海外資產(chǎn)配置與A股國(guó)際化是“雙贏”之舉嗎
——基于投資組合均值—方差張成檢驗(yàn)的實(shí)證分析

李曉帆，陳偉忠

(同濟(jì)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200092)

一、引 言

長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)央行對(duì)境內(nèi)外資本實(shí)行“資本管制”制度，這不僅造成了中國(guó)投資者難以在全球金融市場(chǎng)中有效地分散風(fēng)險(xiǎn)，也使國(guó)際投資者難以直接投資A股市場(chǎng)。近年來(lái)，在經(jīng)濟(jì)“新常態(tài)”、人民幣貶值超預(yù)期、“資產(chǎn)配置荒”等國(guó)內(nèi)資本市場(chǎng)背景之下，中國(guó)投資者愈發(fā)需要開展海外資產(chǎn)配置以對(duì)沖人民幣貶值風(fēng)險(xiǎn)和提高國(guó)內(nèi)投資組合績(jī)效；與此同時(shí)，2016年10月人民幣正式加入“SDR”，2017年6月MSCI明晟宣布將中國(guó)A股納入MSCI新興市場(chǎng)指數(shù)，MSCI全球指數(shù)的事實(shí)亦表明國(guó)際投資者未來(lái)勢(shì)必加大對(duì)于中國(guó)A股市場(chǎng)的投資力度，而中國(guó)金融市場(chǎng)國(guó)際化進(jìn)程也必將隨之加快。因此，研究國(guó)內(nèi)投資者國(guó)際資產(chǎn)配置和A股國(guó)際化對(duì)國(guó)內(nèi)外投資者投資組合績(jī)效的影響對(duì)于國(guó)內(nèi)外投資者改善投資組合表現(xiàn)具有重要指導(dǎo)意義，亦對(duì)中國(guó)央行、資本市場(chǎng)監(jiān)管部門制定與完善市場(chǎng)監(jiān)管政策和外匯管理政策具有借鑒與參考價(jià)值。

無(wú)論是中國(guó)投資者開展海外資產(chǎn)配置，抑或是國(guó)際投資者將A股納入其投資組合，投資者所關(guān)注的核心問題是在既有投資組合中引入新的資產(chǎn)是否能夠改善原有投資組合的表現(xiàn)。根據(jù)均值—方差理論，此問題可表述為：引入新的資產(chǎn)之后投資組合有效前沿是否可以向高收益—低方差方向拓展？關(guān)于此問題的研究結(jié)論對(duì)國(guó)內(nèi)外投資者改善投資組合績(jī)效和控制投資組合風(fēng)險(xiǎn)具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義：如果引入新的資產(chǎn)無(wú)法拓展投資者既有投資組合的有效前沿，也即現(xiàn)有投資組合標(biāo)的能夠覆蓋引入新資產(chǎn)之后投資組合的有效前沿，那么引入新的資產(chǎn)便是徒勞之舉，投資者應(yīng)當(dāng)繼續(xù)執(zhí)行既定投資策略，反之則至少?gòu)睦碚撋险f明引入新資產(chǎn)之后投資者可以改善當(dāng)前投資策略表現(xiàn)；進(jìn)一步地，若是引入新的資產(chǎn)能夠改善原有投資組合表現(xiàn)，投資者所關(guān)心的問題便是新的資產(chǎn)將會(huì)如何改善投資組合表現(xiàn)？

本文采用Kan和Zhou提出的改進(jìn)后的均值—方差張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)上述問題進(jìn)行研究[1]。均值—方差張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ陀蒆uberman和Kandel最先提出，其核心思想是檢驗(yàn)投資者是否能夠僅用K個(gè)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)便達(dá)到與(K+N)個(gè)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)等效的資產(chǎn)配置組合，也即研究給定投資者K個(gè)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和引入另外N個(gè)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)之后投資者效用是否可以進(jìn)一步提高[2]；Kan和Zhou在原有張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ突A(chǔ)上研究了新資產(chǎn)的引入將會(huì)如何改善原有投資組合績(jī)效，其方法將傳統(tǒng)的假設(shè)檢驗(yàn)分解為兩個(gè)子假設(shè)，而兩個(gè)子假設(shè)恰好分別檢驗(yàn)了引入新資產(chǎn)之后原投資組合的切點(diǎn)組合和最小方差組合表現(xiàn)的變化。

