证券投资基金时机选择能力实证研究Word格式.docx

1、Jensen （1968）通过比较评价期的实际收益和由CAPM推算出的预期收益进行评价，提出了以CAPM为基础，能在风险调整后以百分比的形式来评价基金业绩的模型。这3个指标模型都是以CAPM为基础的单因素整体绩效评估模型，在Jensen指数的基础上，估价比率（appraisal ratio）用资产组合的阿尔法值除以其非系统风险，测算出每单位非系统风险所带来的非常规收益；而在Shafpe指数的基础上，Leah Modiglian和Franco Modiglian（1997）提出了改进的 Sharpe指数M指数，把无风险收益债券引入基金资产组合构建总风险等于市场组合风险的虚拟资产组合，通过比较虚拟

2、资产组合与市场组合的平均收益率来评价基金业绩。基金经理的投资才能表现为时机选择能力（timing ability），也就是广义的资产配置选择能力和证券选择能力 （security selection ability），包括市场中行业的选择和行业中具体股票的选择。评价基金的时机选择能力是衡量其绩效的重要内容。市场时机解决的是何时在市场指数基金和安全资产之间转移资金的问题，安全资产是指国库券和货币市场基金。决策的依据是市场作为整体是否有优于安全资产的业绩，也就是在市场上涨的后期增加安全资产的比重，减少股票资产的比重；而在市场上涨的初期增加股票资产的比重，减少安全资产的比重。Terynor&Mazu

3、y（1966）首次对基金经理的时机选择能力进行了计量分析。他们分析了时机选择产生的两种情况（见图1），在折线情形下基金经理准确预测市场的转折点，并进行相应的调整，这是最理想的情形，但现实中很难发生。在弧线的情形下，基金经理在行情上升或下滑过程中逐渐调整其证券组合，根据弧线情形引入了一个二项式进行回归分析，在实证研究中几乎找不到任何基金经理把握市场时机的证据。比较有意思的是，许多研究发现二项式的参数c值为负数的居多，呈现出一种负的市场时机选择能力。Admati等（1986）论证了T-M模型在衡量市场时机选择能力上是有效的，Cumby & Glew（1990）对美国15个国际投资基金在1982年1

4、月至1988年6月（不包括1987年）的业绩进行了分析，研究发现样本的c值绝大部分为负值，且大部分样本的检验并不显着，总体上呈现出一种负的市场时机选择能力。 Gupta（2001）对印度73个共同基金在1994年4月至1999年3月的业绩用T-M模型进行了分析，得到了同样的结论。个别c值为正但没有达到5水平显着，而38家基金（52）c值为负且有5水平显着。Henriksson & Merton（1981）提出了另一种相似但更简单的方法。他们假设投资组合的9只取两个值：当市场走好时日取较大值，但市场萎靡时取较小值。在这个假设下，投资组合的特征线如图2所示。他们引入了一个带有虚拟变量的模型（简称H

5、-M模型）并对 1968-1980年的116家共同基金进行回归检验，发现尽管其显着性水平没有达到5的一般要求，但c（虚拟变量的参数）的平均值都是负的（-0.07），11家共同基金具有显着的c值，同时8家具有显着的c负值，从总体上看，62的基金的市场时机选择能力是负的。这些结果对基金经理把握市场时机的能力同样没有提出多少有力的证据。Gupta（2001）对印度73家共同基金在 1994年4月至1999年3月的业绩用H-M模型进行了分析，发现只有2家基金c值为正且达到5水平显着，52家基金没有体现出时机选择能力，t检验不显着，但有19家基金c值为负且t检验达到 5水平显着。由于规范化证券投资基金的

6、运作时间不长，国内早期对基金业绩的评价主要是评价其单位资产净值及其增长率，这一片面的评价标准也使基金管理人出现“操纵净值”现象。随着运作时间增加，各种量化模型和方法也逐步应用到实证研究中，得出了有关基金的时机选择能力的一些有益结论。王庆仁等（2001）用1999年7月14日到2000年7月14日优化指数基金普丰、基金兴和的周收益率衡量其收益率（没有剔除新股配售收益），以其跟踪的沪、深综合指数为基准指数，无风险收益采用1999年记账式（八期）国债年收益率3.3折算成周收益率0.0635，分别计算了Jensen、Treynor、Sharpe指数，均表明两只指数基金的业绩优于市场组合；并应用T-M模

