中國證券投資基金收益擇時能力的實證研究

朱 杰

0 引言

擇時能力是一種動態(tài)的資產(chǎn)配置能力，既具備擇時能力者在市場發(fā)生變化之前預(yù)測市場動向，調(diào)整資產(chǎn)配置，提高即將升值的資產(chǎn)配置權(quán)重，降低未來將會貶值的資產(chǎn)配置權(quán)重。在過去的十年中，我國的開放式基金進入到了高速發(fā)展的時期，截止2011年6月，我國證券投資基金達到了810只，2011年上半年交易所上市證券投資基金累計成交金額為3303.91億，基金已經(jīng)成為我國證券市場上最主要的機構(gòu)投資者。這些機構(gòu)投資者到底能不能超越市場，為投資者帶來相對更好的投資收益，對基金業(yè)績進行合理全面客觀地評價將顯得尤為迫切和重要。本文主要是采用了Yong Chen（2010）的模型構(gòu)建思路，采用了不同的控制偏差因子來構(gòu)建模型。模型采用的偏差因子分別是將Ferson和Schadt(1996)和Goetzmann,Ingersoll和Ivkovic(2000)模型化為兩個控制因子納入到模型之中，即先利用Ferson和Schadt(1996)條件模型化為對公共信息偏差的修正因子納入TM模型，隨后再利用Goetzmann（2000）提出的控制期間交易偏差因子來進一步修正TM模型。考慮到CAPM在模型設(shè)定上可能導(dǎo)致的誤差，我們將實踐中擬合較好的FF3因子加入到模型的設(shè)定中，從而在一定程度上克服了現(xiàn)有研究中存在的測量偏差問題，使模型得到更為合理的結(jié)果。

1 模型設(shè)計

對基金擇時能力和選股能力進行測量經(jīng)典模型由Tryenor和 Mazuy(1966)提出。隨后 Fama和 French（1996）指出，影響證券收益的因素應(yīng)包括按照行業(yè)特征分類的普通股組合收益、小盤股收益與大盤股收益之差（SMB）,高BE/ME收益與低BE/ME收益之差(HML)等作為因素引入績效評估模型。TM-FF3模型如下：

其中Rp,t代表基金在t時刻的收益，Rf代表無風(fēng)險利率，Rm,t為市場組合的收益，βp為基金對市場的敏感性指標，β代表了基金的擇時能力，α代表基金的選股能力，εt為殘差。

1.1 控制公共信息因子

Ferson 和 Schadt(1996)、Beck(1999)和 Ferson 和 Qian(2004)指出市場的公共信息會引起基金的βp值發(fā)生變化，傳統(tǒng)的非條件預(yù)期假設(shè)會造成檢驗誤差。假定基金管理者僅掌握了公共信息Zt，通過掌握的Zt信息來調(diào)整資產(chǎn)配置從而影響βp值。并根據(jù)泰勒展開得出：

其中zt=Zt-E(Zt)；Bp為與zt具有相同維度的向量，代表了beta對信息Zt的反應(yīng)系數(shù)；b0p可看作為beta的平均值。將（2）代入（1）中：

Christpherson(1998)、Ferosn 和 Harvey(1999)也拓展了他自己的條件性方法，假設(shè)了條件，并假設(shè)α也隨信息變量線性變化。采用與β相同的處理方式，即將α(Zt)=α0p+ATpzt代入（3）中：

