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篇1

由以上可以看出，根據規定養老保險基金只能存入銀行或購買國債以保值增值。然而，這兩種方式都無力達到保值增值的目的。首先從銀行存款來看，在1985—1995年的11年間，銀行存款一年期定期整存整取加權利率低于當年通貨膨脹率的就有7年(1985，1987，1988，1989，1993，1994，1995，詳見表1)，保值都談不上，更無法增值。然后再看國債，由于國家債券品種較少，收益率雖一般高于同期銀行存款利率約一個百分點，但因缺乏完善的二級市場反而不如銀行存款有吸引力。養老保險基金的運用現狀也說明了這一點。如1994年養老與失業保險基金累計結余額為376．99億元，其中購買國債僅81．98億元，占結余額的21．74％；1995年我國國債年末余額3300．3億元，而當年購買國債僅90．5億元，僅占當年基金結余額的16．58％。國債品種偏少，收益偏低是其主要原因。而且相對通貨膨脹，國債的保值能力令人懷疑。以國庫券為例，在1985—1995年的11年間，國庫券收益率超過當年零售商品價格指數的只有5年，其他6年(1985，1988，1989，1993，1994，1995)國庫券的收益率均低于物價上漲率(詳見表1)，可見養老保險基金用于購買國債也難以保值增值。

資料來源：根據《中國統計年鑒》有關數據整理得出；銀行存款利率數據來自(1)周忠明，戴文桂．實用利率知識．南京大學出版社，1992．(2)中國人民銀行計劃資金司．利率實用手冊。中國金融出版社，1997．P41—42。

注：①為消除復利與單利對計算結果的影響，本文取一年期數據，而不是看上去更高的較長期限的以單利計的數據(一年期利率復利計算后實際收益率不低于相同期限的較大數據的單利的實際收益率)。

②1990年1月1日至4月15日，年利率為11．34％，4月16日至8月21日，年利率為10.08％，8月22日至12月31日，年利率為8．64％，9．99％為其加權(以天數為其權效)平均年利率，本表括號內數據均為加權平均年利率。

②一年期利率按復利計算得出，其中1979年取3．96％，1981年為5．04％，1982年為5．58％，1983，1984年均為5．76％。

總體分析，目前由于我國養老保險基金投資運用的途徑所限，基金的收益率偏低，這一方面使基金呈逐漸貶值的趨勢，另一方面使得目標替代率(我國目標替代率的確定以養老基金收益率等于工資增長率為假設前提)無法實現，從而動搖我國社會養老保險制度。從表1可以看出，養老保險基金的收益率遠低于工資增長率，個人賬戶實際積累額達不到目標積累額，如不及時調整養者保險基金的投資組合，提高收益率，我國的養老保險在不久后將陷入“被迫提高繳費率——企業不堪重負，個人無力投保——養老保險制度崩潰”的危機之中。

二、調整機構：提高我國養老保險基金投資收益率的前提

1．調整機構的總體構想

從我國養老保險基金運用現狀可知，其運用途徑僅限于存入銀行和購買國債，收益率低而且由基金所有者直接運用養老保險基金，在生產關系高度發達、生產分工日益精細的今天已經力不從心。故基金所有者委托基金運營者基金投資運營業務顯得十分迫切和必要。為此我們有必要引入委托一關系來分忻提高養老保險基金收益的切實途徑。

以前我國養老保險基金的運用僅限于購買國債和存入銀行，根本不需要專門的投資機構。而將委托一關系引入養老保險基金投資，首先應從調整機構入手。

鑒于我國尚不具備專門的養老保險基金的投資機構，而且資本市場合適的投資工具的數量有限，養老保險基金營運增值的渠道亦受到限制。調整機構不應是局部的修補，而應是全局性的變革(參見圖1)”

首先我們對我國城鎮養老保險制度改革作一簡要歷史回顧。我國是從1984年國有企業推行退休費社會統籌開始的。近年來這千變革取得了三次重大進展。一是1991年6月國務院了《關于企業職工養老保險制度改革的決定)，明確實行養老保險社會統籌，費用由國家、企業、職工個人三方負擔，基金實行部分積累。二是1995年3月國務院了《關于企業職工養老保險制度改革通知》，明確基年養老保險費用由企業和個人共同負擔，實行社會統籌和個人賬戶相結合的制度，并逐步形成包括基本保險、企業補充保險、個人儲蓄性保險的多層次養老保險體系。三是1997年7月國務院的《國務院關于建立統一的企業職工養老保險制度的決定》，有效地解決了基本養老保險制度不統一和管理的分散化等問題，適應了建立社會主義市場經濟體制的要求，適應了社會保險走向法制化相加強宏觀調控的需要。

1997年的這次統一改變了養老保險群龍治水的混亂局面，有效地解決了政了多門、管理費用高等問題。新成立的勞動與社會保障部(以下簡稱勞社部)作為全國性的社會保險管理機構，行使著養老保險基金所有人的職能，亦即擔負著基金法人主體的角色。勞社部作為社會保障的最高權力機關，肩負著養老保險的行政管理和事業管理的雙重責任。前已述及，勞社部缺少投資專家和系統的投資學知識，直接投資必然要成立自己的投資機構，加大基金的管理成本。而直接利用資本市場中的專門投資機構，既能有效地轉移風險，也有別于節省成本。委托專門機構投資可以增加服務的競爭性，增加管理的透明度。

這樣，養老保險基金投資所面臨的基本問題之一是如何選擇適當的投資人。可供養老保險基金法人選擇的投資機構主要是資本市場的金融中介機構，如銀行，保險公司，信托投資公司，證券經紀公司等。而在我國，由于金融市場尚不發達，為有效降低養老保險基金的投資風險，宜運用大的銀行，保險公司等合資入股的方式組建股份制非銀行金融機構——社會保障基金管理局(AdministrationBureauofSocialSecurityFunds／ABSSF)(以下簡稱為社基局)作為養老保險基金的專門投資者，該局可作為國務院直屬的與光大、中信集團并列的單位，屬于有限責任公司，完全實行企業化運作，自主經營、自負盈虧、獨立核算。社基局實行董事會領導下的總經理負責制，并可以根據各地的養老保險基金的規模，在全國經濟活躍、養老保險基金結余較多的省設立分支機構，直接協調該省養老保險基金的運作。經濟欠活躍、養老保險基金規模較小的西部地區，可以考慮在西安、成都等經濟中心城市設立分文機構，負責幾個省的基金運作，以節省不必要的設立新機構的開支。同時，在社基局內設立監事會。作為社基局的監督機構，監督資金使用狀況和資金經營狀況，但不干涉社基局的具體業務。當然因社基局的股東系大的銀行及保險公司等，經濟實力雄厚，投資經驗豐富，一般不會有因營運不善而破產之虞。

此外，為確保養老保險基金投資及養老保險各項管理工作順利進行，可以考慮成立社會保障行政監督委員會(以下簡稱行監會)和社會保障社會監督委員會(以下簡稱社監會)。行監會由政府審計、監察部門牽頭，有財政、銀行、勞社部等機構的人員參加，掛靠于審計部門。社監會由人大、工會牽頭，吸收企業代表、職工代表、民主人士和專家參加，掛靠于各級人大常委會。兩大監督機構的職責都是負責監督包括養老保險在內的社會保障政策制定、執行和基金的運營。兩個監督委員會與社基局的監事會從內外監督社基局，確保養老保險基金保值增值和社會保障事業順利進行。

養老保險基金事關全國企業職工衣食住行，國家政策理當扶植，可以考慮效仿農業發展銀行的操作，成為社會保險銀行(BankofSocialSecurity／BOSS)(以下簡稱社保行)，作為支撐全國社會保障事業的專門性政策銀行，并按照人民銀行的機構設置在上海、廣州、西安、南京、天津、成都、武漢、濟南、沈陽等地設立分行。養老保險基金用于存款的部分可存入該銀行，并給予養老保險基金較優惠的利率，并按復利計息，對養老保險基金存款給予保值貼補，社保行在無力支付貼補額時可由財政彌補虧損。養者保險基金收益率較高時，可從其超過當年通貨膨脹率的部分中按一定比例提取養老保險投資風險準備金，該準備金存入社保行并享有優惠利率。中國人民銀行對社保行運用養老保險基金存款發放貸款的利息收入，應該減免營業稅，為社保行給予養老保險基金優惠利率提供實際支持。用養老保險基金購買國債，雖然其回報率一般高于銀行存款，但在通貨膨脹盛行的今天，至少應對這一部分國債給予保值貼補。可以考慮由社保行發行特種國債，專門由社基局用養老保險基金認購，并給予較高收益率。出現意料之外的高通貨膨脹時，給予保值貼補，確保養老保險基金保值。社保行的利潤可用于支持與養老保險密切相關的事業，如社基局的辦公設備的添置等。

2．委托一的博弈分析

基金所面臨的最大問題是如何保證這些投資機構能夠按照基金所有人的投資意愿或策略行事，這里牽涉到委托一關系中的幾個基本問題。一般認為，存在信息不對稱的委托人和人之間要達成對雙方有約束力且有效的合同，需滿足以下三個基本條件：(1)人以行動效用最大化原則選擇具體的操作行動，即所謂激勵相容條件；(2)在具有“自然”干涉的情況下，人履行合同責任后所獲收益不能低于某個預定收益額，是為參與條件；(3)在人執行這個合同后，委托人所獲收益最大化，采用其他合同都不能使委托人的收益超過或等于執行該合同所取得的效用，是為收益最大化條件。

但是，在委托一合同不完善時，有四個難以克服的困難，使勞社部與社基局的委托一存在潛在的風險。一是利益不相同。社基局為了追求自身利益最大化，有時會采取短期行為或過于冒險的行為。二是責任不對等。人掌握著養老保險基金的經營權，但只承擔有限盈虧責任，作為委托人的勞社部失去了基金的經營權，卻最終承擔盈虧責任。這種責任的不對等，使得人可能不負責任地決策。第三是信息不對稱。由于人的信息優勢，以及獲取信息的邊際成本是遞增的，掌握基金經營權的社基局既有動機又有可能欺騙委托人(勞社部)，而且委托人還很難監督和約束人。第四是契約不完全。在不完全的合同下，人總有空子可鉆。強化委托人對人的激勵機制，將使人經過收益成本比較后，自覺地按照委托人的意愿行事。假設委托人的目標函數為Y＝Y(x)；人的目標函數為：X=X(a，W)，a為人的決策變量，可代表他的努力程度。W為不受委托人、人控制的外生隨機變量。這意味著人的經營好壞由其努力程度和外界不確定因素共同決定。1996年諾貝爾經濟學獎得主莫里斯(Mirrless)指出：如果W具有一定的邊界，即W對x的影響是在一個可觀測的區間里，即便信息不對稱，委托人可以通過事前的警告或鼓勵，使人不會選擇較低的努力水平，并且使委托人、人均獲得滿意的收益水平。

資本市場不發達時，市場上可供選擇的投資工具少，而且風險不易分散和轉移，此時政府多采取嚴格的控制措施，對養老保險基金的運用規定途徑及比例。如果資本市場是發達的，人主要將養老保險基金采取三種投資方式：一是通過某些形式的延期年金政策向保險合同支付保險費，即將養老保險基金用于購買壽險保單。二是把基金會成員的繳費轉移進某種資產的組合，這叫做“分離基金”。三是與其他的基金結合投資于一個單獨的資產組合，這叫作“共同基金”。事實上，成功的人會尋求以上三種投資形式的一定比例的組合。

假定社基局通過權衡比較，能夠選擇其中最為有利的一種投資方式，又假設養老保險基金僅存入銀行和購買國饋會貶值，凈收益為-10，設自然的狀態有好與不好兩種，由于我國宏觀經濟定勢良好，好的狀態出現的概率為0．8；設社基局在經營養老保險基金以外，無論如何努力工作所能獲得的最大收益為40、而努力工作需要支付20的成本，其凈收益為20。在委托一關系中，基金所有人與運營人有比例分成(為分析方便，本文暫以五五分成為例)和固定收益兩種利益分配方式。其支付矩陣如圖2：