7、型和H-M模型评估其时机选择能力，结论表明：基金兴和成功地实现了市场时机的选择，而基金普丰在市场时机选择方面较为欠缺。沉维涛等（2001）则应用风险调整指数法、T-M模型和H-M模型，对证券投资基金的业绩进行了实证研究，结果表明：经过风险调整后，基金的业绩总体上优于市场基准组合；基金经理的良好业绩是通过一定的证券选择获得的；即使不参考风险因素，只根据基金净值增长率进行排序也具有较好的价值；没有足够的证据表明基金经理具有市场时机选择能力。其研究的时间段为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，无风险收益率则采用同期一年期定期存款利率225（忽略利

8、息税）按52周折算周收益率，并拟合一个涵盖沪、深两市证券和国债的市场基准组合：上证综指40权重、深圳成指40权重，另外20按年收益4投资于国债。刘红忠等（2001）选取截止2000年12月30日深沪证交所上市的33只基金为样本集，时间段从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，无风险利率采用同期3个月定期存款利率，以上证综合指数为基准指数，对证券投资基金的业绩及其持续性进行了评价和分析。结果表明：从整体来看，检验期内14个基金的业绩表现在周收益上与其市场系统风险显着相关，基金管理人的投资才能（证券选择能力和时机选择能力）在基金业绩中的作用不显

9、着，业绩表现在季度收益（包括原始收益和风险调整收益）上不存在持续性；33家基金在2000年11月1日至 2001年3月31日的业绩表现在月收益（包括原始收益和风险调整收益）上也不存在持续性。实证分析一、样本数据选择1.样本集和样本期间选取本文中我们选取了2001年以前上市的33家证券投资基金作为样本集，样本期间为2001年1月1日至2001年10月21日。因为这33家基金已经成立和运作了一段时间，同时相对于老基金这些新基金运作比较规范，投资范围都是深沪两市的股票或债券，具有可比性。国内其它关于基金经理时机选择问题的有关研究已对2001年以前的时间段有过统计，本文选取2001年以来的数据作为样本

10、。在这段时间中，我国股市经历了年初的上涨和本轮的深幅调整，因此对这段时期的研究可以看出基金经理们在本轮下跌行情中是否具有明显的时机选择能力，同时这段时期包含38个交易周，也符合统计上的大数定理。另外，由于在2000年5月以前基金享有优先配售新股的特权，因此其收益中包含一部分参与配售的超额收益，选取2001年的数据就合理地避免了上述超额收益的存在，并且2001年以前成立的这33家基金都可以获得完全的样本数据。2市场基准和无风险收益率选取这里对于市场基准的选择借鉴了沉维涛（2001）对我国证券投资基金业绩的实证研究与评价时的市场基准周收益率：Rmt=40上证综指的周收益率+40深证成指的周收益率+

11、20452这一市场基准的设计是基于我国的证券投资基金可以投资于深沪两市的股票，并且根据证券投资基金管理暂行办法，证券投资基金投资国债的比例不得低于20。由于我国目前缺乏一个统一的指数来反映两市的整体变动，因此采取了用上证综指和深证成指这两个被投资者普遍认可的指数加权的方法反映股票市场组合的收益，同时假设国债投资的年收益率为4。此外，选取上述市场基准收益就可以将本文的统计结果与沉维涛（2001）的统计结果进行比较，分析基金经理在市场不同时期的表现如何。由于我国债券市场不发达，无风险收益率选取的是同期一年期银行定期储蓄存款利率225，利息税忽略不计，按52周折算的无风险周收益率为：Rf=22552

12、二、研究方法与假设1评价基金经理证券选择能力的詹森指数计算公式为：詹森指数表示基金实际收益与根据CAPM模型计算的预期收益的偏离度，如果Jp大于0，说明基金的收益超过它所承受风险对应的预期收益，基金经理具有证券选择能力；反之相反。2.评价时机选择能力的模型T-M模型：式中，即为随机误差项。根据样数据采用二次方回归的方法估计系数项，如果二次项系数c显着大于0，则表示当市场收益率提高时，基金投资组合的收益率提高得更快；而当市场收益率降低时，基金收益率降低得幅度要小一点。这说明基金经理能够正确预测市场变化，显示出了一定的时机选择能力。H-M模型：式中D是一个虚拟变量，当RmRf时，D=l，否则D=0

