我國開放式股票型基金績效評價

王進搏　田衛(wèi)民

摘要：通過隨機選取我國15只開放式股票型基金2014年度的日數(shù)據(jù)，對它們的績效進行分析和評價，并通過因子分析計算得出各基金的綜合排名，結果表明我國基金績效平均水平還未能超越市場基準。從我國基金績效的綜合表現(xiàn)看主要是選股能力在支撐，具有選股能力的基金績效一般較好，但基本表現(xiàn)不出擇時能力。因此，提高基金績效需要加強投資者的基金知識教育，完善基金市場的信息披露制度，加強基金管理人自身建設，全面增強基金管理人的綜合素質，為培育高素質的基金經(jīng)理創(chuàng)造良好的環(huán)境和機制。

關鍵詞：開放式股票型基金；績效評價；選股能力；擇時能力

中圖分類號：F832.33 文獻標識碼：A 文章編號：1006-3544（2015）04-0050-07

一、引言

作為一種共同投資、專家經(jīng)營、共擔風險、共同受益的新型金融工具，證券投資基金早已成為全球范圍內一種重要的投資工具，在發(fā)達國家已有百余年的歷史。美國作為世界上基金業(yè)最為發(fā)達的國家，目前其證券投資基金資產(chǎn)總值占世界半數(shù)以上，對全球證券投資基金的發(fā)展有著重要的示范性影響。我國的基金業(yè)起步較晚，1998年3月兩家新成立的基金管理公司分別發(fā)起設立的基金開元和基金金泰這兩只封閉式基金，開啟了我國證券投資基金試點的新篇章。在封閉式基金試點成功的基礎上，2001年我國推出了第一只開放式基金，標志著我國基金業(yè)發(fā)展實現(xiàn)了從封閉式基金到開放式基金的重大轉變。從此，開放式基金逐漸取代封閉式基金成為我國基金市場發(fā)展的主要方向。目前我國證券市場投資渠道比較窄，開放式股票型基金在我國基金市場上的份額最高，所以本文選取我國開放式股票型基金對基金業(yè)的績效進行研究和評價。

20世紀60年代以后，經(jīng)風險調整的收益評估三大經(jīng)典理論相繼被提出。Treynor（1965）提出了資產(chǎn)組合所承擔的每單位系統(tǒng)性風險所帶來風險收益的指標——特雷納指數(shù)，第一次量化了基金的投資風險。Sharpe（1966）提出了另一種風險調整收益的基金績效評價方法——夏普指數(shù)，衡量的是每單位風險所帶來的超額回報。Jensen（1968）提出了以市場為基準描述基金業(yè)績超過市場基準組合而取得超額收益的一種方法——詹森測度。即詹森測度值大于0時，表明基金的業(yè)績表現(xiàn)優(yōu)于市場基準組合，該值越大，基金的業(yè)績越好。隨著對基金績效的研究不斷加深，Treynor和Mazuy（1966）建立了T-M模型，開始研究基金經(jīng)理的個人能力對基金績效的影響，用此模型來評估基金經(jīng)理的選股能力和擇時能力。Henfiksson和Merton（1981）在T-M模型基礎上進一步對假設條件進行簡化，引入一個虛擬變量，建立了一個相對于T-M模型更為簡單的評估方法，即H-M模型。之后仍有學者對H-M模型繼續(xù)進行改進，但仍是研究基金經(jīng)理的選股和擇時能力。

國內研究多以實證的方法從單一的角度對基金業(yè)績進行評價。張婷、李凱（2000）采用特雷納指數(shù)和H-M模型，并以深成指為基準組合對我國最早成立的基金進行了績效評價，得到的結果是均能夠獲得超額收益，且超額收益主要來自基金經(jīng)理對證券的選擇能力而非擇時能力。張新、杜書明（2002）用風險調整指數(shù)法對基金的績效進行了較為完整的評價，并提出國債投資將對降低基金的風險水平有重要作用。何龍燦（2003）認為我國急切需要一套適合自己的基金評價體系，并以理論和實證相結合的方式，提出了一套較為完善的評價體系。但該體系缺少的是對各指標進行綜合評價的方法。

本文首先通過引入經(jīng)風險調整的收益指標分別分析各基金的風險收益能力，然后引入T-M模型和H-M模型分別分析判斷各基金的選股能力和擇時能力，最后從經(jīng)風險調整后的收益指標和T-M模型、H-M模型中的選股能力指標和擇時能力指標中選取6個有效指標，運用因子分析方法對基金績效進行綜合評價，以求能夠對基金的業(yè)績和投資效果進行整體客觀的評價。

