 基金漢鼎 -0.0297 -0.7580 0.4534 0.6542 基金漢博 -0.001

20、1 -0.3000 0.9761 0.5711 T-M模型和H-M模型顯示絕大多數(shù)基金的c可能值為負，同時兩個模型都有3家c值為負的基金通過了顯著水平為5的t檢驗，在兩個模型中這3家基金都相同，分不為基金同益、基金同盛、基金同智。這3只基金同為長盛基金治理公司旗下的基金，統(tǒng)計檢驗顯示這3家基金具有負的時機選擇能力。因此，實證檢驗結果并不支持基金經理具有明顯的時機選擇能力的假設。相反，個不基金還具有負的時機選擇能力。4.基金規(guī)模與時機選擇能力33家樣本基金的規(guī)模有5億、10億、15億、20億和30億五類，分不對不同規(guī)模下的基金的c值進行統(tǒng)計。表2顯示T-M模型下沒有c值顯著為正的， c值大于0但

21、不顯著的6家基金中，5億規(guī)模的有3只，占該類基金總數(shù)的 273；15億規(guī)模的基金1只；30億規(guī)模的基金2只，占該類基金總數(shù)的 22，2。在HM模型下(統(tǒng)計結果略)，同樣沒有c值顯著為正的基金，c值大于0然而不顯著的基金中，5億規(guī)模的有3只，占該類基金總數(shù)的273；15億規(guī)模的有1只；30億規(guī)模的基金有1只，占該類基金總數(shù)的111?？偟膩砜?，33家基金都不具有明顯的時機選擇能力，然而相對而言，在一定程度上能夠講明小盤基金的時機選擇能力相對較強一些，因為c值不顯著為正的基金較多地集中在5億的小盤基金中。然而，5億、10億、15億的基金中各有一只基金的c值顯著為負。由于樣本數(shù)目較少，因此本文的統(tǒng)計只

22、能在一定程度上(但不能完全)講明小盤基金具有比大盤基金更好的時機選擇能力。5運作時刻與時機選擇將33家基金依照上市時刻(1998年、1999年、2000年)分為三類，對不同類基金的c可能值進行統(tǒng)計。統(tǒng)計結果顯示，在T-M模型下，c值不顯著為正的6家基金中，2家為1999年上市的，占該類基金總數(shù)的13.3；4家為 2000年上市的占該類基金總數(shù)的 308。在c值顯著為負的3家基金中， 2家為1999年上市的，占該類基金總數(shù)的13，3；1家為2000年上市的,占該類基金總數(shù)的77。在H-M模型下，c值不顯著為正的5家基金中，2家為 1999年上市的，占該類基金總數(shù)的 13.3；3家為2000年上市

23、的，占該類基金總數(shù)的231。在c值顯著為負的3家基金中，2家為1999年上市的，占該類基金總數(shù)的13.3；1家為2000年上市的，占該類基金總數(shù)的77。 表2 T-M模型關于基金規(guī)模與時機選擇的匯總結果基金規(guī)模 基金數(shù)目 C0且通過t檢驗 C0且未通過t檢驗 C0且通過t檢驗 C0且未通過t檢驗 5億 11 - 3 1 7 10億 2 - - - 2 15億 1 - 1 - - 20億 10 - - 1 9 30億 9 - 2 1 6 合計 33 - 6 3 24 因此，實證檢驗的結果并不支持運作時刻長的基金的時機選擇能力較強的假設。從c值不顯著為負的基金的分布情況看，大概與假設正好相反，運作

24、時刻短的基金的時機選擇能力更強。然而，從具有負的時機選擇能力的基金分布看，1999年上市基金的比例相對較大。需要指出的是，由于基金樣本數(shù)有限，1998年上市的基金只有5只，因此，在一定程度上會對統(tǒng)計結果有阻礙。6基金類型與時機選擇在那個地點將基金類型分為優(yōu)化指數(shù)型、積極成長型、穩(wěn)健成長型、平衡型和其它類型五類。統(tǒng)計結果顯示，在TM模型下，c值不顯著為正的6家基金中，2家為優(yōu)化指數(shù)型，占該類基金總數(shù)的50；積極成長型3家，占該類基金總數(shù)的188，其它類型1家。在 HM模型下，c值不顯著為正的5家基金中，1家為優(yōu)化指數(shù)型，占該類基金總數(shù)的25；基金成長型3只， 占該類基金總數(shù)的188；其它類型1家

25、。因此，實證檢驗的結果并不支持優(yōu)化指數(shù)基金的時機選擇能力較弱的假設。結論與建議本文的研究結論和國內已有的研究有所不同：(1)由于證券投資基金在投資策略、類型上相似，中國證券市場中系統(tǒng)性風險在總風險中占較大比例，使得運用風險調整指標進行基金業(yè)績評價、排序具有較強的相關性，大部分基金的業(yè)績優(yōu)于市場的表現(xiàn)；(2)在檢驗期內，23的基金體現(xiàn)出正的證券選擇能力，13體現(xiàn)出負的證券選擇能力，與其它研究基金整體有證券選擇能力相比產生分化，這與基金傳統(tǒng)的集中投資、重點持有的策略面臨轉型緊密相關，大部分基金的業(yè)績優(yōu)于市場表現(xiàn)的要緊因素正是基金重倉股股價的穩(wěn)定性，盡管部分基金重倉股受到減持而大幅下跌，而與市場表現(xiàn)比較，每只基金的部分重倉股股價的穩(wěn)定使其業(yè)績下降低于市場基準的下跌幅度；(3)實證檢驗不支持證券投資基金具有時機選擇能力的假設，相反，部分基金有明顯的負選擇能力，與國外相關研究相吻合；(4)基金的規(guī)模效應并不明顯，一定程度上但不能完全講明小盤基金具有比大盤基金更好的時機選擇能力，講明規(guī)模大小對操作靈活性的阻礙并不明顯；(5)證券投資基金運作時刻長短對其時機選擇能力沒有明顯阻礙，大概正好相反，運