13、。于是，投资组合的B在RmRf时为b+c，在Rm0的检验。H-M模型的结果（略）显示，33家证券投资基金中c值为正的有5家，分别是普丰、兴科、兴安、裕元、汉博，但是其c值的t检验值和概率值P也都表明，这些c值不能在5的显着水平上通过c两种方法的结果比较相近，c值为正的基金中有4家基金是重合的。表1 T-M模型回归参数表基金名称 c T检验（c） P值（c） R2基金开元 -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

14、.2930 0.7711 0.4825基金裕隆 -0.0367 -0.9710 0.3380 0.6736基金普丰 0.0205 0.7700 0.4465 0.8136基金景博 -0.0074 -0.2130 0.8322 0.7867基金裕华 -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

15、 0.0660 0.9475 0.7944基金裕泽 -0.0349 -1.1540 0.2564 0.7789基金兴科 0.0183 0.6500 0.5200 0.7555基金隆元 -0.0247 -0.5300 0.5996 0.7248基金兴安 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基金汉盛 -0.0348 -0.9530 0.3470 0.7017基金裕阳 -0.0

16、516 -1.1490 0.2583 0.7145基金景阳 -0.0163 -0.4290 0.6707 0.7266基金兴华 -0.0022 -0.0860 0.9317 0.7384基金安顺 -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基金汉兴 -0.0542 -1.2820 0.2084 0.7246基金裕元 0.0074 0.2140 0.8317 0.4927基金兴和 -0.0137 -0.6950 0.4915 0.8160基金金鼎

17、-0.0473 -1.3140 0.1973 0.7149基金汉鼎 -0.0297 -0.7580 0.4534 0.6542基金汉博 -0.0011 -0.3000 0.9761 0.5711T-M模型和H-M模型显示绝大多数基金的c估计值为负，并且两个模型都有3家c值为负的基金通过了显着水平为5的t检验，在两个模型中这3家基金都相同，分别为基金同益、基金同盛、基金同智。这3只基金同为长盛基金管理公司旗下的基金，统计检验显示这3家基金具有负的时机选择能力。因此，实证检验结果并不支持基金经理具有明显的时机选择能力的假设。相反，个别基金还具有负的时机选择能力。4.基金规模与时机选择能力33家样本

18、基金的规模有5亿、10亿、15亿、20亿和30亿五类，分别对不同规模下的基金的c值进行统计。表2显示T-M模型下没有c值显着为正的， c值大于0但不显着的6家基金中，5亿规模的有3只，占该类基金总数的 273；15亿规模的基金1只；30亿规模的基金2只，占该类基金总数的 22，2。在HM模型下（统计结果略），同样没有c值显着为正的基金，c值大于0但是不显着的基金中，5亿规模的有3只，占该类基金总数的273；15亿规模的有1只；30亿规模的基金有1只，占该类基金总数的111。总的来看，33家基金都不具有明显的时机选择能力，但是相对而言，在一定程度上可以说明小盘基金的时机选择能力相对较强一些，因为

19、c值不显着为正的基金较多地集中在5亿的小盘基金中。但是，5亿、10亿、15亿的基金中各有一只基金的c值显着为负。由于样本数目较少，因此本文的统计只能在一定程度上（但不能完全）说明小盘基金具有比大盘基金更好的时机选择能力。5运作时间与时机选择将33家基金根据上市时间（1998年、1999年、2000年）分为三类，对不同类基金的c估计值进行统计。统计结果显示，在T-M模型下，c值不显着为正的6家基金中，2家为1999年上市的，占该类基金总数的13.3；4家为 2000年上市的占该类基金总数的 308。在c值显着为负的3家基金中， 2家为1999年上市的，占该类基金总数的13，3；1家为2000年上