比例(五五)分成

注：①運營人的收益分布是努力程度與自然的函數。為分析方便，本文忽賂了努力程度一般的情形，假設運營人只有努力和不努力兩種策略，努力指運營人殫思竭慮，并總能實現最優投資組合策賂；不努力指運營人仍將基金存入銀行和購買國債。兩種情況下，運營人付出的勞動分別為20和5。為簡化問題，設基金收益在“好，努力”的搭配下為100，“不好，不努力”時為-50，其他兩種情形(好，不努力；不好，努力)時均為0。并假設所有人將養老保險基金委托給人后，不從事盈利性的活動，基金收益來自于運營人投資所得。運營人不努力時因合同約束，無暇從事其他盈利活動。

②30＝50-20，20為運營人努力工作的成本。

③-15＝(-10)+(-5)，其中-10表示養老保險基金僅用于銀行存款和購買國債時的實際收益，因本文主要研究委托的情形，故在基金不委托專門機構投資而僅用于銀行存款和購買國債時，省略了“自然”好與不好的差異。5表示運用養老保險基金于以上兩種方式時所進行管理等付出的勞動。

④40＝60-20，經濟環境好時努力工作收益為100，運營人支付給所有人40以外的60扣除努力工作的成本20即得到40。

⑤-60=0-40-20，40為運營人支付給所有人的固定額，20為運營人努力工作的成本。

可以看出，在圖2中的比例分成或固定收益的利益分配方式下，無論自然出現好或不好的情形，只要運營人接受了委托一合同，運營人努力總是好于不努力，即不努力戰略相對于努力而言是可剔除的嚴格劣戰略。在固定收益方式下，所有人的收益40大于-15，故“委托，努力”是精練貝葉斯納什均衡點。在比例分成方式下，由于運營人會選擇努力工作，所有人的預期收益＝0．8*50+O．2*0＝40。而且50，0也都大于-15，我們可以做以下結論：無論采取何沖利益分配方式，“委托，努力”是所有人和運營人的必然選擇。我們進一步研究可以發現，在以上兩鐘情形下，運營人的預期收益(指凈收益)均為20。然而運營人從事養老保險基金運營以外的工作最多也能獲得20的凈收益，理性的運營人不一定會接受委托一合同。而且越是風險厭惡的運營人更可能拒絕這一合同。

明智的所有人可以將五五比例分成改為四六比例分成，以提高運營人的預期收益，而所有人仍將獲得遠遠高于自己經營(不委托)時的收益。可以考慮將所有人的固定收益下調為35，使運營人預期收益增加為25。理論上可以進行—九比例分成或將所有人固定收益下調為5或更低，也可以五五比例分成或將所有人固定收益定為40。

到底選擇何種利益分配方式，比例或固定收益的確定為多少取決于二者的博弈過程、供求狀況以及人的類型。在我國現階段，養老保險基金所有人是惟一確定的，如果引入競爭機制，產生較多的養老保險基金運營人，則最終的委托一合同的制定會有利于所有人，會形成接近五五比例分成或固定收益為40的合同。在人財務公開且具有相對獨立性的情況下，比例分成是委托人與人分享剩余的最有效的制度安排。但是如果社基局(人)是風險中性的，無論勞社部(委托人)對風險的態度如何，固定收益是有效的辦法。在商業銀行與企業間的博弈過程中，企業也是接受了固定收益的辦法，商業銀行的固定收益表現為事先約定的貸款利息。通過固定收益的委托一后，基金所有人成功地轉嫁了風險，人獲得了剩余索取權，此時人極其努力地工作是最優的。對于委托人，盡管由于剩余索取權的分割和部分轉讓從靜態上看使其利益受損，但這較之委托人自理基金的經營業務，仍是帕累托改進。因為，從動態上看，由于人獲得了部分剩余索取權，其積極性提高了，運用其專業投資技術，可以增加養老保險基金的投資收益，使委托人獲得高于自理時的收益。

篇2

文章編號：1005-913X（2015）05-0209-04

證券投資基金的業績評價研究在國外始于20世紀五六十年代，從最初基于收益率的指標，經過學者們的研究改進，出現了更多適用性更強的指標與模型，隨著理論的不斷完善，也催生了一批專業的業績評價機構。西方學者在現資理論的基礎上衍生出的考慮風險的業績評價指標和體系，主要代表是特雷諾指數、夏普比率和詹森指數。

1965年，Treynor提出特雷諾指數――假設共同基金資產組合的非系統風險被組合完全分散化解，表示基金單位風險的收益。特雷諾指數的結果越大，說明共同基金在非系統性風險分散的情況下業績越好。1966年，William F?Sharpe對美國開放式共同基金進行了研究。Sharpe提出將基金的收益率和無風險收益率的差與基金總風險的比值作為衡量基金業績的指標，即Sharpe比率。相比特雷諾指數，Sharpe比率考慮了基金的非系統風險和系統風險。Michael C?Jensen在1968年提出Jensen指數，假設基金的系統風險與市場基準的系統性風險基本一樣，以基金收益率與市場基準收益率的差值作為衡量基金業績的指標，即Jensen指數。當Jensen指數大于零，說明基金取得超過市場基準的收益率，反之則表明沒有跑贏市場基準。Jensen指數在研究基金績效方面得到了廣泛的應用。

我國基金誕生較晚，國內學者對基金業績的關注也不是很多，基本上是在借鑒國外的研究方法的基礎上對國內的基金進行研究。目前來說，基金業績評價的主流方法也就是國外三大比較成熟指標。

一、一般收益指標和風險指標

在最開始衡量基金績效的時候，一般采用的是基金的凈值收益率。基金凈值收益率是指在一定時期內基金資產凈值的收益與原來資產凈值的比率，基金凈值收益率越高，基金的業績越好。基金凈值收益率為：

R=×100% 公式說明：R，基金凈值增長率；NAVt，NAVt-1，期末期初基金單位凈值；D，單位基金分紅。

在考查風險的指標中，一般常用的就是標準差，β系數。

標準差是衡量基金業績收益率相對于基金業績平均收益率偏差的指標。基金的收益率波動越大，說明基金的業績越不穩定。標準差越大，基金凈值可能變動的幅度就越大，投資風險就越高。樣本基金的標準差計算公式為：

σp=，n為樣本總數，Rp為樣本基金的區間增長率，為樣本基金在整個區間段內增長率的均值。

β系數，衡量基金收益相對于基準收益的總體波動性，是一個相對指標。β系數越高，基金相對于業績基準的波動性越大，風險就越大。β系數大于1，則基金的收益波動性大于基準收益的波動性。如果β系數等于1，基金波動性就與基準相同，相當于基準組合的復制。β系數小于1，基金收益波動比基準小。β系數的計算公式為：

β= Cov（RR）=

σ2=

Cov（RR）為Rp和Rm的協方差；σ2為Rm的方差；n為樣本總數；Rp為樣本基金的區間增長率；R為樣本基金在整個區間段內增長率的均值；Rm為基準收益率；Rm為基準收益率均值。

二、風險調整績效指標

一般收益和風險指標是單獨的衡量基金的業績和風險，并不能合二為一直觀的反應基金的基于風險的收益情況。在現資組合理論以及CAPM模型的基礎上，西方學者相繼提出三大風險調整指標，為以后基金業績的評價開創了道路。

第一個風險調整收益指標是由特雷諾在1965年提出的，表示基金份額系統風險的超額收益率。特雷諾指數越大，基金的績效表現越好。用公式可表示為：

T= T，樣本基金的特雷諾指數；R，樣本基金的平均收益率；Rf為平均無風險利率；β為樣本基金的系統風險。

夏普指數是由威廉?夏普在1966 年提出的。夏普指數以標準差作為基金風險的衡量指標，給出了基金份額標準差的超額收益率。夏普指數越大，基金的績效表現越好。用公式可表示為：

S= S為樣本基金的夏普比率；，樣本基金的平均收益率；Rf為平均無風險利率；σ為樣本基金的標準差。

詹森指數是詹森在 CAPM 模型基礎上衍生的一個風險調整收益衡量指標。詹森指數表示基金業績中超過市場基準組合所獲得的超額收益。詹森指數大于 0，表明基金的業績表現優于市場基準組合，大得越多，業績越好；詹森指數小于 0，則表明基金的績效不好。用公式可為：

a=--β×（Rm-） a為樣本基金的詹森指數；R，樣本基金的平均收益率；為平均無風險利率；Rm為基準的平均收益率；β為樣本基金的系統風險。

三、實證分析基金業績指標

（一）樣本基金和時間區間的選取

論文的樣本是以2013年12月31日為時間截點，在此時點存續4年的的開放式股票型基金作為數據的初始來源。在原始數據的基礎上，將指數基金和QDII基金排除在外，最終選擇剩余184只基金里業績最好和最差的各五只基金。選擇2010年至2013年作為時間區間，這樣可以擯棄08年大跌和09年大漲的非正常市場行情。

（二）市場基準和無風險收益率

本文選取的樣本基金都是主動管理型的，投資者在日常的投資生活中評價基金業績的時候也往往說有沒有跑贏大盤，如果沒有跑贏大盤，那還不如買指數型基金。此處的大盤就是上證指數，上證指數的影響力可見一斑。在職業投資者做交易時，主要看上證指數的表現，本文出于貼近實際投資層面考慮，就以上證綜指為市場基準。

無風險收益率，國外一般以短期國債收益率為準。目前我國雖然已經建立起規模較大的債券市場，但債券市場還是不夠發達，品種也不太多，國債收益率不適合作為我國證券市場的無風險收益率。因此論文將采用一年期定期存款利率作為無風險利率，經加權計算得，數據期間的一年期無風險收益率為2.96%，按每年52周平均計算，周收益率為0.0569%。

（三）基本收益和風險指標分析

基金收益率是評價基金最基本的業績指標。一般投資者在買基金的時候會先看基金在過去一段時間的凈值和凈值增長如何。樣本基金期初和期末凈值以及收益率和排名情況如下：

從表中可以看出，排名前五的基金的收益率明顯要比最后的五只高很多。前五只基金的平均收益率為53%，排名最后的五只基金的平均收益率為-38%。從收益率來看，主動管理型基金的管理能力分化比較明顯。

在2010年到2013年期間，上證綜合指數的點位由2010年1月1日的3277.14下跌到2013年12月31日的2115.98，四年期間下跌幅度高達35.43%。按照上證綜合指數作為基準收益率，絕大部分的樣本基金跑贏了基準。作為公募基金來說，不會像私募基金一樣追求的是絕對收益，跑贏了基準就算是對得起投資者。四年期間，上證指數從三千多點到兩千多點，大環境向下，但是絕大多數主動型管理基金發揮了基金經理的主動管理能力，從這點上來說，選入樣本的基金的管理能力都還勉強可以。但是相對其他投資產品來說，總體而言，股票型基金最近幾年的業績是沒有達到投資人和社會預期的，風險和收益不成正比，不如信托、債券基金以及理財產品的收益率。

在基金公司，評估基金風險一般用凈值的回撤、換手率和標準差等，因為本文無法拿到基金的交易數據，所以無法對基金的換手率對基金業績的影響做研究。一般而言，基金收益率的β系數可以反映基金的系統風險，收益率的標準差反映基金收益的波動情況，把基金組合的系統風險和非系統風險都反映了，因此這兩個指標是反映基金風險的最重要的兩個指標。本文采用的數據，除了收益率是四年的累計結果，其他的指標都是以周為周期，包括標準差、β系數以及后文的風險調整指標。