模型（4）為修正了公共信息影響的條件TM-FF3模型。

1.2 控制期間交易偏差

Goetzmann,Ingersoll,和 Ivkovic(2000),Ferson and Khang(2002),and Ferson,Henry,and Kisgen(2006)，Elton,Gruber,Blake(2009）分別在其文章中證明并指出，由于基金經(jīng)理在某些情況下，交易的頻率遠遠高于分析時采用的測量擇時能力的數(shù)據(jù)時期間隔。一旦共同基金存在著期間交易，這也就為基金經(jīng)理創(chuàng)造出虛假的擇時能力創(chuàng)造了條件，例如采用月度數(shù)據(jù)進行測量時，基金經(jīng)理可以根據(jù)前半月的投資回報表現(xiàn)調(diào)整資產(chǎn)組合和風(fēng)險暴露。即使采取日收益數(shù)據(jù)進行測量，也無法完全避免期間交易的問題，且基金經(jīng)理無法在短時間內(nèi)調(diào)整持倉情況，也會導(dǎo)致數(shù)據(jù)之間相關(guān)性太強。因此必須控制期間交易導(dǎo)致的偏差，這也避免了衍生品交易問題，因為衍生品總是伴隨著較高的交易頻率。Goetzmann,Ingersoll,and Ivkovic(2000)提出了一種評估每日市場時機把握產(chǎn)生的收益數(shù)據(jù)區(qū)間價值的方法，即采用累計值來計算：

其中Pm,t表示每日市場時機把握帶來的單位基金資產(chǎn)增加值;t為收益測量區(qū)間,i為交易日。參考Goetzmann,Ingersoll,和Ivkovic(2000)的做法，為了控制期間交易帶來的測量偏差，可將（5）作為測量基金擇時能力的影響因子代入（4）中，替代二次項得出：

2 實證分析

2.1 數(shù)據(jù)處理與指標設(shè)定

2.1.1 模型和樣本選擇

根據(jù)國內(nèi)諸多學(xué)者的研究成果，本文選取使用率最多的TM-FF3模型和僅反映了公共信息偏差的模型（4）分別對擇時能力進行分析，并與綜合控制了公共信息以及期間交易的模型（6）的測量結(jié)果進行比較。選擇上述模型的主要目的在于相互印證結(jié)果的可靠性。由于開放式基金具有良好的流通性，其凈值能夠準確反映其資產(chǎn)的變動情況，且開放式基金已經(jīng)成為我國基金的主要組成部分，是擇時能力評估的重點研究對象，本文選取在2004年12月31號之前成立的開放式基金。同時筆者認為股票市場相對于債券市場和貨幣市場波動更為頻繁，更能夠反映基金擇時能力，因此選取數(shù)據(jù)較為完整的成長型、價值型、平衡型、收益型和指數(shù)型各基金投資風(fēng)格分別6只，總數(shù)30只基金作為研究對象。樣本區(qū)間為2005年1月到2011年6月的月收益數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫。

2.1.2 基金收益率指標和無風(fēng)險利率

本文選擇的是國際上通用的累計凈值增長率指標，既考慮分紅等因素對基金凈值的影響。鑒于我國債券的市場仍不發(fā)達，利率仍未市場化，本文采取國內(nèi)通用的做法，選取一年期定期存款利率，并折算為月度化無風(fēng)險利率。

2.1.3 市場基準收益率指標的選擇

針對股票市場，中信指數(shù)反映了深滬兩市中每個行業(yè)里最大和最具有流動性的A股股票的價格走勢，有效地克服了深滬股市分離的缺陷，并在業(yè)內(nèi)獲得了廣泛的認同。這里選取中信標普A股綜合指數(shù)收益率作為股票市場的基準收益率。債券市場指數(shù)中，中信標普全債指數(shù)綜合囊括了中國國債、企業(yè)債、銀行間債和可轉(zhuǎn)債市場的業(yè)績表現(xiàn)，因此選擇中信標普全債指數(shù)收益率作為債券市場的基準收益率。相應(yīng)的我們利用中信風(fēng)格指數(shù)來計算SMB和HML。規(guī)模因素SMB采用中信標普小盤指數(shù)收益率和中信標普100指數(shù)收益率的差額作為SMB的取值；HML利用中信標普純價值指數(shù)與純成長指數(shù)之差來計算。

2.1.4 信息變量指標

盡管國外文獻對反映證券市場的宏觀經(jīng)濟信息變量指標選擇一般包括：3月期短期國債利率、長期國債利率與短期國債利率的差額、股息生息率，然而我國的證券市場與國外卻存在著較大的差異。眾多國內(nèi)學(xué)者的研究表明，我國證券市場，投資者的投資仍帶有較大投機成分,比如市盈率較高、換手率較高等，往往造成股票價格與其內(nèi)在價值嚴重偏離，造成股票市場價格的大起大落。為了更為準確的反映宏觀經(jīng)濟信息給基金經(jīng)理帶來的預(yù)測作用，根據(jù)國內(nèi)研究學(xué)者的研究成果，選取貨幣供應(yīng)量（M1）增產(chǎn)率和消費者物價指數(shù)增長率滯后6個月的數(shù)據(jù)作為信息變量。（數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)）。