本文對(duì)于國(guó)內(nèi)相關(guān)領(lǐng)域研究可能的創(chuàng)新與貢獻(xiàn)在于：第一，區(qū)別于傳統(tǒng)張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，采用改進(jìn)后的均值—方差張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ脱芯恐袊?guó)投資者全球資產(chǎn)配置績(jī)效問題，并且實(shí)證發(fā)現(xiàn)發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票指數(shù)對(duì)于A股投資組合的邊際貢獻(xiàn)在于能夠有效控制A股投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)；第二，根據(jù)均值—方差張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜋z驗(yàn)了國(guó)際投資組合中A股對(duì)于其他新興市場(chǎng)股票指數(shù)的“替代效應(yīng)”，這在國(guó)內(nèi)相關(guān)領(lǐng)域研究中尚不多見，在研究方法設(shè)計(jì)上具有一定的創(chuàng)新之處；第三，研究結(jié)論對(duì)于國(guó)內(nèi)外投資者如何理解和運(yùn)用A股資產(chǎn)改善原有投資組合表現(xiàn)具有啟發(fā)意義，也為中國(guó)金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)以及外匯管理部門完善國(guó)內(nèi)資本市場(chǎng)相關(guān)法規(guī)和外匯管理相關(guān)政策提供了一定參考和借鑒。

二、相關(guān)文獻(xiàn)評(píng)述

如何衡量資產(chǎn)對(duì)于投資組合的邊際貢獻(xiàn)是金融投資學(xué)界長(zhǎng)期關(guān)注的重點(diǎn)問題。已有研究發(fā)現(xiàn)投資組合表現(xiàn)在很大程度上取決于資產(chǎn)配置效率[3-4]，而傳統(tǒng)金融投資理論多基于多因子模型選取帶有特定統(tǒng)計(jì)性質(zhì)貝塔的資產(chǎn)來(lái)構(gòu)建投資組合，并通過控制投資組合貝塔以改善投資組合表現(xiàn)。然而，F(xiàn)ama、陳浪南、田丁石、謝合亮等的研究發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)貝塔系數(shù)并不能很好地表征投資組合的風(fēng)險(xiǎn)，并且考慮到多數(shù)風(fēng)險(xiǎn)因子之間存在較為復(fù)雜的相關(guān)關(guān)系[5-8]，因此投資者在投資實(shí)踐中難以對(duì)資產(chǎn)貝塔做出準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)與選擇。

Huberman和Kandel提出均值—方差張成檢驗(yàn)理論以檢驗(yàn)資產(chǎn)配置效率，該理論在APT模型基礎(chǔ)上推導(dǎo)出了張成資產(chǎn)檢驗(yàn)關(guān)系，并依據(jù)似然比構(gòu)造F統(tǒng)計(jì)量對(duì)張成資產(chǎn)進(jìn)行檢驗(yàn)。Jobson和Korbie在Huberman和Kandel研究基礎(chǔ)上給出了張成資產(chǎn)F統(tǒng)計(jì)量更為精確的表達(dá)形式[9]；Kan和Zhou比較分析了基于似然比(LR)統(tǒng)計(jì)量、Wald統(tǒng)計(jì)量和拉格朗日乘數(shù)方法統(tǒng)計(jì)量的張成檢驗(yàn)效率，其檢驗(yàn)結(jié)果表明Wald統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)效率最高、似然比統(tǒng)計(jì)量效率次之、拉格朗日乘數(shù)方法檢驗(yàn)效率最低；李傳樂等基于資產(chǎn)收益符合多元正態(tài)分布的假設(shè)并采用蒙特卡洛模擬法，對(duì)基于廣義矩估計(jì)的Wald估計(jì)量的檢驗(yàn)效果進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，廣義矩估計(jì)Wald統(tǒng)計(jì)量存在有限樣本偏差問題，樣本區(qū)間長(zhǎng)度必須遠(yuǎn)大于基準(zhǔn)資產(chǎn)數(shù)量和檢驗(yàn)資產(chǎn)數(shù)量時(shí)此偏差才可近似忽略[10]；進(jìn)一步，Kan和Zhou又在已有張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ脱芯砍晒A(chǔ)上提出“兩步法”，分析了引入檢驗(yàn)資產(chǎn)之后投資組合表現(xiàn)改善的原因，其研究方法將傳統(tǒng)均值—方差張成檢驗(yàn)假設(shè)拆分為兩個(gè)假設(shè)問題，兩個(gè)假設(shè)問題分別對(duì)應(yīng)檢驗(yàn)引入新資產(chǎn)之后切線投資組合和最小方差投資組合位置變化。除此之外，Bekaert和Urias[11]從隨機(jī)折現(xiàn)因子角度推導(dǎo)張成資產(chǎn)檢驗(yàn)關(guān)系，采用廣義矩估計(jì)法構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行張成檢驗(yàn)，由于廣義矩估計(jì)法要求研究數(shù)據(jù)具有大樣本性質(zhì)以及當(dāng)收益序列存在條件異方差時(shí)會(huì)嚴(yán)重影響估計(jì)效果穩(wěn)健性，目前學(xué)界對(duì)此方法研究較少。