從收益率標準差來看，并不能看出樣本基金有什么明顯的規律。這可能解釋為主動型基金的基金經理為了追求更高的回報，可以忍受基金的高波動性，但是高波動性并不能保證高的收益率，最后同樣都是相對高的波動性，但是收益卻相差很大。從基金的波動性可以看出基本上主動型的基金的波動性都比較高，收益和排名跟波動的相關性不大。但是如果高波動性并不能帶來高的收益，只能說明基金經理的主動管理能力很差。排名最后的基金――東吳行業輪動，收益率最差，而且波動性也奇高，只能說明這只基金在尋求每次調倉換股跟隨市場中各個行業行情切換的時候，并不能很好的控制好凈值的回撤，結果就是波動最高，業績也最差。

從標準差的角度來看，基本上在2010年前成立的基金的收益率的波動基本類似，并沒有之后成立的專門投資創業板的一些基金的波動大。標準差基本類似，但是最好和最差的基金的收益率相差卻比較大，這就說明基金管理人的管理能力相差高低了。

從β系數來看，業績居前的基金的β系數要比業績排名靠后的基金小一點，說明了收益率較高的基金組合相對大盤的變動沒有業績差的基金那么大，系統性風險比較小。如果跟反應基金非系統風險和系統風險的標準差做對照的話，可以看出基金業績較好的非系統風險的分散效果沒有業績差的那么好。一般來說，業績比較好的基金的整體收益是由其幾個主要的重倉股所帶動的，并不是持倉越分散基金收益就越好。基金經理在對上市公司的研究和個人的喜好以及過往的投資經驗之上作出重倉持股的決定，可能導致的結果就是前十大持倉占基金總體的資產比重比較高，這樣就導致非系統風險比較大。

如在2013年，一些成長股，海康威視、杰瑞股份等，在2013年股價漲幅非常可觀，業績也非常好，是典型的白馬股，但是在2014年跌幅就高居市場前列，盡管這些公司的業績依舊是高增長的。又如在反腐剛開始的時候，酒類上市公司明顯受到了市場的懷疑，股價也大幅下跌，但是在過去的熊市行情中，喝酒吃藥（買酒類和醫藥板塊）一直是熊市保持收益的好方法，一些基金經理也是這樣認為并這樣持股的，尤其是以但斌為代表的“價值投資”派系，長期持有貴州茅臺、云南白藥等。在市場風向不變以及市場追捧的情況下，白馬股的估值是比較高的，但是在市場風格變換的情況下，白馬股的業績增長可能依舊，但是市場不認可的時候就會導致估值下降，股價下跌，一些觀念沒有轉變的基金經理所管理的基金就可能在這種市場風格轉變中業績欠佳。

β系數反映基金的系統風險情況，R2則直接反映基金組合的業績與大盤的相關性。作為主動管理型基金，其主動管理能力越強，R2應該越小，相反主動管理能力越弱，R2越大，R2等于1的時候就是被動的指數投資。排名前十的基金的R2的均值為0.3574，比居中的十只基金的均值0.5660小，居中的均值比排名最后的十只基金的均值0.7090小，跟基金的業績符合，說明主動型管理基金的業績越好，主動管理能力就越強，跟基準上證指數的相關度就越小。

本文采用的風險調整指標是Sharpe比率，Treynor指數，Jenson指數。樣本基金各指標如下

Sharpe比率反映的是基金收益率在系統風險和非系統風險之上的情況，比率的大小反應的是基金單位風險獲得的超額收益。Sharpe比率越高，就表明基金單位風險的超額收益越高，基金的績效就越好。因為前文已經得出樣本基金的標準差相差不大，所以Sharpe比率的排名情況基本跟凈值增長率類似，相差不大。

Treynor指數假定基金組合的非系統風險已經被組合所分散，反映的是基金單位系統風險的超額收益。從表中的排名情況來看，基本上與Sharpe比率類似，相差不大。Treynor指數所反映的樣本基金績效最好和最差的五只基金與Sharpe比率所反映的只有輕微的區別。

從Jensen指標上來看，大部分基金相對于基準實現了超額收益，與前面分析的大部分基金跑贏上證綜指基本相符。

綜合來看，風險調整指標較好的反應了基金的超額收益情況，各個指標的值越大，說明基金的風險調整收益越好，績效就越好。

考慮到A股市場上類似重慶啤酒、獐子島等黑天鵝事件頻發，一旦重倉的股票發生了黑天鵝事件，基金的凈值和規模波動就特別大，基金組合并不是很好的分散非系統風險。如2011年年末重慶啤酒疫苗門事件爆發直接導致重慶啤酒連續十個跌停，大成基金所有基金持倉超過重慶啤酒10%的總股本，旗下基金資產凈值在這次黑天鵝事件中下跌幅度非常大。由于基金公司在黑天鵝事件中并不能準確評估黑天鵝事件帶來的負面影響，黑天鵝事件本身不僅導致投資者對基金專業管理能力質疑而導致贖回基金，還可能導致基金公司估值不準而導致套利贖回，最終導致基金規模縮減。所以就風險調整指標的效果來看，Sharpe比率反映基金的績效要比Treynor指數好。

本文經對比和研究認為，在基金的幾大風險調整績效指標中，Sharpe比率最能反映基金業績經過風險調整后的績效情況，優先推薦投資者在選擇基金時采用Sharpe比率。

四、結語

開放式股票型主動型管理基金整體上可以跑贏市場，基金公司顯示出了良好的投資管理能力。大部分開放式股票型主動管理基金能夠跑贏大盤，但是從收益率上可以看出，各個基金的管理水平相差還是比較大的。

在開放式股票型主動型管理基金中，高風險與高收益不存在正向的相關關系。各基金的風險是由各個基金公司的投資風格和策略來決定的，本文實證顯示，基金的收益率標準差相差不大，說明在主動型管理基金中，風險越大，并不一定能取得更高的收益。

衡量基金績效的風險調整指標中，Sharpe比率比較全面的反應了基金單位風險的超額收益，投資者在選擇基金時，可以考慮采用Sharpe比率。

參考文獻：

[1] 張仁俊.中國證券投資基金績效評價研究[D].廣州：暨南大學，2013.

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[4] 王 珊，王 鋒.我國開放式股票型基金擇時選股能力的實證研究[J].時代金融，2014（2）：80+84.

篇3

一、樣本選取

本研究選取我國2003年以前上市且有數據可以收集分析的開放式基金作為樣本來源，符合這些條件的共17只。樣本評價期為2003年1月3日至2006年12月31日，共198周的數據可供使用。

在研究中所用到的數據主要從以下幾個方面得到：(1)開放式基金的周收益率數據從深圳國泰安信息技術有限公司得到。(2)中信指數收益率和中信國債收益率由中信指數網獲得并整理得到。

本文的計算和統計軟件用到Excel2003、Eviews3.1和Spss13.0。

二、無風險收益與市場基準的選擇

1.無風險收益率的選擇

由于我國債券市場欠發達、品種少以及規模小等客觀原因，導致國債收益率難以準確反映市場無風險利率的真實情況，所以本文未采用國外通行的國債收益率，而是用同期銀行一年定期儲蓄存款利率以52周折算成周收益率作為無風險收益率。而在本論文評定期內2004年10月29日經過了一次利率上調由1.98%上調到2.25%，本文以2004年10月29日位分界點，把評定期分為兩部分，分別以52周折算為周收益率并考慮利息稅的影響后得到：2004年10月29日之前為0.000302；2004年10月29日之后為0.000343。

2.市場基準的選擇

由于我國滬深兩市的指數是分開計算的，不能綜合反映滬深兩市股票走勢，因此本文擬采用中信相關指數。作為國內通過公開發行股票并上市的證券公司，中信證券公司開發的中信系列指數己越來越多地得到境內各類投資機構的認可，目前己有28只基金使用相應的中信系列指數作為業績比較基準，有2只基金用其作基金的投資標準。

《證券投資基金管理暫行方法》規定，“基金投資于國家債券的比例不得低于該基金資產凈值的20%”。因此本文構造了一個中信指數收益率占80%，中信國債指數收益率占20%的加權收益率為基準收益率，即：

三、研究方法

國外學者對基金擇時能力和選股能力評價方法的基本思路是：一般采用資本資產定價模型為基準和出發點，將投資基金的擇時能力和選股能力明確分離和準確量化，然后進行相關評價和能力分析。在以前的研究基礎上，本文實證部分采用T-M模型和H-M模型。

1.T-M模型

1966年，特雷諾(Treynor，J)和瑪澤(Mauzy，K)在《共同基金能否戰勝市場》一文之中第一次創新性的對證券投資基金的擇時能力和選股能力提出獨特的研究模型，并進行相應的計量實證分析。這個模型為一個二次回歸模型：

2.H-M模型

1981年，亨利克森(Henriksson，R.D.)和莫頓(Merton，R.C)提出了H-M模型。他們將擇時能力定義為：基金經理預測市場收益與無風險收益之間差異大小的能力。然后根據這種差異，將資金有效率的分派于證券市場：具備擇時能力者可以預先調整資金配置，以減少市場收益小于無風險收益時的損失。其模型為：

四、我國開放式基金選股和擇時能力實證分析

表1、表2是運用T-M和H-M模型對17只樣本基金選股與擇時能力進行實證分析的結果，現對其結果的分析如下：

1.對于開放式基金選股能力的結果分析

三年來在T-M模型下的所有17只基金的F檢驗均顯著(顯著水平0.05)，這說明T-M模型從總體上是顯著的。17只基金的α值均為正值，但可以看出只有6只基金(國泰金鷹增長、博時價值增長、大成價值增長、易方達平穩增長、銀華優勢企業、南方穩健增長)通過了顯著水平為0.05的t檢驗，這說明這6只基金在一定程度上具有證券選擇能力，占總樣本的35.3%；另外11只由于沒有通過檢驗，不能判斷其是否具有證券選擇能力。

從H-M模型來看，雖然全部開放式基金的α系數也都為正數，但在0.05的顯著性水平下，只有4只基金(博時價值增長、易方達平穩增長、銀華優勢企業、南方穩健增長)通過t檢驗，占總樣本23.6%。

綜上所述，實證結果顯示基金經理具有一定的證券選擇能力，但這種能力并不顯著(具有顯著選股能力的基金不到樣本總數的36%)。

在T-M模型下的γ值為正值的基金有5只，在5%的顯著性水平下，均沒有通過t檢驗。因此沒有充分證據表明這5只基金具有擇時能力。另外值為負的基金均未通過t檢驗。

從H-M模型來看，虛擬項系數為正值的基金有8只，且均未通過顯著水平0.05的t檢驗。所以不能判斷這8只基金具有擇時能力。而對于其他虛擬項系數為負的基金，也均未通過t檢驗。

綜上所述，T-M模型和H-M模型在基金經理的擇時能力評價上結果基本一致：從總體上看，實證檢驗結果不能說明基金經理具有時機選擇能力，也不能說明基金經理具有明顯的負的時機選擇能力。

3.兩模型的R2

在17只基金中，14支基金的R2都超過了0.6(其中有7只基金的R2超過了0.7)，說明模型的擬和度較好。但沒有一只基金的R2能超過0.9，說明基金的非系統性風險沒有得到充分的分散。

五、小結

本文采用T-M模型和H-M模型對開放式基金的選股和擇時能力進行分析。分析結果顯示：兩個模型的分析結果存在一定的一致性。兩個模型的分析結果存在一定的一致性。就選股能力而言，均顯示少數樣本基金具備選股能力。就擇時能力而言，均顯示所有的樣本基金均不具備擇時能力。

參考文獻：

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[2]Modigliani F.L. Risk-adjusted performance[J].Journal of Portfolio Management，1997，23：45-54.

[3]Treynor Jack ，Mazuy.Can Mutusl Funds Outguess the Market[J].Harvard Business Review，1966，44：131-136.