2.2 實證分析

首先對各個樣本之間收益率進行相關(guān)分析，相關(guān)系數(shù)矩陣見表1，由于篇幅有限，這里僅列出6個樣本。

表1 基金樣本相關(guān)系數(shù)矩陣

從表1中列出的少數(shù)樣本數(shù)據(jù)中可以發(fā)現(xiàn)，基金業(yè)績之間的相關(guān)系數(shù)基本都達到了0.9左右，基金業(yè)績回報之間具有明顯的趨同性。這也預(yù)示了在基金擇時選股能力測量中，大多數(shù)基金將會表現(xiàn)出相似的統(tǒng)計特征。

利用eviews6.0分別對模型（1）、（4）、（6）進行分析，檢驗結(jié)果見表2，其中R2為修正可決系數(shù)，α為選股能力指標，β為擇時能力指標，表中參數(shù)均為所有基金樣本的估計均值。

表2 三個模型的檢驗結(jié)果對比

如表2中所示，TM-FF3的修正可決系數(shù)均值為0.87，條件TM-FF3為0.89，條件GII-FF3為0.90，回歸的擬合度依次提高，說明了通過逐步控制公共信息變量以及期間交易偏差，使得模型的解釋力度相應(yīng)的提高。這與Ferson和Schadt(1996)，Goetzmann,Ingersoll和 Ivkovic(2000)的結(jié)論是一致的。

從三個模型的參數(shù)檢驗結(jié)果中參數(shù)大于0的個數(shù)都達到了樣本總數(shù)的一半以上，而顯著的個數(shù)相應(yīng)較少，既說明我國開放式基金具備一定程度的正向擇時和選股能力，但是在統(tǒng)計上不夠顯著，這與我國眾多學(xué)者研究的結(jié)論大致相同。

針對擇時能力的檢驗，可以發(fā)現(xiàn)3個模型的擇時能力系數(shù)平均值是依次提高的，加入公共信息變量，使得該模型更切合實際的從基金經(jīng)理的角度出發(fā)，即在調(diào)整基金beta系數(shù)時，基金經(jīng)理會參考當時所能夠獲得信息，從而更能夠準確的反應(yīng)基金的擇時能力。Goetzmann,Ingersoll和Ivkovic(2000)為彌補期間交易的偏差，假設(shè)基金經(jīng)理根據(jù)市場情況隨時改變投資組合的風(fēng)險暴露，當市場利率大于無風(fēng)險利率時，將資產(chǎn)轉(zhuǎn)移到風(fēng)險資產(chǎn)，當無風(fēng)險利率大于市場利率時，將風(fēng)險資產(chǎn)轉(zhuǎn)換為無風(fēng)險資產(chǎn)。根據(jù)這個思路引入的控制導(dǎo)入期間交易偏差的因子，也使得對擇時能力的估計值相應(yīng)的提高。同樣在表2中，3個模型選股能力系數(shù)平均值是依次降低的，這也在一定程度上解釋了擇時能力的提高。因為TM-FF3模型存在測量偏差對擇時能力檢驗存在偏誤，模型將基金業(yè)績歸咎于選股能力，而隨著模型的解釋力度的不斷加強，基金業(yè)績更多的被擇時能力所解釋，這導(dǎo)致了選股能力參數(shù)的不斷下降。除此之外，表2中參數(shù)大于0的個數(shù)以及顯著個數(shù)同樣也說明了上述問題，選股能力大于0的個數(shù)不斷減少，顯著個數(shù)也相應(yīng)減少，而擇時能力則相反。這也表現(xiàn)出模型更多的被擇時能力所解釋，與Yong Chen、Wayne Ferson和Helen Peters（2010）的實證研究結(jié)果相一致。