基于均值—方差張成檢驗(yàn)理論，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)資產(chǎn)配置效率問題進(jìn)行了實(shí)證研究： Petrella基于歐元區(qū)國(guó)家投資者視角，以標(biāo)普500、羅素2000、富時(shí)指數(shù)、MSCI亞太指數(shù)作為基準(zhǔn)資產(chǎn)，以法國(guó)、德國(guó)、意大利、西班牙四國(guó)股市的規(guī)模組合作為檢驗(yàn)資產(chǎn)，研究資產(chǎn)規(guī)模組合是否可以提升基準(zhǔn)資產(chǎn)組合的表現(xiàn)，研究結(jié)果表明投資于小規(guī)模和中規(guī)模股票組合可以為投資者帶來(lái)顯著的分散化收益[12]；Chiang等以跨資產(chǎn)股債組合作為基準(zhǔn)資產(chǎn)，檢驗(yàn)了引入新興市場(chǎng)的股票和債券之后投資組合績(jī)效是否可以得到顯著改善，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)新興市場(chǎng)的股票和債券投資組合會(huì)顯著提升發(fā)達(dá)市場(chǎng)股債組合的投資表現(xiàn)，并且當(dāng)考慮新興市場(chǎng)“幸存者偏誤”因素之后新興市場(chǎng)資產(chǎn)的分散化收益依然穩(wěn)健[13]。國(guó)內(nèi)學(xué)者吳國(guó)清等實(shí)證發(fā)現(xiàn)A股市場(chǎng)規(guī)模組合可以改善國(guó)內(nèi)投資者投資組合有效邊界，從而間接說明了股票規(guī)模可以作為A股市場(chǎng)資產(chǎn)定價(jià)因子[14]；李傳樂等基于傳統(tǒng)張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ脱芯堪l(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)投資者若在A股投資組合中加入B股規(guī)模組合資產(chǎn)則可顯著改善投資績(jī)效。

總結(jié)國(guó)內(nèi)外已有研究發(fā)現(xiàn)，基于APT理論的資產(chǎn)張成關(guān)系檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪悄壳皣?guó)內(nèi)外學(xué)界的主流研究方法，Kan和Zhou提出的張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜆O大地提升了傳統(tǒng)張成檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷臋z驗(yàn)效率，其方法使投資者能夠檢驗(yàn)投資組合改善的具體成因，但目前國(guó)內(nèi)對(duì)此方法的研究和應(yīng)用尚不多見?；诎l(fā)達(dá)市場(chǎng)投資者視角的研究成果傾向于認(rèn)為新興市場(chǎng)資產(chǎn)能夠提升發(fā)達(dá)市場(chǎng)投資組合的分散化效果，但已有的新興市場(chǎng)研究樣本往往不包含A股市場(chǎng)，并且國(guó)內(nèi)外基于新興市場(chǎng)投資者視角的資產(chǎn)張成檢驗(yàn)問題研究也尚不多見。國(guó)內(nèi)關(guān)于A股投資者國(guó)際資產(chǎn)配置問題多是偏重于投資策略與方法的研究，但關(guān)于A股投資者對(duì)國(guó)際資產(chǎn)配置資產(chǎn)選擇問題的研究較少，并且目前國(guó)內(nèi)外已有研究缺乏從A股投資者角度對(duì)其他市場(chǎng)資產(chǎn)邊際效用進(jìn)行理論與實(shí)證分析，而對(duì)于在國(guó)際資產(chǎn)配置中如何利用A股資產(chǎn)的應(yīng)用研究更尚不多見。

三、研究模型

假定以下線性關(guān)系成立：

(1)

H0:α=0Nδ=0N

(2)

為采用似然比估計(jì)法構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量以檢驗(yàn)H0，改寫式(1)為如下形式：

Y=XB+E

(3)

(4)

Jobson和Korkie、Kan和Zhou的研究指出，更為精確的統(tǒng)計(jì)量應(yīng)當(dāng)表述為：

當(dāng)N=1時(shí)：

(5)

當(dāng)N>1時(shí)：

(6)

進(jìn)一步地，在原假設(shè)H0中，條件“α=0N”表示N個(gè)新資產(chǎn)與(N+K)個(gè)原有資產(chǎn)的切線投資組合表現(xiàn)沒有顯著差別，而條件“δ=0N”則恰好表示N個(gè)新資產(chǎn)與(N+K)個(gè)原有資產(chǎn)的最小方差組合表現(xiàn)沒有顯著差別?；诖耍疚倪M(jìn)一步驗(yàn)證投資組合改善是由于切線投資組合位置變化所致？還是由最小方差組合位置變化所致？若投資組合表現(xiàn)改善源自于切線組合表現(xiàn)的改善，則意味著引入新資產(chǎn)的意義在于能夠提高原有資產(chǎn)組合的夏普比；若投資組合表現(xiàn)改善是由于最小方差組合表現(xiàn)的改善，則說明引入新資產(chǎn)的意義在于控制原有投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)Kan和Zhou的研究，可采用“兩步法”對(duì)以上投資組合改善的成因進(jìn)行驗(yàn)證。