篇4

作為一種投資產品，開放式基金集合投資、專家管理、組合投資、利益共享、風險共擔及流動性較好的優勢，已成為眾多投資者偏好的金融產品。我國的證券投資基金始于20世紀90年代初期，2001年在中國證監會“超常規發展機構投資者”的方針指引下，我國證券投資基金業實現了飛躍式發展，目前已成為我國證券市場上最重要和最具影響力的機構投資者。根據wind數據庫的統計，截止2011年3月底，我國共有開放式股票型基金約515只，管理的資產規模達1.94萬億，約占A股流通市值的10%左右，開放式股票型基金在A股市場上占據著主導的地位。而對開放式基金業績進行科學合理的評估，具有十分重要的現實意義。但目前國內對開放式基金的研究大多將國外已有的業績評估指標直接在國內進行應用，特別是新聞媒體在宣傳時往往以基金的凈值增長率作為衡量基金業績好壞的標準，而忽略了基金約定的投資風格和投資策略對基金業績的影響作用，本文的研究嘗試彌補目前國內研究的不足，以增強基金業績評估的科學性。

二、相關研究綜述

開放式基金業績評價一直是理論界和實務界關注的熱點問題之一，無論是對于投資者、監管層、財務顧問或開放式基金管理人自身都迫切需要對不同類型基金的業績進行有效評估。

傳統的證券投資基金的業績評價主要利用凈值變化指標如基金單位凈值、凈值增長率和投資收益率等來進行的，但忽視了基金獲取投資收益所遭受的風險。Markowitz(1952)首次用數學的方法量化了單項資產或組合資產的風險，并且從理論上說明了投資分散化能夠減少組合資產的總風險，提出了資產組合選擇的均值-方差理論。隨后，在Markowtiz研究的基礎上，由Sharpe（1964）、Lintner（1965）以及Mossin（1966）引入無風險資產后提出的CAPM模型。在CAPM模型的基礎上，一些學者開始考慮將風險因素引入到基金的業績評估模型中，這些績效評估方法中，比較精典的有Treynor指數、Sharpe 指數及Jensen 指數。Treynor指數用以評估投資組合的績效。依據CAPM模型，只有系統性風險才能得到補償，因此Treynor采用系統風險測度即貝塔系數，作為基金績效衡量的風險調整因素；Sharpe 指數用來衡量基金承擔每單位總風險所能獲得的額外報酬。Sharpe 指數考慮了投資組合的總風險，在非充分分散化投資和非完全有效的證券市場中，較Treynor指數更合理，也是投資基金業績評價中最常用的方法之一。Jensen 指數是Jensen（1968）提出的，他認為根據基金資產超額收益率與基準資產組合的超額收益率進行回歸分析得到的常數項，可以作為基金風險調整后的績效，稱為Jensen 的Alpha 值。Jensen 的Alpha 值是第一個以收益率的形式表達風險調整績效的指標。

三、本文中樣本數據的選擇

本文以2008年9月30日之前成立的122只開放式股票型基金（包括指數基金）作為研究樣本。根據投資類型，并結合其持股集中度、持股特征等將其分為四大類：成長型、價值型、平衡型和指數型基金。

本文所選取的樣本區間為2009年1月1日至2010年12月31日，所選取的數據包括基金的日單位凈值、業績比較基準指數的收盤指數。對于無風險資產利率，我們選用銀行1年期定期存款利率進行替代，考慮到在樣本期內，央行分別于2010年10月19日和2010年12月25日各上調金融機構一年期存款基準利率0.25個百分點。我們利用簡均法調整基金在樣本期間的無風險利率為2.278%。

在進行基金日單位凈值增長率時，我們以2009年1月1日的凈值為基準向后復權，利用復權后的基金日單位凈值指標來進行基金日凈值變化率，具體計算公式為：

這樣可以計算出所選取的122只基金486個交易日的基金日凈值變化率指標。同時，我們計算每一只基金的業績基準所對應的指數日收益率。以交銀股票精選為例，其業績比較基準為：75%×滬深300指數 + 25%×中信全債指數，首先計算第 交易日滬深300指數的日收益率和中信全債指數的日收益率，然后按照75%、25%的權重計算加權平均收益率即為基金對應業績基準的日收益率。

四、實證結果及分析

首先計算出每一只基金在樣本區間內的不同業績評估指標，然后從整體上和不同分類上對基金的業績進行描述性統計分析，統計結果見表1。

由表1可知，從整體上分析，經風險調整后的所有開放式股票型基金的收益指標Sharpe比率和Treynor指標均大于0，表明基金可以獲得超過無風險收益率的超額正收益率。但在基金管理能力方面，盡管從整體上基金能夠獲得均值約為0.0002%的超額收益，但不同基金之間存在較大差異，以樣本基金中Jensen指標的最高值與最低值比較，兩者相差0.0018，或者從不同基金的Jensen指標的波動率來分析，波動率高于均值水平，表明基金獲取超額收益的能力存在較大差異。 而估價比率和M2測度均有與Jensen指標相類似的情景。從投資風格角度分析，平衡型基金的Sharpe比率高于成長型和價值型，但平衡型與成長型的Treynor指標又相差不大。那么不同風格之間經風險調整后的收益是否有差異呢？我們利用獨立樣本T檢驗來對不同風格的股票型基金的五個業績評估指標進行檢驗，檢驗結果如表2、3、4所示：

由表2、3、4的檢驗結果可知，不同風格之間五個業績評估指標的Levene檢驗結果表明均是同方差，同時根據T統計量及檢驗結果的顯著性，表明不同風格之間的業績評估指標之間不存在較大的差異。

那么積極型的基金管理者和消極型的基金管理者在不同的業績評估指標上是否有差異呢？本論文同樣利用獨立樣本T檢驗來進行分析，獨立樣本T檢驗結果表明，積極型基金和指數型基金之間在某些業績評估指標上服從同方差分布，如Treynor指標、Jensen指標和M2測度指標在10%的檢驗水平下均拒絕同方差的假設。而根據統計的結果也可表明積極型基金與指數型基金的不同業績評估指標的均值之間存著著顯著的差異。這也表明投資策略會對基金的業績水平產生一定的影響。

五、主要結論

本論文主要是結合基金的投資風格和投資策略對我國開放式股票型基金的業績進行評估。針對目前國內外學者在進行基金業績評估時往往采用市場指數來代替市場組合方法的不足，本文有針對性的進行了改進，并結合投資風格和投資策略，比較了基金的業績，結論如下：

本文利用Sharpe比率、Treynor、Jensen指標、估價比率、M2測度等方法對不同風格的基金的這五個業績評估指標進行了獨立樣本T檢驗，發現不同投資風格的基金他們的同一業績評估指標之間沒有太大差別。但若考慮到基金的投資策略，則積極型的投資者與消極型的指數投資者他們的業績除M2測度指標無明顯差異外，其余的指標都存在著顯著的差異。研究結果表明：不同風格的股票型基金的業績評估差異不大；但不同策略的業績差異相對較大，也即資產配置策略的重要性。

參考文獻：

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[2]Admit A R， Bhattacharya S， Ross S A， Pfleiderer P. 1986，On timing and selectivity [J]. Journal of Finance，41，pp:715-730.

篇5

理論模型

Delong、Shleifer、Summers和Waldmann（以下簡稱DSSW）最先提出了投資者情緒模型，模型假設市場上存在兩種參與者—理性投資者和噪聲交易者，理性投資者依賴于對證券的內在價值分析交易和持有證券，噪聲交易者的交易行為則符合噪聲交易模式。由于噪聲交易者的情緒是隨機的，理性的投資者不能很好的預測這種投資情緒。因此，當理性投資者未來某一時刻出售資產時，噪聲交易者可能看空市場，引起資產價格下跌。這種下跌的可能性就是一種不同于其他市場風險的額外風險，即噪聲交易者風險。只要理性投資者想在未來某個時間出售自己手中的資產，噪聲交易者風險就像資產本身所固有的市場風險一樣影響著資產價格。因為同一種投資者情緒的波動會影響很多資產，并且不同噪聲交易者的情緒相關很強，所以這種噪聲交易者風險不能被有效分散，它像資產的系統風險一樣會在資產定價公式中有所反映。那些受到噪聲交易者風險影響的資產的收益率應該高于不受該風險影響的資產的收益率。

Lee、Shleifer和Thaler（以下簡稱LST）把DSSW的投資者情緒模型應用到封閉式基金研究中，由于噪聲交易者對封閉式基金不可預期的未來的情緒變化是針對封閉式基金的證券組合，是系統性的，因而可以把它看作是市場上噪聲交易者風險的平均指標。LST的研究不但指出封閉式基金折價的變化反映了投資者情緒的變化，還間接指出一種測量噪聲交易者風險的方法，利用此方法，LST得到如下模型：

R=α+a*ΔD+β*RM+ε

其中R表示證券組合收益，ΔD表示封閉式基金折價率的變化，RM表示市場收益，RM前的系數β為組合的Beta值，表示市場風險。此模型從直觀上解釋就是噪聲交易者的存在影響了組合的收益。模型的創新之處在于用可以直接觀測的表示封閉式基金折價率變化的ΔD量化了噪聲交易者風險因子。

噪聲交易者風險普遍存在于市場中，但并不是所有證券組合都受到相同程度的影響。因為當理性投資者發現噪聲交易者的交易行為使得證券價格嚴重偏離內在價值時，理性投資者會采取與噪聲交易者相反的操作，使得證券價格迅速回復。這種回復過程取決于理性投資者與噪聲交易者之間力量的對比。LST把機構投資者歸入理性投資者，個人投資者中大部分歸為噪聲交易者，因此對于機構投資者集中的大市值股票而言，它們的噪聲交易者風險小，小市值股票則個人投資者集中，噪聲交易者風險大。

實證檢驗

（一）數據和變量描述

本文的樣本數據包括自1999年1月至2008年2月滬市和深市共56支封閉式基金的月末凈值、收盤價和基金份額，這其中包括集中在2006至2007年轉換為封轉開的22支基金轉換前的數據。計算可得整個市場上封閉式基金折價率的加權平均值——加權平均折價率指數VWD（Value-Weighted Index of Discount）及其變化率ΔVWD，權重為基金資產t時刻凈值。

表1是加權平均折價率指數與其一階差分的描述性統計量。統計結果顯示，平均而言，1998年1月到2008年2月期間，我國封閉式基金折價率為19.8%，標準差達到13.5%，月度折價率平均變化0.15%，但變化的標準差極大，達到5%，最大的一個月折價率變化達到22%。這比國外10%（Weiss，1998）左右的折價率要高得多，這表明我國證券市場上噪聲交易者風險要大于國外，離成熟的證券市場還有很長的一段距離要走。

（二）折價變動與證券組合收益

根據投資者情緒模型，因為小市值股票的持有者中個人投資者所占比例要高于大市值股票，而個人投資者有相當部分的非理性的噪聲交易者，容易受到市場傳言的左右，對股票的內在價值沒有正確的判斷，過于悲觀或過于樂觀的情緒驅使著他們的交易行為。因此，小市值股票比大市值股票有更多的噪聲交易者風險。對我國而言，股權分置改革完成前，股票市場流通股和非流通股的差別使得總市值小的股票不一定比總市值大的股票有更多的噪聲交易者風險，流通市值的大小才是決定因素。本文把上證A股和深證A股按照年初股票流通市值進行排序，按順序從小到大分成十組。規模最小的前10%為第一組，接下來的10%-20%為第二組，一直到規模最大10%的為第十組，得到十個不同市值規模證券組合的加權平均收益率如下：

表2展示了按照流通市值排序得到的十個證券組合月度加權平均收益率對封閉式基金折價率月度變化ΔVWD和上證A股與深證A股月度加權平均收益率的回歸結果。

根據CAPM理論，RM的系數就是各個組合的Beta值，所有組合的Beta值都在1的附近，并且隨著組合股票市值的增大而單調遞減。在10%的置信度下，組合1、2、6中ΔVWD的回歸系數都是顯著的，組合7和組合8在5%的置信水平下顯著，流通市值最大的組合9和組合10甚至在置信水平1%的情況下仍然顯著。ΔVWD的回歸系數在組合1-10之間近似單調遞增，并且在組合10的回歸模型中變為正數。