二、經(jīng)風險調整的收益分析

本文隨機選取我國15只開放式股票型基金2014年1月2日至12月31日的日數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)來源于wind資訊金融終端。無風險利率采用的是2014年同期商業(yè)銀行一年期定期存款年利率3.25%，轉化成日利率為0.89%oo。β_p則是用Eviews8.0對各基金收益率與市場組合收益率進行回歸計算所得。由于本文研究的是普通股票型基金，所以這里采用滬深300指數(shù)作為市場基準。

經(jīng)風險調整的收益評估理論認為，衡量資產(chǎn)組合的績效不能僅僅看某一時期的收益率，因為不同的資產(chǎn)組合面臨的風險差異可能很大。夏普比率、特雷納比率和詹森測度則以更精準的方式表示出經(jīng)風險調整的收益情況，各公式如下：

Sharpe=[E（R_p）-R_f]/δ_p （1）

Treynor=[E（R_p）-R_f]β_p （2）

Jensen=R_p-[R_f+β_p（R_m-R_f）] （3）

上述公式中，Sharpe代表夏普比率，Treynor代表特雷納比率，Jensen代表詹森測度，E（R_p）表示資產(chǎn)組合預期報酬率，R_f表示無風險利率，δ_p表示資產(chǎn)組合的標準差，β_p表示組合的系統(tǒng)性風險，R_p表示證券組合的實際期望收益率，R_m表示市場組合的收益率。根據(jù)上述公式計算的各指標值及各基金的排名如表1所示。

表1分別列舉了各基金夏普比率、特雷納比率、詹森測度的值大小以及各指標的排名。單從各基金的夏普比率來看，嘉實研究阿爾法、國投成長、富國通脹主題、國泰成長、建信創(chuàng)新中國名次比較靠前，博時產(chǎn)業(yè)、易基科訊、廣發(fā)輪動排名靠后。這表明，就每單位風險所帶來的超額收益而言，嘉實研究阿爾法的風險收益能力最強，其次依次為國投成長、富國通脹主題、國泰成長等，而廣發(fā)輪動、易基科訊、博時產(chǎn)業(yè)的風險收益能力最弱。各基金特雷納比率排名靠前的依次是國泰成長、富國通脹主題、嘉實研究阿爾法、國投成長、建信創(chuàng)新中國等，說明從該資產(chǎn)組合所承擔的每單位系統(tǒng)性風險所帶來的風險收益來看，這幾只基金的風險收益能力較強。排名靠后的是廣發(fā)輪動、易基科訊、博時產(chǎn)業(yè)，說明就每單位系統(tǒng)性風險所帶來的風險收益而言，這幾只基金收益能力較弱。觀察發(fā)現(xiàn)，在這里各只基金的特雷納比率排名與詹森測度排名一致，但詹森測度大于0的只有國泰成長、富國通脹主題這兩只基金，也就是說只有這兩只基金的業(yè)績跑贏了市場基準組合，取得了超額收益。其余基金在2014年的業(yè)績均未跑贏市場基準。從各基金詹森測度值來看，我國基金整體業(yè)績不超過市場基準，除證券市場不成熟的原因外，還說明基金經(jīng)理水平較低。

三、選股和擇時能力分析

選股能力和擇時能力是基金經(jīng)理投資能力的重要體現(xiàn)，也是反映基金業(yè)績的兩大重要指標。選股能力是指基金經(jīng)理選出風險收益能力優(yōu)于市場組合的個股的一種能力，是基金經(jīng)理證券投資分析能力的體現(xiàn)，相比其他因素來說對基金業(yè)績的影響更為穩(wěn)定。擇時能力是戰(zhàn)術性資產(chǎn)配置能力，即在短時間內根據(jù)對資產(chǎn)收益的預測，調節(jié)各資產(chǎn)的分配比例，通過對基金資產(chǎn)的迅速調節(jié)來獲利。這里選擇T-M模型和H-M模型來分析基金的選股和擇時能力。

T-M模型認為具備時機選擇能力的基金經(jīng)理應能預測市場走勢，在市場呈牛市時，通過提高投資組合的風險水平以獲得較高的收益，在市場呈熊市時降低風險較高的資產(chǎn)組合比例以規(guī)避風險。因此CAPM特征線將由固定斜率的直線變成一條斜率會隨市場狀況變動的曲線，該曲線相應的回歸模型簡稱為T-M模型，其公式為：