第一步，對(duì)式(2)第一個(gè)約束條件進(jìn)行檢驗(yàn)，設(shè)原假設(shè)Η01如下：

Η01∶α=0N

(7)

根據(jù)Gibbons等的研究成果，可以構(gòu)造如下F統(tǒng)計(jì)量對(duì)Η01進(jìn)行檢驗(yàn)：

(8)

其中

① 本文根據(jù)彭博數(shù)據(jù)終端對(duì)各國(guó)和地區(qū)股市市值排序，選取排名前10的發(fā)達(dá)市場(chǎng)分別為：美國(guó)、英國(guó)、日本、德國(guó)、法國(guó)、澳大利亞、瑞士、瑞典、加拿大、西班牙。

② 本文選取的東亞及東南亞主要新興市場(chǎng)為：韓國(guó)、泰國(guó)、菲律賓、新加坡、馬來(lái)西亞、印度尼西亞。

③ 本文根據(jù)彭博終端數(shù)據(jù)庫(kù)資料對(duì)各國(guó)和地區(qū)股市市值排序，結(jié)果選取排名前30位的新興市場(chǎng)構(gòu)造等權(quán)重投資組合。

第二步，在α=0N的條件下檢驗(yàn)假設(shè)δ=0N，則原假設(shè)H02可以表述為：

H02∶δ=0N|α=0N

(9)

根據(jù)Kan和Zhou的研究，可以構(gòu)造如下F統(tǒng)計(jì)量對(duì)Η02進(jìn)行檢驗(yàn)：

～FN,T-K-N+1

(10)

其中

四、實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)選取、處理與描述性統(tǒng)計(jì)

由于中國(guó)A股市場(chǎng)長(zhǎng)期存在風(fēng)格輪動(dòng)現(xiàn)象和規(guī)模因子溢價(jià)，本文依次選取上證指數(shù)、中小板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)月度收益數(shù)據(jù)以表征A股投資組合；以所有A股為樣本，根據(jù)最近一個(gè)月數(shù)據(jù)在每月初按照市盈率(PE)值由大到小排列并等分成10組，對(duì)每組股票組合按照市值加權(quán)構(gòu)造10個(gè)A股“價(jià)值投資組合”；考慮到A股長(zhǎng)期IPO溢價(jià)和高管減持套現(xiàn)因素，在每個(gè)月初以所有上市時(shí)間超過24個(gè)月的A股為樣本按照之前6個(gè)月表現(xiàn)由大到小分為10組，對(duì)每組股票組合按照市值加權(quán)構(gòu)造10個(gè)A股“趨勢(shì)投資組合”。選取包括美國(guó)在內(nèi)的10個(gè)主要發(fā)達(dá)市場(chǎng)①股票指數(shù)表征發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票；對(duì)于新興市場(chǎng)，分別選取“亞洲四小龍”(中國(guó)香港、新加坡、韓國(guó)、中國(guó)臺(tái)灣)、除中國(guó)之外的金磚五國(guó)(巴西、俄羅斯、印度、南非)、東亞及東南亞主要新興市場(chǎng)②以及等權(quán)重新興市場(chǎng)組合③表征新興市場(chǎng)股票指數(shù)。樣本區(qū)間為2003年1月至2017年6月，所有數(shù)據(jù)均來(lái)自于彭博數(shù)據(jù)庫(kù)。表1和表2報(bào)告了樣本數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 各國(guó)和地區(qū)股市收益率描述性統(tǒng)計(jì)表

根據(jù)表1數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)：較之于發(fā)達(dá)市場(chǎng)，新興市場(chǎng)股市雖然為投資者帶來(lái)較高投資收益，但新興市場(chǎng)股市收益波動(dòng)性也普遍高于發(fā)達(dá)市場(chǎng)，這與近年來(lái)新興市場(chǎng)的國(guó)家和地區(qū)經(jīng)濟(jì)興起與歐盟國(guó)家經(jīng)濟(jì)走低的事實(shí)比較符合。所有樣本股票與美股相關(guān)性普遍較高但與A股相關(guān)性較低，這一方面說明A股可以為全球投資者提供較好的資產(chǎn)分散化效果；另一方面說明中國(guó)投資者很有可能通過分散投資全球股票改善投資組合表現(xiàn)。特別地，上證指數(shù)、中小板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)波動(dòng)率分別為8.82%、8.27%、6.57%，在所有樣本數(shù)據(jù)中處于較高波動(dòng)率水平，這說明中國(guó)投資者需要在A股投資組合中引入波動(dòng)性較低的資產(chǎn)以提升投資組合收益穩(wěn)健性，同時(shí)也發(fā)現(xiàn)在所有指數(shù)中僅有3個(gè)指數(shù)具有正偏性，而這其中便包括中小板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)，其啟示便是：雖然中小板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)波動(dòng)性較高，但在多數(shù)情況下可以為投資者帶來(lái)投資收益，加之與美股相關(guān)性較低，中國(guó)中小板指數(shù)和創(chuàng)業(yè)板指數(shù)對(duì)于國(guó)際投資者改善投資組合風(fēng)險(xiǎn)—收益特征，具有重要意義。