本文再仔細考察一下ΔVWD系數所表示的意義。對于組合1來說，封閉式基金折價率下降1個百分點會引起組合月收益率增加0.16個百分點，因為ΔVWD在本文所研究的1999年到2008年這段時間絕對值的中位數是0.0234(2.34個百分點)，這意味著封閉式基金折價率的變化平均會引起組合1收益率0.57(0.16*2.34)個百分點的變化。因為組合1在1999年到2008年期間月收益率絕對值的中位數為5.57%，所以封閉式基金折價率的變化解釋了6.72%(0.37/5.57)的組合1的收益率變化，即噪聲投資者風險解釋了流通市值規模最小的組合收益率變化的6.72%。因此，在通常意義上來說，即使在考慮了市場整體的影響后，封閉式基金折價率的變化也能夠解釋7%左右的規模最小組合收益率變化。對于組合2至組合9來說也有同樣的結果，只不過關系強弱不同。對于組合10來說，它的收益率絕對值的中位數為4.4%，因此對于組合10，折價率的變化解釋了組合10收益率10.91%的變化(0.2053*2.34/4.4)，不過組合10變化的方向與前面9個組合變化方向相反。

結論

投資者情緒是影響我國證券市場上股票收益的重要風險因素。作為反映投資者情緒的指標，當封閉式基金折價率變小時，投資者似乎確實更加樂觀，噪聲交易者會盲目跟蹤市場熱點，認為大市值股票的收益在牛市中不再吸引人而賣出手中的大盤股，買入中小盤股。從而使得規模最大的10%的公司的股票反而在牛市中表現平平，因為規模最大的前10%的股票的流通市值已經占到滬深A股市值的60%以上，因此可以說，除去這部分股票，其他的90%的股票都是中小盤股。同樣，當折價率變大，投資者情緒悲觀時，噪聲交易者又會買入更加保險的大盤股，從而使得這些股票價格上升，收益率提高。

我國封閉式基金的折價率和折價率的波動水平都顯著大于國外相應數據，這表明我國證券市場噪聲交易者風險偏大。由于機構投資者還未能在我國證券市場發揮與國外同樣的穩定市場的作用，因此，散戶的炒作和投機行為引起的封閉式基金折價幅度也就更大，波動也更加劇烈。對于我國封閉式基金來說，機構投資的力量雖然一直在增長，但實際上最有實力的機構投資者國有企業和政府在整個封閉式基金發展的歷程中都是扮演一個消極的角色，政府和國有企業不能減少持有的股份，也沒有很強的意愿去增持股份，因此機構投資者不能起到弱化噪聲交易者盲目交易帶來風險的作用，相反越多的個人投資者和閑散資金進入股市，加劇了噪聲交易者風險，使得封閉式基金折價率與小盤股收益的正相關關系更加明顯。

參考文獻

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篇6

鑒于私募基金市場的參與者主要為機構和高凈值個人，且私募基金的市場規模遠遠低于公募基金，因此，本論題中的基金投資能力是指個人投資者對公募基金的投資能力。就公募基金的投資能力這一研究論題而言，無論是現階段的研究文獻，還是業內實踐，都聚焦于如何對基金經理的投資能力進行評價。目前對個人投資者基金投資能力的評價研究還是空白。根據最新披露的公募基金年報數據，截至2019年年末，公募基金市場個人投資者占比高達52.38%，因此，對個人投資者的基金投資能力進行評價具有很強的現實意義。就評價范圍而言，鑒于貨幣型基金和債券型基金屬于固定收益產品，投資者的投資能力差異并不明顯，因此，對基金投資能力的評價，在文章指個人投資者對公募基金中股票型和混合型基金的投資能力評價。就評價維度而言，為全面地衡量個人投資者的基金投資能力，并生成投資者畫像，為基金產品設計和基金市場監管提供依據，需要從個人投資者基金投資行為特征、個人投資者基金投資績效這兩大維度來評價。

2個人投資者基金投資行為特征評價

對個人投資者基金投資行為特征進行評價的最主要目的，是生成投資者畫像，為基金產品設計以及投資者教育提供客觀依據，引導投資者與基金市場共成長，更加理性和成熟。對個人投資者的基金投資行為特征，可通過以下指標來評價。(1)平均投資期限。該指標衡量投資者持有基金的平均期限，可以用每只基金在投資組合中的比重進行加權平均。計算公式為:平均投資期限=∑某基金持有期限×該基金投資比例平均投資期限這一指標簡明易用，可用于衡量個人投資者在基金投資方面是偏好短期投機，還是長期投資。(2)持有到期收益率。該指標衡量投資者持有基金的實際收益情況，可以用每支基金在投資組合中的比重來進行加權平均。計算公式為:持有到期收益率=∑某基金持有到期的年化收益率×該基金投資比例持有到期收益率這一指標簡單易懂，也是個人投資者最關心的指標，不僅可用于衡量投資者持有基金的實際收益情況，也可用于估計投資者所期望的基金投資收益率。(3)股票型基金持倉比例。該指標衡量投資者持有股票基金的比例，可以據此判斷個人投資者在基金投資方面的投資偏好。計算公式為:股票型基金持倉比例=股票型基金投資金額基金投資總金額股票型基金持倉比例這一指標簡單明了地展示出投資者的投資風險偏好。(4)調倉次數。該指標衡量投資者在評價期內調整基金投資組合的次數，次數越多，說明投資者的投資主動性越強;當然，如果次數過多，也可能表明投資者投機性過強，或投資心態不成熟，該指標須結合平均投資期限、持有到期收益率等指標來綜合評價。(5)止損能力。該指標系筆者的自創指標，旨在衡量投資者是否具有止損意識。指標構建思路是:將投資者的投資損失的絕對值與持倉期限相乘，即:止損能力=投資損失的絕對值×持倉期限該公式有四種可能的結果:第一，損失大、期限長;第二，損失小、期限長;第三，損失大、期限短;第四，損失小、期限短。第一種情況下，該比例數值最大，說明投資者的止損意識較為薄弱;第四種情況下，該比例數值小，說明投資者的止損意識較強。第二和第三種情況則不具有統計有用性，須具體情況具體分析。需要注意的是，該指標只有將不同的投資者進行對比時才有意義。如果單獨對某個投資者的止損能力進行評價，則需要與同一時期投資者的止損能力平均數進行對比，方能得出結論。以上5項指標可繪制成雷達圖，不同形狀的雷達圖勾勒出不同的投資者畫像，從而可對個人投資者的基金投資行為特征進行可視化的定義。圖1是用虛擬數據模擬的個人投資者基金投資行為特征雷達圖。

3個人投資者基金投資績效評價

依據基金績效歸因分析理論，個人投資者的基金投資績效可以從投資的擇時能力與選基能力這兩大方面來衡量。對擇時能力和選基能力的評價，綜合國內外學者以及筆者自身的研究和實證檢驗，筆者認為，以下評價方法相對適用于我國現階段的基金市場。(1)現金比例變化法。現金比例變化法是通過投資組合中現金比例的變化來衡量投資者把握市場時機的能力。成功的擇時能力表現為在牛市中現金比例或債券基金比例較小，而在熊市中現金比例或債券基金比例較大。現金比例變化法下，通常用擇時損益(TP)來衡量投資者的擇時能力:擇時損益=(股票型基金實際配置比例－正常配置比例)×股票指數收益率+(現金實際配置比例－正常配置比例)×現金收益率在實際計算時，正常配置比例可采用所考察投資者群體的平均配置比例，股票指數收益率可采用滬深300股指收益率，現金收益率可采用貨幣基金的市場平均收益率。擇時損益越大，說明投資者的擇時能力越強。(2)二次項法。一個成功的市場選擇者，能夠在市場處于漲勢時提高其組合的β值，而在市場處于下跌時降低其組合的β值。二次項法是由特雷諾(Treynor)與梅熱(Masuy)于1966年提出的，通常又被稱為“T－M模型”。ri－rf=α+βi(rm－rf)+γi(rm－rf)2+εi式中，ri———組合的預期收益率;rf———無風險組合的預期收益率;rm———市場組合的平均收益率;α———組合的超額收益，表示選擇基金能力;βi———組合的波動率，表示系統風險;γi———隨市場漲跌調整投資組合系統風險的能力，表示擇時能力;εi———組合隨機殘差。如果γi＞0，表明投資者具有成功的擇時能力。也就是說，一個成功的市場選擇者能夠在市場高漲時提高組合的β值，在市場低迷時降低β值。α是與市場走勢無關的量，僅代表基金收益與系統風險相等的投資組合收益率的差額，因此可以作為選基能力的指標。α的值越大，說明選基能力越強。(3)雙β法。亨茵科桑(Henriksson)和莫頓(Merton)于1981年提出了對選股和擇時能力進行估計的方法。他們假設，在具有擇時能力的情況下，資產組合的值只取兩個:市場上升時期β取較大的值，市場下降時期β取較小的值。亨芮科桑和莫頓通過在一般回歸方程中加入一個虛擬變量對擇時能力進行估計:ri－rf=α+β1(rm－rf)+β2(rm－rf)D+εi式中，ri———組合的預期收益率;rf———無風險組合的預期收益率;rm———市場組合的平均收益率;α———組合的超額收益，表示選擇基金能力;εi———組合隨機殘差。這里，D是一個虛擬變量。當rm＞rf時，D=1;當rm＜rf時，D=0。如果β2＞0，說明存在擇時能力。這樣，基金的β值在市場下跌時為β1，在市場上揚時為β1+β2。β1(rm－rf)反映的是市場風險收益，β2(rm－rf)反映的是擇時風險收益，α代表選基能力，α的值越大就說明選基能力越強。因此，這種方法被稱為“雙β模型”或“H－M模型”。(4)基于主動投資風險度的基金總業績評價法。根據學者的實證研究，在熊市背景下，當分子為負數時，用夏普指數、特雷諾指數等比率指標評價基金總體績效可能產生錯誤結論，因此，有學者(李憲立，同濟大學，2006年博士論文《證券投資基金業績評價新模型及我國基金中長期業績評價實證研究》)構建了基于主動投資風險度的基金總業績評價指數，來評價基金在熊市中的總體業績表現，具體公式如下:Ni=(rit—－rbt—)÷DD式中，Ni———基于主動投資風險度的基金總業績評價指數;rit————基金投資組合的平均收益率;rbt————市場比較基準的平均收益率;DD———下方標準差，即主動投資風險度，評價投資組合在熊市的總風險。DD=∑Ni=1L2tN其中，當rit－rbt＜0時，Lt=rit－rbt;當rit－rbt＞0時，Lt=0。主動投資風險度評價了投資者為獲得比市場比較基準更高回報而主動投資所承擔的額外風險。鑒于文章評價的是股票型基金和混合型基金，文章用滬深300股票指數的年化收益率作為市場比較基準收益率。用主動投資風險調整后得到的基金總績效評價指數，能夠直接反映出投資者在積極主動投資時取得的收益與承擔的風險是否匹配，該指數越高，說明基金的總體業績表現越好。(5)業績基準比較法。業績基準比較法用業績基準偏離度來衡量投資者實際獲得的基金收益率與業績基準收益率之間的差異程度。鑒于文章評價的是股票型基金和混合型基金，文章用滬深300股票指數的年化收益率作為業績基準收益率。業績基準偏離度可用基金收益率與業績基準收益率之間的標準差來衡量，計算公式如下:TE=1n－1∑nt=1(TDt－TD———)2其中，TDt=Rpt－Rbt式中，TE———業績基準偏離率;TD——————樣本均值;n———樣本數;TDt———t期基金業績偏離度;Rpt———t期基金凈值增長率;Rbt———t期基金比較基準收益率。業績基準偏離率需要結合前面的擇機能力和選基能力一起來判斷，在投資者具備較好擇機能力和選基能力的前提下，業績基準偏離率越大，說明投資者的投資能力越強，能夠獲得超越市場平均水平的業績表現。以上五種評價方法，對應不同的評價指標，這些評價指標的關系并非互斥，而是互補，需要綜合在一起看，才能得出相對客觀、準確的結論。因此，有必要對不同的指標賦予不同的權重，再通過加權平均，計算出一個綜合性的數值，作為對個人投資者基金投資績效的綜合評價結果。基于這五大評價方法，可將指標分成三大類:擇時能力指標、選基能力指標和主動投資能力指標，具體見表1。第一類，擇時能力指標:TP、γi、β2，這三個指標應該是互相驗證的關系，但鑒于擇時能力僅反映了投資能力的一個側面，因此，這幾個指標的權重應不超過50%，可分別確定為15%、15%、15%。第二類，選基能力指標:α，二次項法和雙β法這兩種方法計算得出的α值都代表選基能力，因此，可以將兩種方法算出的α值進行簡均，以簡均數作為評價依據。考慮到選基能力也只反映了投資能力的一個側面，因此，α指標的權重應不超過50%，可確定為15%。第三類，主動投資能力指標:Ni、TE，這兩個指標是互相驗證的關系，鑒于主動投資能力是比擇時能力和選基能力更加綜合的指標，因此，這兩個指標的權重可各設定為20%。該指標體系的運用規則設定如下:先計算出各個指標的數值，按照權重加權平均后的值作為衡量投資者基金投資績效的綜合值，按照該綜合值排名，確定投資者基金投資績效的總排名。此外，還可以根據單項指標進行排名，對投資者的某一類能力進行評估。需要注意的是，權重的賦予是一個試錯的過程，權重一旦確定并非固定不變，需要根據投資者基金持倉、基金投資收益和基金投資損失等數據多次模擬計算后，不斷調整并進行驗算，以確定在當前基金市場背景下各指標的最佳權重。