R_p-R_f=α+β（R_m-R_f）+β₂（R_m-R_f）^2+e_p （4）

上述公式中，α是證券選擇能力指標，β₂是市場時機能力指標。如果β₂是正的，它能使特征線在R_m-R_f較大時相應變陡，就說明市場擇時能力確實存在。如果α是正的，則表明證券選擇能力的存在。

H-M模型是一個雙α超額回報市場模型。其公式為：

R_p-R_f=α+β₁（R_m-R_f）+β₂（R_m-R_f）D+eb_p （5）

上述公式中，D是一個虛擬變量，當R_m>R_f時，D=1；否則D=0。于是資產(chǎn)組合的β值在熊市時就為β₁，在牛市時就為β₁+β₂。如果回歸得到正的β₂值，即在牛市的時候直線的斜率更大，也就是直線更陡峭，說明有市場擇時能力存在；同時如果回歸得到正的α值，就說明有證券選擇能力的存在。這里運用E—views8.0對T-M模型和H-M模型進行回歸。結果如表2和表3所示。

若T-M模型的截距項α顯著大于0，表示基金經(jīng)理有顯著的選股能力；若α顯著小于0，表示基金經(jīng)理不具有選股能力。若截距項α的p值大于0.05，即截距項不顯著，則不能判斷該基金經(jīng)理是否具有選股能力。由表2可知，除博時產(chǎn)業(yè)外，其他基金的α均大于0，但是只有嘉實研究阿爾法的α值能通過顯著性檢驗，所以只能說明嘉實研究阿爾法這只基金具有選股能力。由于其他基金的p值都比較大，不能通過顯著性檢驗，因此從T-M模型的回歸結果來看，不能確定嘉實研究阿爾法以外的其他基金是否具有選股能力。以下將通過其他模型對各基金經(jīng)理的選股能力進行分析判斷。

T-M模型中的二次項系數(shù)β₂在顯著大于0時表示基金經(jīng)理具有擇時能力；而顯著小于0時，表示該基金經(jīng)理不具有擇時能力。從表2看可知，除博時產(chǎn)業(yè)和國投成長的β₂的P值較大不能通過顯著性檢驗外，其余13只基金β₂的p值都能通過顯著性檢驗，所以這些基金的β₂均顯著。但是由于這些基金的β₂的值均小于0，說明除博時產(chǎn)業(yè)和國投成長基金經(jīng)理的擇時能力不能確定外，其他基金均能確定其不具有擇時能力。

H-M模型引入了一個虛擬變量D，是T-M模型的改進，H-M模型的α同T-M模型中的α一樣，表示基金經(jīng)理的選股能力。從H-M模型的回歸結果（見表3）來看，除博時產(chǎn)業(yè)的α小于0之外，其他均大于0。但只有富國通脹主題、建信創(chuàng)新中國、嘉實研究阿爾法、匯添富消費、華夏復興這5只基金的α能通過顯著性檢驗，說明這5只基金具有選股能力。其他幾只基金由于不能通過顯著性檢驗，則不能確定其是否具有選股能力。雖然從詹森測度的結果來看我國基金業(yè)績整體水平比較弱，但這里也說明我國基金經(jīng)理基本具有選股能力。

與T-M模型不同的是，H-M模型里的β₂即虛擬變量的系數(shù)而非二次項的系數(shù)，這一模型通過引入虛擬變量來檢驗基金經(jīng)理的擇時能力。從表3看各基金的β₂的p值，除博時產(chǎn)業(yè)和國投成長不能通過顯著性檢驗，即這兩只基金的擇時能力不能確定以外，其他各只基金的β₂均能通過顯著性檢驗。但由于各只基金的β₂均小于0，所以除博時產(chǎn)業(yè)和國投成長外其他各只基金均能確定不具有擇時能力。所以說我國基金市場上基金經(jīng)理的擇時能力基本不能顯現(xiàn)?；鸬臉I(yè)績主要是選股能力在支撐。

四、績效綜合評價

基于以上分析我們已經(jīng)對我國基金的風險收益能力以及選股擇時能力有了一定的認識，但是如何對各基金的業(yè)績進行綜合評價，得出一個相對由優(yōu)到次的排名仍需要進一步的研究。下面將通過因子分析的方法對本文的樣本基金進行綜合評價。以上分析涉及夏普比率、特雷納比率、詹森測度、T-M模型的α指標、T-M模型的β₂指標、H-M模型中的α指標和H-M模型中的₂指標。由于T-M模型的α值大都不顯著，并不能說明各基金經(jīng)理是否具有選股能力，而H-M模型中至少三分之一左右的α值是顯著的，基本能夠表示基金經(jīng)理是否具有選股能力，所以選擇H-M模型中的α值。因此我們選取夏普比率、特雷納比率、詹森測度、T-M模型的β₂指標、H-M模型的α指標和β₂指標這6個變量進行因子分析。

