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的資產配置能力，既具備擇時能力者在市場發生變化之前預測市場動向，調整資產配置，提高即將升值的資產配置權重，降低未來將會貶值的資產配置權重。在過去的十年中，我國的開放式基金進入到了高速發展的時期，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，基金已經成為我國證券市場上最主要的機構投資者。這些機構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）的模型構建思路，采用了不同的控制偏差因子來構建模型。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在模型設定上可能導致的誤差，我們將實踐中擬合較好的FF3因子加入到模型的設定中，從而在一定程度上克服了現有研究中存在的測量偏差問題，使模型得到更為合理的結果。

1 模型設計

對基金擇時能力和選股能力進行測量經典模型由Tryenor和 Mazuy(1966)提出。隨后 Fama和 French（1996）指出，影響證券收益的因素應包括按照行業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值發生變化，傳統的非條件預期假設會造成檢驗誤差。假定基金管理者僅掌握了公共信息Zt，通過掌握的Zt信息來調整資產配置從而影響βp值。并根據泰勒展開得出：

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的反應系數；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，假設了條件，并假設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據時期間隔。一旦共同基金存在著期間交易，這也就為基金經理創造出虛假的擇時能力創造了條件，例如采用月度數據進行測量時，基金經理可以根據前半月的投資回報表現調整資產組合和風險暴露。即使采取日收益數據進行測量，也無法完全避免期間交易的問題，且基金經理無法在短時間內調整持倉情況，也會導致數據之間相關性太強。因此必須控制期間交易導致的偏差，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生的收益數據區間價值的方法，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增加值;t為收益測量區間,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 數據處理與指標設定

2.1.1 模型和樣本選擇

根據國內諸多學者的研究成果，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）的測量結果進行比較。選擇上述模型的主要目的在于相互印證結果的可靠性。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的變動情況，且開放式基金已經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，因此選取數據較為完整的成長型、價值型、平衡型、收益型和指數型各基金投資風格分別6只，總數30只基金作為研究對象。樣本區間為2005年1月到2011年6月的月收益數據，數據來源為國泰安數據庫。

2.1.2 基金收益率指標和無風險利率

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達，利率仍未市場化，本文采取國內通用的做法，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，中信指數反映了深滬兩市中每個行業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，并在業內獲得了廣泛的認同。這里選取中信標普A股綜合指數收益率作為股票市場的基準收益率。債券市場指數中，中信標普全債指數綜合囊括了中國國債、企業債、銀行間債和可轉債市場的業績表現，因此選擇中信標普全債指數收益率作為債券市場的基準收益率。相應的我們利用中信風格指數來計算SMB和HML。規模因素SMB采用中信標普小盤指數收益率和中信標普100指數收益率的差額作為SMB的取值；HML利用中信標普純價值指數與純成長指數之差來計算。

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。眾多國內學者的研究表明，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濟信息給基金經理帶來的預測作用，根據國內研究學者的研究成果，選取貨幣供應量（M1）增產率和消費者物價指數增長率滯后6個月的數據作為信息變量。（數據來源于中經網）。

2.2 實證分析

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

表1 基金樣本相關系數矩陣

從表1中列出的少數樣本數據中可以發現，基金業績之間的相關系數基本都達到了0.9左右，基金業績回報之間具有明顯的趨同性。這也預示了在基金擇時選股能力測量中，大多數基金將會表現出相似的統計特征。

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

表2 三個模型的檢驗結果對比

如表2中所示，TM-FF3的修正可決系數均值為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的提高。這與Ferson和Schadt(1996)，Goetzmann,Ingersoll和 Ivkovic(2000)的結論是一致的。

從三個模型的參數檢驗結果中參數大于0的個數都達到了樣本總數的一半以上，而顯著的個數相應較少，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，但是在統計上不夠顯著，這與我國眾多學者研究的結論大致相同。

針對擇時能力的檢驗，可以發現3個模型的擇時能力系數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理的角度出發，即在調整基金beta系數時，基金經理會參考當時所能夠獲得信息，從而更能夠準確的反應基金的擇時能力。Goetzmann,Ingersoll和Ivkovic(2000)為彌補期間交易的偏差，假設基金經理根據市場情況隨時改變投資組合的風險暴露，當市場利率大于無風險利率時，將資產轉移到風險資產，當無風險利率大于市場利率時，將風險資產轉換為無風險資產。根據這個思路引入的控制導入期間交易偏差的因子，也使得對擇時能力的估計值相應的提高。同樣在表2中，3個模型選股能力系數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，基金業績更多的被擇時能力所解釋，這導致了選股能力參數的不斷下降。除此之外，表2中參數大于0的個數以及顯著個數同樣也說明了上述問題，選股能力大于0的個數不斷減少，顯著個數也相應減少，而擇時能力則相反。這也表現出模型更多的被擇時能力所解釋，與Yong Chen、Wayne Ferson和Helen Peters（2010）的實證研究結果相一致。

表3 條件GII-FF3模型下不同基金投資風格的實證結果對比

表3中列出了各種基金投資風格下的條件GII-FF3模型的實證結果，樣本中的指數型基金在擇時能力估計中均為負值，反映了指數型基金的收益率變化是被動的跟蹤指數走勢，并不具備擇時能力，與實際情況相符。除指數型基金之外，其他投資風格的基金均在一定程度上表現出正的擇時能力，其中部分基金還表現出顯著的擇時能力，表明基金在市場波動過程中，基金主動調整投資組合的風險暴露，從而表現出較好的擇時能力。在選股能力的估計值中，各投資風格的基金均表現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，在投資組合的風險調整中更為穩健，從而在擇時和選股能力上均優于其他投資風格的基金。

3 結論

（1）在研究樣本中，基金業績回報之間表現出較強的相關關系，表現了基金投資效果的具備高度的相似性。這種基金業績趨同的性質與在實證檢驗中，僅有少數基金擇時能力和選股能力測量中表現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，大部分基金表現出正向的擇時能力和選股能力，但是在僅少部分統計上表現顯著，其中平衡型基金在投資中表現較為穩健，擇時能力和選股能力表現較其他基金突出。

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