4總結和展望

通過上述對個人基金投資行為特征以及基金投資績效兩個維度的評價，有助于分析個人投資者在基金投資方面的行為特征，了解投資者的投資行為趨向，從而更有針對性地進行投資者教育，培養理性的投資者群體;這套評價體系也可為基金定投和基金智投提供基本技術支持，進一步提升基金智能投資的科學性和產品適配性;該評價體系還可以用于基金投資大賽，作為排名依據，為學界培養基金投資人才提供了定量標準;將該評價體系與基金經理業績評價指標對比使用，還可更加客觀地對基金經理的投資績效予以評價，并可為基金經理的違規行為調查提供分析性復核手段。

參考文獻:

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［4］李牧辰.基于Fama－French五因子模型的混合基金績效評價［D］．廈門:集美大學，2018.

篇7

一、我國企業年金規模與投資分布

企業年金制度作為我國養老保障制度的一個重要支柱，對我國基本養老保障起著補充的作用。企業年金從2005年8月份，人力資源和社會保障部發放第一批企業年金基金管理資格以來，年金市場發展迅速，到了2011年末已經發展到了3 570億元的市場規模（資料來源：國家人力資源和社會保障部http：///index. html）。

根據《企業年金基金管理辦法》（國家人力資源與社會保障部第11號令，2011年2月12日）的規定，企業年金基金投資資產類別主要包括流動性資產、固定收益類資產、權益類資產和其他類資產。由于每一家企業年金投資管理公司、每一個企業年金的投資組合、每一個投資時點的資產分布情況都各不相同，且絕大多數都是屬于非公開資料，所以我們以較典型的某企業年金某投資組合2012年第2季度投管人報告中的關于投資資產分布情況、按行業分類的股票投資組合部分為例進行分析，來分析我國企業年金投資基金投資分布的特點。

上表顯示，該企業年金投資組合呈現出了以下的特點：

1.系嚴格按照第11號令中關于投資比例的限制來進行資產配置。各項資產的分布均符合第11號令中投資比例的要求，滿足了各項投資監督的要求。

2.保持了一定的流動性。表1可以看到該組合流動性資產的比例占到了10.86%，足以應付正常的投資提取。并且其中債券回購占到了4.84%，占了較大比例，使得流動性資產的收益得到了相對的提高。

3.權益類資產的占比非常小。股票投資和股票基金的投資中和加起來只有6.34%，這說明該企業年金基金的投資管理人秉承了絕對收益的理念，在當前的股票市場低迷的情況下，選擇了規避風險，降低股票類資產的投資配置的比例，以固定收益類投資資產配置為主的投資理念。

4.在固定收益類資產中，銀行定期存款和銀行協議存款占比之和高達54.64%，投資連結保險產品占到了10.23%。這樣，存單和保單加起來接近了整個投資組合的三分之二，企業和職工繳費給投資管理人運作的企業年金基金絕大部分的資金是躺在銀行吃利息，等保險公司分紅利，這與普通老百姓把錢存銀行或者是買保險相比，并不能體現出專業的投資管理機構的優勢和實力。這一方面說明企業年金由于是職工退休后的養命錢，投資管理人投資時比較謹慎；另一方面也反映了第11號令中所包含的投資范圍里，適合企業年金基金保值增值的工具實在太少。為了更好地讓企業年金保值增值，擴大企業年金基金適合的投資工具，勢在必行。

二、我國企業年金存在的問題與原因

近幾年企業年金保值增值的情況不十分理想，2011年企業年金的整體投資收益率更是出現了負數，企業年金基金加權平均收益率為 -0.78%。21家企業年金投資管理人中，只有5家實現了正的加權平均收益率，分別是長江養老保險股份有限公司、華泰資產管理公司、工銀瑞信、華夏基金和泰康資產管理有限公司，其加權平均收益率分別為3.09%、2.63%、0.95%、0.44%和0.3%。剩下的16家企業年金投資管理人，全年加權平均收益有不同程度的虧損，從-1%至-8.66%不等。這其中既有投資管理人投資理念的問題，投資水平的參差不齊，和對市場走勢的判斷不準確外，還有一個更重要的原因就是：制度上規定的企業年金的投資范圍過于狹窄。一些適合的投資工具沒有加入到企業年金的投資范圍中，以至于在行情不好的年份里，企業年金基金由于可以投資范圍過窄而不能通過分散投資風險，也不能在多個市場中發現投資機會，為企業年金保值增值作出貢獻。

1.企業年金投資范圍過窄。我國企業年金目前除了可以投資于定期存款、保險和貨幣市場工具外，主要可以投資的就是股票、債券和基金。2011年以來由于股市、債市都出現了下跌的行情，這就使得企業年金的平均收益率出現了負數。企業和員工繳費參加的企業年金計劃不但沒能保值增值，還出現了虧損，這給參加企業年金計劃的委托人帶來了不小的損失，也給企業年金的發展造成了一定的影響。根據發達國家相關經驗，擴大企業年金的投資范圍，將更豐富的金融工具加入到企業年金的投資范圍中來，將有利于分散企業年金基金的投資風險，提高企業年金的投資收益率。一些更有利于企業年金保值增值的投資產品（例如：貴金屬投資、保本型銀行理財產品等）加入到企業年金的投資范圍后，無疑會在一定程度上避免投資風險過于集中、絕對收益無法保證的尷尬局面。

2.投資管理人的選擇對企業年金保值增值的影響。在企業年金基金的運作過程中，投資管理人是具體負責日常投資事務的，其對于企業年金投資收益率的影響往往是非常大的。投資管理人投資研究能力、風險控制意識、合規經營、對企業年金的重視程度、人員配置、計算機系統等等，都會對企業年金的保值增值產生直接影響。以2011年為例，在股債市場形勢一片慘淡的情況下，有的投資管理人取得了3%以上的年化收益率，非常穩健，而有些風險意識淡漠的投資管理人則虧損嚴重，收益率在-8%以下，嚴重損害企業年金收益人的利益，兩者差距竟達到10%以上。

三、提高企業年金保值增值水平的建議

1.擴大企業年金投資范圍。在眾多的投資品種中，從能夠較好地抵御通貨膨脹、收益穩定且高于同期銀行定期利率，又適合企業年金基金投資運作的思路出發，我們認為可以將貴金屬投資和銀行理財產品納入到企業年金的投資范圍中來。

（1）貴金屬種類主要包括黃金、白銀、鉑金，投資方式包括賬戶貴金屬和實物貴金屬，企業年金采用貴金屬投資中最典型的黃金投資，以賬戶金（又稱紙黃金）的方式加入到企業年金投資范圍中，將有利于企業年金基金長期的保值增值。對企業年金基金來說，投資一定比例的黃金，從長期來講，可以抵御通貨膨脹，隨著紙幣發行量的增加，黃金總會根據紙幣貶值的比例自動上調其自身價值，獲得購買力上的保護，對于職工退休后的“養命錢”的保值增值，具有極佳的抵御通貨膨脹的效果。從短期來講，賬戶金的投資操作簡單，沒有稅費，企業年金的投資管理人可以根據賬戶金的波動賺取差價。與此同時，賬戶金T+0交易，流動性極好，不用擔心繳費、待遇支付的頻率造成的資產流動性壓力。與我國A股股票投資相比，也比較公平，由于賬戶金價格與國際接軌，操控難度極大，幾乎不可能。所以，通過黃金投資，企業年金不但長期可以抵御通貨膨脹，短期還可以通過黃金價格的波動來獲取價差。投資工具的增加，也分散了投資的風險。總之，如同一個國家需要黃金儲備一樣，企業年金也需要一定比例的黃金投資作為戰略配置來為保值增值保駕護航。

（2）除了貴金屬賬戶金投資以外，銀行理財產品也應該加入到企業年金的投資范圍中來。近幾年存款理財化的趨勢越來越明顯，個人通過購買銀行理財產品獲取比銀行定期存款高的利率是非常普遍的現象，銀行的私人銀行部為其高端客戶理財也主要通過銀行理財產品的方式。我們認為，企業年金也應該增加銀行理財產品作為其投資工具以獲取比銀行定期利率更高的收益。企業年金是風險的高度厭惡者，同時對于保值增值又有著強烈的需求，保本固定收益類和保本浮動收益類的銀行理財產品在絕大多數情況下，會有高于相應期限銀行定期存款的利率，對于企業年金是個不錯的選擇。試想，如果企業年金基金的年化收益目標是保5%爭6%，那么企業年金只要將大部分的資金購入一個保本且預期收益在6%左右的銀行理財產品，即可輕松完成保值增值的目標。由于購買理財產品，基本不用投資管理人操心，所以還可以在投管合同中約定購買銀行理財產品部分的投資管理費率采用一個較低的費率，進一步實現企業年金通過購買銀行理財產品的保值增值。銀行也可以研發適合企業年金購買的保本低風險的銀行理財產品，特別是企業年金的托管銀行應該抓緊研發，企業年金基金可以直接購買托管行的理財產品，這樣不但托管行有積極性，更是對企業年金的保值增值十分有利。

擴大貴金屬投資、銀行理財產品投資（保本固定收益類和保本浮動收益類）作為企業年金的投資范圍，可以改變對企業年金收益率不高的現狀，對企業年金保值增值具有重要戰略意義。建議人社部將賬戶黃金投資和保本型銀行理財產品納入到企業年金基金可投資的范圍中來，允許企業年金購買保本型銀行理財產品，獲取較高的固定收益；允許購買賬戶金，長期持有抵御通貨膨脹，或者通過黃金價格的波動賺取差價。相信通過擴大這兩項投資工具，企業年金近幾年年化收益率保5% 爭6%的目標將有望順利實現。

2.加強企業年金受托人管理。受托人加強對企業年金的管理措施，對企業年金基金控制風險，防止收益率出現重大偏離，激勵投資管理人合規勤勉投資運作有著重要作用。2011年有專業的受托機構，通過加強受托人管理措施，把管理的企業年金的平均收益做到了3%以上，遠超業內平均-0.78%。