因子分析法研究的是變量內部間的相關性，并根據(jù)變量之間的相關性進行分類，將相關性較高的變量歸為一類，最后用少數(shù)因子描述原始變量及它們之間的關系，從而每一類變量實際上就代表了一個基本結構，即公共因子。這樣，少數(shù)幾個公共因子就能包含原始變量的大部分信息，對于所研究的問題就是試圖用最少的不可測公共因子的線性函數(shù)與特殊因子之和來描述每一個原始變量。因子分析的模型為：

式中x=（x₁，x₂…，x_p），F(xiàn)₁，F(xiàn)₂，…，F(xiàn)_m為公共因子，屬不可觀測變量，α_im為因子載荷，ε_i是特殊因子，是不能被前m個公共因子包含的部分。其中需滿足F，e不相關，F(xiàn)₁，F(xiàn)₂，…，F(xiàn)_m互不相關且方差為1，ε_i的方差可以不相等的條件，這一模型也被稱為正交因子模型。

本文的因子分析用的是統(tǒng)計軟件SPSS19.0，首先根據(jù)輸出的結果判斷這些變量是否適合進行因子分析，在判斷適合的情況下對多個變量提取公共因子，以達到降維的目的。然后根據(jù)各因子得分并以方差貢獻率為權重計算各只基金的綜合得分并進行排名。

KMO檢驗是從比較原始變量之間的簡單相關系數(shù)和偏相關系數(shù)的相對大小出發(fā)進行的檢驗。KMO值越接近1，變量越適合進行因子分析。一般情況下，KM0值大于0.9時非常適合，但KMO值至少不能低于0.5，0.5以下表示不適合做因子分析。由表4可以看到，KMO值為0.651，大于0.5，因此適合做因子分析。Bartlett檢驗是對變量的相關矩陣進行的檢驗，檢驗的原假設是相關矩陣為單位矩陣。如果接受原假設，說明原始變量之間相互獨立，不適合進行因子分析；若拒絕原假設，說明適合進行因子分析。由表4可以看到，Bartlett球形檢驗統(tǒng)計值為193.211，自由度為15，Sig值趨于0，因此應該拒絕原假設，說明各變量之間存在顯著相關性，所以適合進行因子分析。此外這些變量的相關矩陣圖也更直觀地顯現(xiàn)出大部分變量之間的相關度均大于0.3。這些都表明本文所選的6個變量適合進行因子分析。

從表5可以看出，第一個主成分的特征值為3.375，第二個的特征值為2.513，而后4個的特征值都在0.1以下，即有兩個成分的特征值大于1，根據(jù)特征值大于1原則應該提取兩個公共因子。且第一個特征值的樣本方差貢獻率為56.25%，第二個特征值的樣本方差貢獻率為41.888%，前兩個特征值的樣本方差累計貢獻率達到了98.138%。說明從6個原始變量中提取兩個公共因子可以對15只基金的績效情況做出合理充分的解釋。因此這兩個公共因子可以代表6個原始變量且相互之間不相關，從而達到降維的目的。

為了更好地解釋公共因子F，一般會通過因子旋轉的方法使每個變量僅在一個公共因子上有較大的載荷，而在其余公共因子上的載荷比較小。一般來說，變量經(jīng)過因子旋轉之后，其在因子上的載荷會分布得更加分散，從而更容易解釋。這里采用的因子旋轉方法是最大方差法。方差貢獻率可衡量各成分對總體的相對重要性，所以在計算各基金綜合得分時用其做權重非常合適。從表5可知，旋轉后第一個主成分的方差貢獻率為50.89%，第二個主成分的方差貢獻率為47.249%。

因子載荷矩陣反映的是公共因子與各原始變量之間的線性關系，對每個原始變量來說，因子載荷的絕對值越大，說明這個因子與它的關系越密切，也就越能代表這個原始變量。從表6中的旋轉因子載荷矩陣來看，F(xiàn)₁在夏普比率、特雷納比率、詹森測度上的因子載荷較大，因此F₁可以代表基金的風險收益能力，反映各只基金經(jīng)風險調整后的收益情況；F₂在H-M模型中的α和β以及T-M模型中的β₂上的因子載荷較大，因此F₂可以代表基金經(jīng)理的選股能力和擇時能力。

根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣，可以將每個公共因子表示為各個變量的線性組合，然后用它計算每只樣本基金的公共因子得分。根據(jù)表6中的因子得分系數(shù)矩陣，可將F₁、F₂表示如下：