表2數(shù)據(jù)表明：趨勢(shì)因子和價(jià)值因子是A股市場(chǎng)的定價(jià)因子，能夠在一定程度上反映中國(guó)A股市場(chǎng)的橫截面數(shù)據(jù)性質(zhì)，投資者根據(jù)趨勢(shì)因子或價(jià)值因子構(gòu)建投資策略可以獲取風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，“趨勢(shì)投資組合”和“價(jià)值投資組合”能夠較好地表征國(guó)內(nèi)A股市場(chǎng)的投資風(fēng)格。

表2 A股市場(chǎng)趨勢(shì)投資組合與價(jià)值投資組合描述性統(tǒng)計(jì)表

(二)A股投資者引入國(guó)際資產(chǎn)的張成關(guān)系檢驗(yàn)

首先，以國(guó)內(nèi)股票指數(shù)作為基準(zhǔn)資產(chǎn)，以主要發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票指數(shù)作為檢驗(yàn)資產(chǎn)，根據(jù)式(5)、式(6)、式(8)、式(10)構(gòu)造張成檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行檢驗(yàn)；其次，以A股典型風(fēng)格投資者收益表現(xiàn)為基準(zhǔn)資產(chǎn)、以發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票指數(shù)作為檢驗(yàn)資產(chǎn)進(jìn)行張成檢驗(yàn)，表3為實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。表3結(jié)果說明：不論是指數(shù)投資、趨勢(shì)投資還是價(jià)值投資，在投資組合中引入發(fā)達(dá)市場(chǎng)資產(chǎn)均可以改善投資組合的有效邊界。所有的F02統(tǒng)計(jì)量的結(jié)果都顯著說明了A股投資組合中引入國(guó)際資產(chǎn)可以有效控制A股投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)；而F01統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果卻略有不同：當(dāng)以指數(shù)組合和趨勢(shì)組合為基準(zhǔn)資產(chǎn)時(shí)，F(xiàn)01統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果表明發(fā)達(dá)市場(chǎng)中唯有引入美國(guó)和德國(guó)股票指數(shù)能夠提升投資組合的夏普比率；而當(dāng)以A股價(jià)值投資組合為基準(zhǔn)資產(chǎn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果卻表明引入美國(guó)、德國(guó)、歐洲市場(chǎng)組合以及發(fā)達(dá)市場(chǎng)組合均能夠提升價(jià)值組合的夏普比率?？傮w看來(lái)，中國(guó)投資者配置發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票資產(chǎn)的意義在于降低投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)，而發(fā)達(dá)市場(chǎng)資產(chǎn)對(duì)于改善國(guó)內(nèi)投資組合夏普比率的作用并不明顯。結(jié)合表1數(shù)據(jù)結(jié)果，這種現(xiàn)象背后的原因可能是相比于發(fā)達(dá)市場(chǎng)，A股指數(shù)收益更高、波動(dòng)性更大，因此引入波動(dòng)性較低的發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票指數(shù)有助于控制A股投資組合波動(dòng)性，而對(duì)于投資組合夏普比率的改善則收效甚微。

表3 引入國(guó)際資產(chǎn)的A股資產(chǎn)均值—方差張成檢驗(yàn)結(jié)果表

(三)國(guó)際投資者引入A股資產(chǎn)的張成關(guān)系檢驗(yàn)