（1）首先，受托人可以通過細化投資指引，規范投資管理人的行為。如提請投資管理人注意投資過程中的各類注意事項，合法合規、著力控制下行風險，實現企業年金資產管理的整體目標，以實現絕對收益目標，并推動改進企業年金基金保值增值管理的積極性。通過對投資資產配置的提示，使投資管理人規避風險資產的投資，牢固樹立絕對收益投資理念，防止與業績基準的重大相對偏離。其次，加強對投資管理人的考評機制，對于投資業績以定量分析為主，兼顧定性分析，獎優罰劣，起到激勵投資管理人的作用。由于投資管理的管理費與企業年金基金的規模成正比，所以通過對投資管理人的考評與投資資金分配直接掛鉤，將促使投資管理人把企業年金的保值增值做好，這將有利于企業年金保值增值。再次，受托人應該對企業年金建立止損機制。事先明確規則、過程中分級提醒、觸發后嚴格執行。防止在資本市場出現大幅下跌時，企業年金基金的資產凈值出現大幅度的縮水。

（2）加強考評機制和投資分配。受托人考評的原則是：公平對待各家投資管理人，對于投資業績以定量分析為主，兼顧定性分析，除了業績排名之外，更要重視投資管理人是否達成受托人指定的投資目標。

在考評流程上，首先定量分析，對于各個企業年金投資組合的投資收益、投資風險等指標進行排名打分；其次定性回顧，對于投資管理人的基本情況、業務變化、與受托人合作情況等進行回顧；再次根據定量與定性分析結果，對年度/合同期表現進行評價并予以確定；最后獎優罰劣，根據評價結果、下一年度資產配置策略、計劃現金流情況作出獎罰措施。

通過考核評估結果與資金分配掛鉤，季度評估結果決定增量資金分配，年度評估結果決定年度存量資金分配，合同期評估結果決定投資管理人續聘及合同期初存量資金分配。由于投資分配的規模與投資管理人的管理費成正比，能否續聘與投資管理人的收益和聲譽都有直接影響，所以，受托人加強考評機制，并且將考評機制與投資分配密切聯系起來將對企業年金的保值增值產生重要影響（參見下表）。

參考文獻

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篇8

一、文獻綜述

Value at Risk是由J.P.摩根銀行20世紀80年代的全球研究部總經理蒂爾?古爾迪曼所創立。在1995年4月的巴爾塞委員會擴大會議上，規定銀行可以選擇使用自己的風險衡量模型去確定其資本要求，從此風險價值開始被廣泛應用到內部風險衡量模型之中。在VaR模型回測方面，Kupiec（1995）提出了基于失敗頻率的VaR模型正確性檢驗的方法。christoffersen（1998）提出了考慮在時間變化時，對VaR模型正確性檢驗的方法。Philippe Jorion（2000）的《風險價值（VaR）》被奉為風險管理的圣經，該書極為系統地講述了VaR的來龍去脈以及各種VaR的計量方法，還對VaR在衡量和管理信用風險、流動性風險以及操作風險中的應用進行了細致的分析（樊葵葵，2010）。我國學者王春峰（2001）在《金融市場風險管理》中較系統地論述了VaR，對金融市場風險的測量和管理進行了系統深入的介紹。黃海（2003）重點介紹了摩根銀行在金融風險度量系統Risk Metrics中的EWMA模型（指數加權移動平均預測模型），并且基于金融數據分布的有偏性提出了有偏的EWMA模型。朱世武（2004）對中國市場上各類VaR方法計算進行了實證，并對各類VaR方法在中國市場上的有效性進行了事后檢驗（韓琦，2008；袁婷，2010）。

由于金融市場數據呈現出“尖峰厚尾”分布特征，難以用傳統的VaR方法進行計算，不少學者就使用VaR方法時如何估計數據的分布、如何處理“尖峰厚尾”分布作出了探討。其中鄭文通（1997）在《金融風險管理的VaR方法及其應用》中使用J.P.摩根1994年的年報數據對該公司一天95%置信度下的VaR平均值進行了計算，利用實證方法對VaR方法的正態假設進行了有效性檢驗。對于非正態分布的情況，引入了t分布來代替原來的正態分布假設，并提出了金融資產t分布自由度n的參數估計值（袁婷，2010）。陳守東（2002）運用GARCH模型對上證綜合指數進行了VaR值的度量，并用Kupiec提出的似然比檢驗法驗證不同模型的有效性，認為服從t分布的GARCH（l， 1）模型對上證綜指收益率VaR值的估計最為有效。肖慶憲（2003）為了刻畫“厚尾”資產收益率，將非正態收益率數據進行正態化變換，使變換后的厚尾數據服從正態分布，從而使參數估計、假設檢驗等計量問題均為有效。杜本峰（2003）根據連接函數的思想導出資產組合的聯合分布，以此對資產組合的風險進行度量，提出了一種基于連續函數的風險度量方法。孔繁利（2006）系統地介紹了利用極值理論（EVT）和連接函數度量金融市場風險的問題，通過大量的實證分析與模型檢驗，進一步評估了風險度量模型的有效性（韓琦，2008；袁婷，2010）。

目前，VaR方法在我國金融機構應用的研究己經深入到不同方法細節和具體領域的討論。劉曉煥、袁廣信（2009）利用CVaR方法對一種開放式股票型基金的市場風險進行了研究，求出了組合中某一種資產的邊際CVaR、成分CVaR、增量CVaR，并以此給出了投資建議。最后建立均值――CVaR優化模型，得到在投資者不同的期望收益率下最優的投資組合權重，為基金管理人提供很好的參考（韓琦，2008；袁婷，2010）。邵夢倩、杜子平（2011）利用copula-CVaR模型對壽險投資組合的風險進行度量，得到最優投資比例，進一步對壽險資金的投資風險進行管理。實證結果顯示：壽險投資應主要集中在風險較小的銀行存款和國債上，也可適當放寬到收益較高的股票和基金。

二、線性AR-EGARCH模型的滬深股市流通股的VaR測算

中證流通指數包含了滬深股市所有已完成股權分置改革并正常上市交易的流通股，這也是證券市場投資者的首選，因此選用中證流通指數來分析中國滬深股市流通股的市場風險較為合意。

（一）中證流通指數的數字特征

選取2006年2月27日至2012年12月20日的中證流通指數收盤價，求出對數收益率r=log（lt）-log（lt（-1）），得到時間序列{rt}，樣本容量為1 662。由樣本期內滬深流通股的收益率時間序列（編者：圖略）可看到第500個交易日至第750個交易日之間，即2008年3月至2009年3月這段時間內收益波動幅度較大，這與2008年投機炒作所形成的資產泡沫堆積與非理性繁榮不無關系。

求解時間序列{rt}的數字特征（編者：圖略），發現其偏度小于0，峰度大于3，且JB統計量=446.025，對應的p值接近于0，即該時間序列屬于“尖峰厚尾”的非正態分布，中證流通指數收益率{rt}因并未緊貼正態分布分位數，{rt}并不屬于正態分布。

因此使用基于高斯假設的最小二乘法（OLS）來分析該序列極為不妥，需另尋他法。采用ADF檢驗分析中證流通指數收益率{rt}的平穩性，其ADF統計量為-39.394 13，在1%、5%、10%的顯著性水平下均拒絕原假設，序列不存在單位根，屬于弱平穩時間序列。

（二）自相關性檢驗及AR模型的定階

1.ARCH效應的檢驗。

2005年的匯改并沒有將人民幣匯率制度改革為真正意義上的“有管理的浮動匯率制”，而資本項目下人民幣自由兌換的逐漸放寬，使得“貨幣政策失靈論”甚囂塵上。經統計，2006年以來，我國的一年期存款基準利率和法定存款準備金率分別調整了18次和35次，而中證流通指數逆政策變動分別出現了9次和24次，且這種“逆政策效應”在緊縮貨幣政策中更加明顯。政策的影響是估計VaR時應當考慮到的變量。首先建立線性模型rt=β0+β1RBt+β2RDt+ut，其中{rt}為收益率時間序列，RB、RD分別為一年期存款基準利率與法定存款準備金率，ut為隨機擾動項。對于高頻數據序列，假定線性模型中的隨機誤差項ut同方差不太可能成立，其方差可能是時變的，并常表現出“波動聚集性”特征，即隨機誤差項是異方差，因此需要對隨機擾動項進行ARCH檢驗。假定隨機誤差項的條件方差與其誤差項滯后的平方有關，設ARCH（q）模型的一般形式為σt2=α0+α1ut-12+α2ut-22+……+αqut-q2。

從線性模型的殘差線圖（編者：圖略）中可以看出，回歸方程的殘差表現出“波動聚集性”，即大波動后面常伴隨著較大的波動，較小的波動后面的波動也較小。定性分析的結果顯示線性模型存在條件異方差性，即可能存在ARCH效應。再用殘差平方的自相關圖來定量判斷線性模型的殘差是否存在ARCH效應：發現滯后36階的Q統計量對應的p值均接近于0，即殘差平方序列存在自相關，中國流通股確實存在ARCH效應。采用線性模型不合理，應當引入時間序列模型。

2.時間序列{rt}的自相關檢驗及AR模型的定階。

對弱平穩時間序列{rt}進行自相關檢驗，Q統計量對應的p值在5階后全部小于0.05，即時間序列存在自相關。利用有限樣本下的混成檢驗，設樣本容量為n，令參數m=ln（n）=ln（1 662）≈7，可得混成Q統計量為16.28，在5%的置信度下，大于臨界值χ2（7）=14.07，即拒絕H0：ρi=0，i=1，2……7，時間序實存在自相關性。

由上述分析可知，應當使用AR模型研究中證流通指數收益率序列{rt}。利用赤池信息準則（AIC）對AR模型定階。根據下式求出滯后L階的AIC，計算結果如下圖所示：

AIC（L）=-2ln（似然函數的最大值）/n+2（L+1）/n，L≥1

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篇9

國家統計局最近公布的數據顯示2014年3月份，全國居民消費價格總水平同比上漲2.4%。其中，城市上漲2.5%，農村上漲2.1%；食品價格上漲4.1%，非食品價格上漲1.5%。如果我們不能有效、科學的管理好自己閑置的資金，那么我們手中持有的人民幣將對內不斷貶值。而且近幾個月以來，股市跌宕起伏，處于觀望狀態的投資者居多。對此，許多厭惡風險的投資者為了不損失本金而且要跑贏通貨膨脹，各種保本的理財方式成為他們首要之選。

二、銀行存款

銀行儲蓄存款是我國最傳統、總量最大、流動性最強的一種保本理財方式。它大體可分為活期存款、定期存款、協定存款和通知存款四類。在這里以中國建設銀行公布的人民幣存款掛牌利率為例：其活期存款利率為0.35%，一天通知存款利率為0.8%，協定存款利率為1.15%，一年定期整存整取存款利率為3.25%。由此可見，不管是活期存款利率還是定期存款利率都比目前市場上出現的各種保本理財方式的收益率要低。但是銀行存款不管是在國際結算中還是在國內進行的各種交易支付中都占據了重要的地位，通過銀行進行結算依然是人們最信賴的交易方式，特別是一些對資金流動性要求較高的企業來說，將大部分資金放入銀行活期存款始終是他們最優的選擇。

三、理財產品

我國商業銀行在二十世紀九十年代中期開始發行外匯理財產品，而直到 2005 年10月光大銀行才在國內發行了第一款人民幣理財產品“陽光理財B計劃”。我國人民幣理財產品的歷史雖然只有短短的九年，但是其發展速度很快，2013年的數據顯示人民幣理財產品的市場占比達到了97%。