20、市的,占该类基金总数的77。在H-M模型下，c值不显着为正的5家基金中，2家为 1999年上市的，占该类基金总数的 13.3；3家为2000年上市的，占该类基金总数的231。在c值显着为负的3家基金中，2家为1999年上市的，占该类基金总数的13.3；1家为2000年上市的，占该类基金总数的77。表2 T-M模型关于基金规模与时机选择的汇总结果基金规模 基金数目 C0且通过t检验 C0且未通过t检验 C通过t检验5亿 11 - 3 1 710亿 2 - - - 215亿 1 - 1 - -20亿 10 - - 1 930亿 9 - 2 1 6合计 33 - 6 3 24因此，实证检验的结果并不

21、支持运作时间长的基金的时机选择能力较强的假设。从c值不显着为负的基金的分布情况看，似乎与假设正好相反，运作时间短的基金的时机选择能力更强。但是，从具有负的时机选择能力的基金分布看，1999年上市基金的比例相对较大。需要指出的是，由于基金样本数有限，1998年上市的基金只有5只，因此，在一定程度上会对统计结果有影响。6基金类型与时机选择在这里将基金类型分为优化指数型、积极成长型、稳健成长型、平衡型和其它类型五类。统计结果显示，在TM模型下，c值不显着为正的6家基金中，2家为优化指数型，占该类基金总数的50；积极成长型3家，占该类基金总数的188，其它类型1家。在 HM模型下，c值不显着为正的5家

22、基金中，1家为优化指数型，占该类基金总数的25；基金成长型3只， 占该类基金总数的188；其它类型1家。因此，实证检验的结果并不支持优化指数基金的时机选择能力较弱的假设。结论与建议本文的研究结论和国内已有的研究有所不同：（1）由于证券投资基金在投资策略、类型上相似，中国证券市场中系统性风险在总风险中占较大比例，使得运用风险调整指标进行基金业绩评价、排序具有较强的相关性，大部分基金的业绩优于市场的表现；（2）在检验期内，23的基金体现出正的证券选择能力，13体现出负的证券选择能力，与其它研究基金整体有证券选择能力相比产生分化，这与基金传统的集中投资、重点持有的策略面临转型密切相关，大部分基金的业

23、绩优于市场表现的主要因素正是基金重仓股股价的稳定性，尽管部分基金重仓股受到减持而大幅下跌，而与市场表现比较，每只基金的部分重仓股股价的稳定使其业绩下降低于市场基准的下跌幅度；（3）实证检验不支持证券投资基金具有时机选择能力的假设，相反，部分基金有明显的负选择能力，与国外相关研究相吻合；（4）基金的规模效应并不明显，一定程度上但不能完全说明小盘基金具有比大盘基金更好的时机选择能力，说明规模大小对操作灵活性的影响并不明显；（5）证券投资基金运作时间长短对其时机选择能力没有明显影响，似乎正好相反，运作时间短的基金的时机选择能力更强，只能说明证券投资基金资产运作和配置的合理性较差，基金业绩更多地取决于

24、其入市的时机，这与检验期内市场所处位置和对市场预期密切相关：（6）不同类型基金在时机选择能力上并没有体现出明显差异，主要是基金类型和投资策略的趋同，而优化指数基金也并未完全体现出指数化投资部分的优势，没有体现出基金应有的特征。但是，从理论上讲，对低效率证券市场的利用在规范、有序的市场中能够改善证券市场的效率，而部分证券投资基金重仓持有银广夏、东方电子等违规上市公司股票的事实说明，证券投资基金的投资行为不是改善了市场效率，而是降低了市场效率，这是发展证券投资基金业必须重视的问题。基于以上分析，对我国证券市场和证券投资基金业的发展提出如下建议：（1）放开对证券投资基金发行人、管理人的限制，建立充分竞争、规范的基金市场，使其成为市场效率改善的力量。现今只有证券公司和信托投资公司才能作为基金和基金管理公司主要发起人的规定在制度上使基金运作的独立性很难保证，证券投资基金运作的实践也证明这一规定的缺陷很大，应适时放开限制，增强基金业的竞争性。同时，强化立法和自律监管，树立基金业的公信力，严惩违规和侵害基金持有人利益的行为，使其通过科学、规范的投资行为实现“集中投资、专家理财、分散风险”的目标。（2）加快基金品种创新的进程，使契约型与公司型、开放式与封闭式、积极投资与被动投资等都能得到发展，满足不