表3 條件GII-FF3模型下不同基金投資風(fēng)格的實證結(jié)果對比

表3中列出了各種基金投資風(fēng)格下的條件GII-FF3模型的實證結(jié)果，樣本中的指數(shù)型基金在擇時能力估計中均為負值，反映了指數(shù)型基金的收益率變化是被動的跟蹤指數(shù)走勢，并不具備擇時能力，與實際情況相符。除指數(shù)型基金之外，其他投資風(fēng)格的基金均在一定程度上表現(xiàn)出正的擇時能力，其中部分基金還表現(xiàn)出顯著的擇時能力，表明基金在市場波動過程中，基金主動調(diào)整投資組合的風(fēng)險暴露，從而表現(xiàn)出較好的擇時能力。在選股能力的估計值中，各投資風(fēng)格的基金均表現(xiàn)出一定程度的選股能力，但是均不顯著。其中樣本中的平衡性基金均顯示出正的選股能力，且4只還同時表現(xiàn)出正的擇時能力。相對于其他基金，樣本中的平衡型基金兼顧價值增長和收益的平衡，在投資組合的風(fēng)險調(diào)整中更為穩(wěn)健，從而在擇時和選股能力上均優(yōu)于其他投資風(fēng)格的基金。

3 結(jié)論

（1）在研究樣本中，基金業(yè)績回報之間表現(xiàn)出較強的相關(guān)關(guān)系，表現(xiàn)了基金投資效果的具備高度的相似性。這種基金業(yè)績趨同的性質(zhì)與在實證檢驗中，僅有少數(shù)基金擇時能力和選股能力測量中表現(xiàn)出具備顯著的擇時能力或者選股能力相一致。

（2）控制公共信息因素和期間交易偏差可以提高模型的擬合度，能夠更為準確的對基金的擇時能力和選股能力進行檢測。

（3）隨著模型擬合度的增加，模型將對基金業(yè)績的解釋更多的歸咎于擇時能力的提高以及選股能力的降低。

（4）通過三個模型的對比檢驗，控制了公共信息和期間交易的條件GII-FF3使得更多的基金表現(xiàn)出擇時能力，無論是在0.05或者是0.1的顯著性水平下均高于其它模型。

（5）在觀測的樣本中，大部分基金表現(xiàn)出正向的擇時能力和選股能力，但是在僅少部分統(tǒng)計上表現(xiàn)顯著，其中平衡型基金在投資中表現(xiàn)較為穩(wěn)健，擇時能力和選股能力表現(xiàn)較其他基金突出。

[1]Treynor,J.,Mazuy,K.Can Mutual Funds Outguess the Market?[J].Harvard Business Review,1966,(44).

[2]Ferson,W.,Schadt,R.Measuring Fund Strategy and Performance in Changing Economic Conditions[J].Journal of Finance,1996,(51).

[3]Goetzmann,W.Ingersoll,J.,Ivkovic,Z.Monthly Measurement of Dai?ly Timers[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis，2000，（35）.

[4]汪光成.基金的市場時機把握能力研究[J].經(jīng)濟研究，2002，（1）.

[5]周澤炯,史本山.我國開放式基金選股能力和擇時能力的實證研究[J].財貿(mào)研究,2004,(6).

[6]譚政勛,王聰.我國開放式基金業(yè)績來源的實證研究[J].當代財經(jīng),2004,(11).

[7]馬超群,傅安里,楊曉光.中國投資基金波動擇時能力的實證研究[J].當代財經(jīng),2005,(1).

[8]遲國泰,遲楓.中國開放式基金擇時能力及其業(yè)績貢獻評價研究[J].運籌與管理,2008,(3).

[9]周萬賀,儲茂廣.我國證券投資基金波動擇時能力的實證分析[J].統(tǒng)計與決策,2009,(5).

[10]馬進,關(guān)偉.我國股票市場與宏觀經(jīng)濟關(guān)系的實證分析[J].財經(jīng)問題研究,2006,(8).

[11]孫洪慶,鄧瑛.股票價格、宏觀經(jīng)濟變量與貨幣政策-對中國金融市場的協(xié)整分析[J].經(jīng)濟評論,2009,(4).