F₁=0.023Hb+0.139Ha+0.041Tb+0.333Jensen+0.333Treynor+0.302Sharpe （7）

F₂=0.340Hb-0.358Ha+0.329Tb-0.053Jensen-0.049Treynor+0.044Sharpe （8）

根據(jù)公式（7）和（8）可計算得每只樣本基金的公共因子得分，具體結果如表7所示。

最后以各因子的方差貢獻率為權重對各公共因子進行加權，計算得出各只基金的綜合得分Z。

Z=0.50890F₁+0.47249F₂ （9）

計算所得各基金綜合得分及排名如表8所示。

針對2014年1月2日至12月31日15只開放式股票型基金日數(shù)據(jù)的分析結果，從風險收益能力來看，嘉實研究阿爾法、國投成長、富國通脹主題、國泰成長、建信創(chuàng)新中國名次比較靠前，但是15只基金只有國泰成長和富國通脹主題兩只基金的收益跑贏了市場基準組合。博時產(chǎn)業(yè)、易基科訊、廣發(fā)輪動排名靠后。從選股能力看，富國通脹主題、建信創(chuàng)新中國、嘉實研究阿爾法、匯添富消費、華夏復興5只基金具有顯著的選股能力，其他幾只基金的選股能力不顯著。而在擇時能力方面，除博時產(chǎn)業(yè)和國投成長兩只基金的擇時能力不顯著，其他各只基金均能確定不具有擇時能力。就綜合排名結果來看，基金業(yè)績最好的是國投成長，其次依次為嘉實研究阿爾法、國泰成長、博時產(chǎn)業(yè)、建信創(chuàng)新中國、嘉實優(yōu)化等。業(yè)績最差的三個是廣發(fā)輪動、華寶服務、易基科訊。

五、結論及建議

本文以2014年我國開放式股票型基金為樣本，對我國基金業(yè)進行了分析和評價?？偟膩砜?，基金業(yè)績綜合表現(xiàn)較好的是其風險收益能力較強的基金，而且表現(xiàn)出顯著選股能力的基金通常業(yè)績的綜合表現(xiàn)較好。

然而我國基金業(yè)市場幾乎表現(xiàn)不出擇時能力。首先，我國股票市場尚不成熟，信息披露制度不完善，投機行為嚴重，使得我國多數(shù)投資于國內股票的基金處于一個劣勢平臺。其次，我國開放式股票型基金的從業(yè)人員基金管理能力較弱，缺乏投資管理技能?；饦I(yè)市場擇時能力的欠缺顯然與基金經(jīng)理的個人能力直接相關，但相比選股能力，擇時能力對基金經(jīng)理的個人水平要求更高?；鸾?jīng)理面對較大的資產(chǎn)規(guī)模，如果進行較大的倉位調整交易成本會很大。而且資產(chǎn)配置失誤不僅造成基金業(yè)績下滑，更會對開放式基金規(guī)模的穩(wěn)定性造成重大影響。所以多數(shù)基金經(jīng)理都選擇追隨市場基準，深入研究選股策略而不挑戰(zhàn)擇時能力。最后，當前基金經(jīng)理人才流動頻繁，不能為基金的持續(xù)收益負責到底，使投資者對基金的穩(wěn)定性產(chǎn)生懷疑，甚至賣出。

為提高我國開放式股票型基金績效，一是加強投資者的基金知識教育。讓投資者樹立正確的投資理念，理性認識投資產(chǎn)品。二是針對目前我國基金市場的狀況，完善基金市場的信息披露制度，規(guī)范證券市場行為，嚴禁內幕操縱。應建立統(tǒng)一的信息披露窗口，使普通投資者也能以較低的成本和便捷的方式獲取基金信息。同時應加快信息披露的時效性，爭取實現(xiàn)即時披露，并擴大信息披露范圍。促進形成一個公開、公平、有效的市場競爭環(huán)境。三是基金管理人應加強自身建設，不斷學習專業(yè)知識，形成先進的投資哲學和投資戰(zhàn)略，從而提升基金的運作效益。同時監(jiān)管者要規(guī)范和引導基金管理者建立有效的股權激勵約束機制，吸引和留住高端人才。四是加強對國內基金管理者的培訓，全面增強基金管理人的綜合素質，積極學習和借鑒國外的管理技術和經(jīng)驗，引進有經(jīng)驗的基金高級管理人才，為培育高素質的基金經(jīng)理創(chuàng)造良好的環(huán)境和機制。

（責任編輯：盧艷如；校對：龍會芳）