首先，以國(guó)際重要指數(shù)作為基準(zhǔn)資產(chǎn)、以A股指數(shù)作為檢驗(yàn)資產(chǎn)，檢驗(yàn)在國(guó)際投資組合中引入A股資產(chǎn)是否可以提升投資組合績(jī)效，表4為檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)表4結(jié)果，總體而言FN統(tǒng)計(jì)量均顯著大于臨界值，說明在國(guó)際組合中引入A股指數(shù)能夠提升發(fā)達(dá)市場(chǎng)組合表現(xiàn)；同時(shí)發(fā)現(xiàn)，與國(guó)際資產(chǎn)對(duì)A股投資者的邊際作用相反，A股對(duì)于發(fā)達(dá)市場(chǎng)投資組合的意義在于能夠改善原有投資組合的夏普比率，但對(duì)于發(fā)達(dá)市場(chǎng)投資組合尾部風(fēng)險(xiǎn)的控制作用卻不可一概而論：其中對(duì)于美股和發(fā)達(dá)市場(chǎng)組合引入A股指數(shù)對(duì)于控制投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)作用甚微，但對(duì)于歐洲發(fā)達(dá)市場(chǎng)組合引入A股指數(shù)卻能夠顯著降低投資組合尾部風(fēng)險(xiǎn)；進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，在發(fā)達(dá)市場(chǎng)和MSCI新興市場(chǎng)指數(shù)中引入A股資產(chǎn)可以改善投資組合的夏普比例，這表明了A股對(duì)于發(fā)達(dá)市場(chǎng)投資組合的作用并不能夠被其他新興市場(chǎng)所替代，而在新興市場(chǎng)組合和東亞及東南亞指數(shù)組合中引入A股指數(shù)，則可以既提升投資組合的夏普比例又有效控制投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)。以上結(jié)果說明A股指數(shù)不僅能夠改善發(fā)達(dá)市場(chǎng)組合表現(xiàn)，亦能夠提升新興市場(chǎng)組合的表現(xiàn)。

表4 引入A股資產(chǎn)的國(guó)際資產(chǎn)均值—方差張成檢驗(yàn)結(jié)果表

其次，本文研究A股指數(shù)對(duì)其他新興市場(chǎng)指數(shù)的“替代效應(yīng)”。以發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票指數(shù)資產(chǎn)與A股指數(shù)組合作為基準(zhǔn)資產(chǎn)、以其他新興市場(chǎng)股票指數(shù)作為檢驗(yàn)資產(chǎn)，根據(jù)式(5)、式(6)、式(8)、式(10)進(jìn)行均值—方差張成檢驗(yàn)，若原假設(shè)成立則說明在發(fā)達(dá)市場(chǎng)指數(shù)與A股指數(shù)組合中引入其他新興市場(chǎng)股票指數(shù)組合并不能改善原投資組合績(jī)效，即A股能夠替代其他新興市場(chǎng)指數(shù)；反之，則說明A股對(duì)其他新興市場(chǎng)指數(shù)不具備替代效應(yīng)，表5為實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。表5檢驗(yàn)表明：總體而言，對(duì)于國(guó)際投資者來(lái)說幾乎所有統(tǒng)計(jì)量均顯著存在，這說明目前A股指數(shù)幾乎不能替代其他新興市場(chǎng)指數(shù)，A股市場(chǎng)指數(shù)只是對(duì)新興市場(chǎng)等權(quán)重組合具有替代效應(yīng)，由此對(duì)于國(guó)際投資者的啟示在于：一方面，MSCI新興市場(chǎng)指數(shù)不能完全表征新興市場(chǎng)投資組合時(shí)變特點(diǎn)，而投資者簡(jiǎn)單地利用MSCI新興市場(chǎng)指數(shù)來(lái)替代新興市場(chǎng)組合可能并非明智之舉，國(guó)際投資者應(yīng)在發(fā)達(dá)市場(chǎng)組合中引入部分新興市場(chǎng)股票指數(shù)以獲取更好的分散化收益；另一方面，中國(guó)投資者不僅應(yīng)在A股投資組合中引入發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票組合，同時(shí)也應(yīng)相應(yīng)地引入其他新興市場(chǎng)股票組合。

表5 A股對(duì)于其他新興市場(chǎng)指數(shù)“替代效應(yīng)”的均值—方差張成檢驗(yàn)結(jié)果表

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)研究結(jié)論的區(qū)間穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文樣本區(qū)間為2003年1月至2017年6月，在此期間不僅國(guó)際金融市場(chǎng)遭受了2008年次貸危機(jī)的重創(chuàng)，國(guó)內(nèi)金融市場(chǎng)也歷經(jīng)了多次制度性改革。為保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文對(duì)研究對(duì)象在子樣本區(qū)間上的表現(xiàn)進(jìn)行檢驗(yàn)：首先，為檢驗(yàn)2008年次貸危機(jī)前后研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文以2008年為界將樣本劃分為兩個(gè)子區(qū)間，檢驗(yàn)2008年前后本文研究結(jié)論是否依然成立；其次，考慮到中國(guó)A股市場(chǎng)歷經(jīng)多次制度性改革，而歷次改革對(duì)A股市場(chǎng)影響的時(shí)間與力度卻又不盡相同，因此本文將所有研究區(qū)間近15年的數(shù)據(jù)等分為3個(gè)子樣本，檢驗(yàn)3個(gè)子樣本中研究結(jié)論是否發(fā)生變化。綜合以上兩點(diǎn)對(duì)于樣本區(qū)間的劃分，依次檢驗(yàn)研究對(duì)象在2003年1月至2007年12月、2008年1月至2012年12月、2013年1至2017年6月共3個(gè)子樣本的研究結(jié)論?？紤]到2008年之前中小板指數(shù)數(shù)據(jù)較少、創(chuàng)業(yè)板指數(shù)則是在2010年才開始設(shè)立，因此本文采用吳國(guó)清[14]、李傳樂等人的研究方法構(gòu)造10個(gè)“規(guī)模投資組合”表征A股基準(zhǔn)組合，檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。

表6 子樣本區(qū)間的均值—方差張成檢驗(yàn)結(jié)果表

注：***、**、*分別表示在0.01、0.05、0.1水平下顯著，表7同。

表6結(jié)果與表3～5的結(jié)論基本一致：首先，比較2003—2007年子樣本與2008年之后的兩個(gè)子樣本的檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在A股指數(shù)中引入發(fā)達(dá)市場(chǎng)指數(shù)以及在國(guó)際投資組合中引入A股資產(chǎn)均可以改善原投資組合表現(xiàn)，并且A股在次貸危機(jī)前后均不存在對(duì)于其他新興指數(shù)的替代作用，這與之前表3～5的研究結(jié)論基本相符，只是在2008年以后引入發(fā)達(dá)市場(chǎng)資產(chǎn)只會(huì)有效控制投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)，但對(duì)投資組合夏普比率的改善作用并不顯著，這與2008年之后新興市場(chǎng)股票指數(shù)持續(xù)走強(qiáng)的基本事實(shí)相符合，研究結(jié)論在次貸危機(jī)前后均基本成立；其次，盡管A股市場(chǎng)近年來(lái)歷經(jīng)多次改革，但是3個(gè)子樣本結(jié)論基本一致，除有幾個(gè)指數(shù)在某個(gè)子區(qū)間顯著性有所下降之外，絕大多數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果依然成立，由此可以推定A股市場(chǎng)多次制度性改革幾乎不會(huì)影響本文所得研究結(jié)論。

(二)基于非正態(tài)分布假設(shè)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文式(8)式(10)統(tǒng)計(jì)量是由基于資產(chǎn)收益服從多元正態(tài)分布的假設(shè)而得。進(jìn)一步，本文檢驗(yàn)當(dāng)資產(chǎn)收益服從多元橢圓分布時(shí)均值—方差檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，假設(shè)資產(chǎn)收益服從多元橢圓分布的原因在于多元橢圓分布可以較好描述資產(chǎn)分布的“厚尾”特點(diǎn)，根據(jù)Kan和Zhou的研究，采用“兩步法”基于多元橢圓分布和根據(jù)GMM-Wald方法構(gòu)造統(tǒng)計(jì)量：

(11)

(12)

其中Wa1和Wa2分別為GMM-Wald統(tǒng)計(jì)量，且有：

根據(jù)式(11)式(12)的檢驗(yàn)結(jié)果(如表7所示)，表7的數(shù)據(jù)結(jié)果與表3～5的結(jié)果基本一致，說明本文的結(jié)論具有一定的統(tǒng)計(jì)穩(wěn)健性。關(guān)于A股投資組合引入發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票指數(shù)方面，表7數(shù)據(jù)結(jié)果亦表明引入發(fā)達(dá)市場(chǎng)股票指數(shù)可以有效控制A股投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)，而對(duì)A股投資組合夏普比率的改善作用并不顯著，唯有與表3結(jié)果不同的是，表7結(jié)果認(rèn)為德國(guó)和日本股票指數(shù)并不能夠改善A股投資組合的夏普比率；關(guān)于國(guó)際投資組合中引入新興市場(chǎng)股票指數(shù)方面，與表4結(jié)論基本一致，表7亦認(rèn)為國(guó)際投資組合中引入A股指數(shù)能夠顯著改善國(guó)際投資組合的夏普比率，但與表4不同，表7結(jié)果表明歐洲市場(chǎng)組合和東亞及東南亞市場(chǎng)組合中引入A股指數(shù)并不能優(yōu)化其投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)控制水平；關(guān)于國(guó)際投資組合中A股指數(shù)對(duì)于其他新興市場(chǎng)指數(shù)替代效應(yīng)方面，表7與表4結(jié)論一致，均認(rèn)為目前A股指數(shù)尚不能夠替代其他新興市場(chǎng)股票指數(shù)。

表7 基于資產(chǎn)多元橢圓分布的均值—方差張成檢驗(yàn)結(jié)果表

六、總結(jié)與啟示

本文分別以A股投資者和國(guó)際投資者角度并基于改進(jìn)后的均值—方差張成檢驗(yàn)方法，研究了在A股投資組合中引入國(guó)際資產(chǎn)與在國(guó)際資產(chǎn)中引入A股指數(shù)前后投資組合表現(xiàn)的差異。研究發(fā)現(xiàn)：在A股投資組合中引入國(guó)際資產(chǎn)可以改善A股投資組合表現(xiàn)，其原因主要是引入國(guó)際資產(chǎn)可以降低A股投資組合的尾部風(fēng)險(xiǎn)；而在國(guó)際投資組合中引入A股指數(shù)亦能改善國(guó)際投資組合績(jī)效，但主要原因在于A股指數(shù)具有更加優(yōu)越的風(fēng)險(xiǎn)—收益比，引入A股指數(shù)后可以提升國(guó)際投資組合的夏普比率；同時(shí)進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，目前對(duì)于國(guó)際投資組合來(lái)說，A股指數(shù)尚不能夠替代其他的新興市場(chǎng)指數(shù)，故本文研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

本文對(duì)于投資者優(yōu)化投資組合的啟示作用在于：A股投資者應(yīng)在原有投資組合中引入國(guó)際資產(chǎn)以分散國(guó)內(nèi)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，利用國(guó)際股票指數(shù)與A股指數(shù)低相關(guān)性的特點(diǎn)降低投資組合的整體波動(dòng)性水平，規(guī)避由于A股暴漲暴跌帶來(lái)的尾部風(fēng)險(xiǎn)，這也很可能意味著引入國(guó)際資產(chǎn)的相對(duì)收益策略更具有比較優(yōu)勢(shì)；而國(guó)際投資者應(yīng)以提升投資組合夏普比率為目的引入A股指數(shù)，利用A股較高的平均收益水平改善發(fā)達(dá)市場(chǎng)組合的絕對(duì)收益表現(xiàn)，這說明國(guó)際投資者應(yīng)更關(guān)注引入A股指數(shù)后的絕對(duì)收益策略研究；在當(dāng)前A股投資者開展國(guó)際資產(chǎn)配置需求日益強(qiáng)烈與A股國(guó)際化進(jìn)程加快的背景下，本文研究結(jié)果可為國(guó)內(nèi)外投資者優(yōu)化投資組合績(jī)效提供思路及方法上的指導(dǎo)，為中國(guó)金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)以及外匯管理部門完善國(guó)內(nèi)資本市場(chǎng)相關(guān)法規(guī)和外匯管理相關(guān)政策提供參考與借鑒。

[1] Kan R，Zhou G.Tests of Mean-Variance Spanning [J].Annals of Economics & Finance，2012，13(1).

[2] Huberman G，Kandel S.Mean-Variance Spanning[J].Journal of Finance，1987，42(4).

[3] Ibbotson R G，Kaplan P D.Does Asset Allocation Policy Explain 40，90，or 100 Percent of Performance?[J].Financial Analysts Journal，2000，56(1).

[4] Xiong J X，Ibbotson R G，Idzorek T M，et al.The Equal Importance of Asset Allocation and Active Management[J].Financial Analysts Journal，2010，66(2).

[5] Fama E F，F(xiàn)rench K R.The Cross-Section of Expected Stock Returns[J].Journal of Finance，1992，47(2).

[6] 陳浪南,屈文洲.資本資產(chǎn)定價(jià)模型的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究,2000(4).

[7] 田丁石,肖俊超.異質(zhì)風(fēng)險(xiǎn)、市場(chǎng)有效性與CAPM異象研究——基于滬深股市橫截面收益分析[J].南開經(jīng)濟(jì)研究,2012(5).

[8] 謝合亮,胡迪.多因子量化模型在投資組合中的應(yīng)用——基于LASSO與Elastic Net的比較研究[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇,2017(10).

[9] Jobson J D，Korkie B.A Performance Interpretation of Multivariate Tests of Asset Set Intersection，Spanning，and Mean-Variance Efficiency[J].Journal of Financial & Quantitative Analysis，1989，24(2).

[10] 李傳樂,王美今.B股相對(duì)于A股的市場(chǎng)投資價(jià)值研究——基于均值-方差張成與Block-Bootstrap模擬的分析[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理,2010(5).

[11] Bekaert G，Urias M S.Diversification，Integration and Emerging Market Closed-End Funds[J].Journal of Finance，1996，51(3).

[12] Petrella G.Are Euro Area Small Cap Stocks an Asset Class? Evidence from Mean-Variance Spanning Tests[J].European Financial Management，2005，11(2).

[13] Chiang H，Wisen C H.Emerging Market Bonds as an Asset Class：Mean-Variance Spanning[J].Journal of Investing，2009，16(3).

[14] 吳國(guó)清,周遠(yuǎn)航.規(guī)模組合、因子定價(jià)與均值方差張成——來(lái)自中國(guó)A股的證據(jù)[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2005(11).