保本理財產品期限最短的為三十余天，最長的為一年甚至一年以上，認購的起始金額一般最少是5萬元人民幣，最高的達到50萬元人民幣。保本理財產品的收益有固定收益型也有浮動收益型，而且這兩種類型理財產品的平均預期年化收益率都能達到4%以上，明顯高于一年定期存款利率為3.25%的水平。但是銀行保本型理財產品最大的缺點就是投資者不能在投資期限內將資金贖回，也不能將其持有的理財產品做為金融資產進行出售資金，所以它的流動性在各種保本理財方式中是最弱的。而且投資者在比較各種產品收益率時往往會忽視了資金在申購期和清算期這兩個時間段，而恰好在這兩個時間段是沒有利息的。假設投資者投入本金10萬元，實際收益率為5%，實際收益天數為36天，申購期和清算期總共為7天，則投資者名義收益為100，000×5%×36/365=493.15元，實際損失的利息為100，000×5%×7/365=95.89元，實際收益則為：493.15-95.89=397.26元。

四、貨幣基金

貨幣基金是集聚市場上的閑散資金，由基金管理人統一保管和運籌資金的一種開放式資金，其資產主要是投資于短期貨幣工具，如國債、央行票據、商業票據、銀行定期存單、政府短期債券、企業債券（信用等級較高）、同業存款等短期有價證券，因此貨幣基金可以算得上是一種具有高安全性、高流動性、穩定收益性的保本理財方式。目前在市場上銷售的貨幣基金產品有很多，譬如余額寶、華寶添益、銀華日利等等都是炙手可熱的產品。2013年6月，支付寶網絡技術有限公司開通余額寶功能，與天弘基金公司合作，直銷中國第一支互聯網基金。作為一種全新的互聯網金融產品，客戶轉入余額寶資金規模在一個月內已突破百億元。余額寶最大的一個優勢在于其可以實現T+0轉出資金，客戶在享受便捷的理財服務的同時也可以進行實時網上支付或者轉賬服務，而且所需資金的最低門檻僅為1元。

華寶添益則是一種可以在證券市場上進行申購贖回和買賣交易的貨幣基金，由于其可以實現貨幣基金與股票的“T+0”轉換，因此也被人們稱為股民的“余額寶”。購買了華寶添益基金的投資者不僅每日可以享有一定的利息收入，而且當二級市場價格小于或等于凈值時，投資者可以通過買入并贖回操作，享受當日基金收益和差價；當二級市場價格大于凈值時，投資者可以通過賣出并申購的方式賺取差價。因此在股市波動比較大的時候，投資華寶添益基金是股民不二的選擇。

五、國債逆回購

國債逆回購實際上就是資金需求方在借款前先以其持有的國債作為抵押，然后資金所有者在證券市場上為資金需求方提供短期貸款并從中獲取利息的一個過程。國債逆回購可以在上海證券交易所和深圳證券交易所進行交易，兩個市場上都有1天期、2天期、3天期、4天期、7天期、14天期、28天期、91天期和182天期共九種借款期限，而且繳納的傭金費也是相同的。唯一不同點是在深交所的國債逆回購必須是1000元的整數倍交易，而上交所的交易門檻則很高，其國債逆回購交易必須是以10萬元的整數倍交易。在節假日、月底、季度末、半年末和年末的時候，投資國債逆回購的收益率一般會比較高，例如在2013年9月27日（國慶節前夕）上交所國債逆回購一天期的收益率最高達到了57%，如果是當天按10萬元成交，則扣除1元的手續費后一天的收益為：（100，000×57%×1/365）-1=155.16元，而且10萬元到第二天即為可用資金，第三天則可用可取。除了資金需求量較大的幾個時期以外的其它交易日里，收益率一般都在4%左右，而且同時需要注意的是星期六、日兩天為休市時間，所以一般到周五的時候，一天4%左右的收益率要高于三天的收益率，這對于時常投資于七日或七日以內國債逆回購的投資者來說很可能會損失周末兩天的利息收益。因此，國債逆回購還是在資金需求較熱的期間投資比較適宜。

參考文獻：

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一、前言 

 

通常意義上對結構性理財產品的定義,是按照對理財基金的特殊的投資運作方式為標準的,它是一種根據需要定制的金融投資,既投資于債券、股票等基礎資產,又要投資于以相應基礎資產為標的的期貨、期權、互換等衍生金融工具,通過復雜多樣的投資模式,以保證在規避風險的同時獲得超過居民定期存款的到期收益率。總而言之,它是將固定收益證券特征與衍生交易特征融為一體的新型金融產品。 

目前我國市場上最火熱的理財產品可以大致分為三種類型:固定收益類、浮動收益類、保本浮動收益類。固定收益類理財產品是最早出現也是相對發展最為成熟的理財產品,按投資標的和產品設計不同分為信用聯結型、票據債券類、信貸資產轉讓類和信托貸款類四種類型。浮動收益類理財產品在股市活躍時應市場呼聲而出,可以投資于信托貸款、新股申購、貨幣市場、股票基金等等方向。構成保本浮動類理財產品最龐大的隊伍就是結構性理財產品,它與上述兩類最大的區別就在于通過投資于以基礎及產為標的的衍生金融工具規避了相應的系統性風險,也因此成為最復雜多變的理財產品。 

 

二、結構性理財成品的誕生動因 

 

(一)銀行規避資本金管制的要求 

商業銀行在經營自有業務時需要按監管當局規定的風險權重計算資產對應的資本充足率和核心資本充足率,常常會出現因為資本金約束而無法滿足客戶信貸需求或經營高盈利項目的情況,結構性理財產品和其他理財型產品一樣同屬于銀行的中間業務,能夠使銀行在不增加或減少自有資產負債的條件下,即不占用或極少占有資本金條件下,滿足客戶的特別投資理財需求并獲得手續費等收益,避免了上述情況的發生。 

 

(二)規模化運作降低成本,便于涉足金融衍生產品交易市場 

結構性理財產品將眾多投資者閑散資金聚集到一起,聘請專家進行專業化投資,由于規模巨大對投資方向和產品就有選擇性,能夠以批發價格進行交易,獲取規模化收益。同時,結構性理財產品能夠進入金融衍生產品交易市場的自有特點,使其區別于其他理財產品,能夠同時滿足投資者和銀行在自有資信不足或自有經營項目方向受限制的情況下涉足金融衍生市場的要求。 

 

(三)能夠在一定程度上降低投資者的交易成本 

無論是投資債券、股票等基礎資產,還是投資期貨、期權等金融衍生工具進行套期保值,都會在買賣過程中承擔相應的印花稅和手續費,這是實際發生的成本。投資前所做的信息搜集、數據處理、形勢分析都會造成相應的決策成本,這是隱性的成本。萬一信息掌握不充分或決策失誤,也會帶來選擇其他資產獲得收益的機會成本。而這些成本,在結構性理財產品專業化運作、規模化運作的情況下都會在一定程度上被降低。 

 

三、結構性理財產品特點分析 

 

(一)原理上近似于購買一個零息票債券的同時持有一個看漲期權多頭 

以保本型股票掛鉤結構性理財產品為例,它是這樣一類理財產品,其收益率可能與某只股票或某股票組合或股票指數相掛鉤,掛鉤標的資產的市場表現決定該產品的到期收益率。一般情況下,標的資產的市值越高,產品可以獲得的收益也越高,當然這也要受到產品收益率設計的影響,有的產品就是觀測期內標的資產表現越平常波動越小,收益越高。而同時,其本金得到全部或部分保護。對于投資者來說,這種理財產品在一定程度上與同時購買一個零息票債券和持有一個看漲期權的多頭近似。零息票債券保證投資成本和無風險收益,看漲期權保證在支付相應期權費(理財費)條件下獲得未來的一個權利,該權利幫助投資者實現價格上漲時獲取收益價格下跌時成本為0的投資模式。對保本型股票掛鉤結構性理財產品的定價亦是按照這一原理,產品價值等于零息票債券價值與看漲期權價值之和(v=b+s),產品收益率等于1+min(k,max〔(st/st-1)θ,λ〕,其中,k表示保本型產品的最高收益率,st/st-1

表示股票收益率,θ表示參與率,即掛鉤股票價格上升時,投資者可從股票收益率上漲中獲得的分享比例。(st/st-1)θ就表示投資者從股票收益率上漲中獲得的實際收益率。λ表示保本型產品的最低收益率,即保本率。λ等于0意味著完全保本,λ小于0意味著部分保本。 

 

(二)一般掛鉤的標的資產都要求有某種金融衍生工具相對應 

結構性理財產品的設計就是一種滿足特定需求的金融投資,這種投資的特征就是投資掛鉤的基礎資產的同時投資以相應基礎資產為標的衍生金融工具,依據復雜的計算和衍生金融工具的杠桿性原理,對全部或部分本金套期保值,最終暴露的風險頭寸僅局限于運用市場資金成本與產品設計的最低收益之間的利息差異。這就要求,在掛鉤的基礎資產選擇上,需要以是否存在對應的金融衍生工具為標準。目前我國國內金融市場尚不發達,無法為發售產品的金融機構提供相應的該類避險工具,現有的結構性理財產品的主要標的資產依然局限于國外金融市場上的基礎資產。

  

(三)投資收益率結構制定以大數法則為標準 

結構性理財產品的投資收益率計算都只保證投資者獲得市場在正常狀態下的收益,是以大數法則為依據的,當市場由于遭受利好或利空信息沖擊價格大幅震蕩時,銀行不對其收益進行保證。還是以花旗1年期人民幣結構性投資帳戶掛鉤新華富時a50中國指數基金為例,其投資收益率計算方法如下: (1)5% + (50%×掛鉤基金期末絕對表現):于產品期間,只要掛鉤基金絕對表現從未大于20%,到期就可獲得此投資收益率。 (2)5%:于產品期間,若曾有一個交易日掛鉤基金絕對表現高于20%,但從未大于40%,則到期就可獲得5%的到期投資收益率。 (3)0%:于產品期間,只要有過一個交易日掛鉤基金絕對表現大于40%,則到期投資收益率為0%。 * 掛鉤基金絕對表現:即掛鉤基金表現的絕對值 = 絕對值 ((掛鉤基金觀測值/掛鉤基金初始水平-1) x 100%) 。可見只有在產品期間,掛鉤基金的絕對表現,無論上漲還是下跌都不超過40%的情況下,投資者才能獲得對應的收益,該產品是適應對象為熟悉香港股票市場并且認為掛鉤基金絕對表現在產品觀測期內不會大于40%的投資者。 

 

(四)封閉式操作,贖回條款向多樣性發展 

由于投資期限一般為一年以上,結構性理財產品在通常情況下都是不可贖回的,即使設有投資者贖回條款也會規定特定的時間,同時需要支付贖回費用。如如東亞銀行推出的“股票籃子掛鉤保本投資產品”,其中就規定投資者可在交收日后每年的3月、6月、9月和12月的第三個營業日向銀行申請提前贖回投資金額,但銀行要扣除相關手續費用和損失。但是,由于結構性理財產品市場的擴大,產品差異性的要求迫在眉睫,一些銀行開始嘗試改革某些產品設計條款,如贖回條款,以獲得自身優勢。 

 

四、投資結構性理財產品需謹防的風險 

 

(一)市場風險 

目前結構性理財產品的掛鉤標的資產種類十分豐富,包括債券、股票、基金、股指、利率、匯率、大宗商品價格等等,而結構性理財產品的收益又是與這些標的資產的市場表現相掛鉤的,當市場萎靡不振或遭遇危機時,標的資產的走勢就相應步入盤整或下跌區間,此時很難保證相應的預期到期收益。即當市場向不利的方向變動時,投資者將面臨由于標的資產價格波動導致到期收益很小或為零的市場風險。 

 

(二)流動性風險 

一般來說,由于結構性理財產品操作復雜,都會選擇封閉式運作,對投資者設定贖回限制。雖然這能夠保證在封閉期內理財基金全倉位運作,但是不存在結構性理財產品二級流通市場的限制,又會使投資者不能像投資固定收益類債券、股票、交易型基金等其他投資工具時主動地買賣套現,進行主動性管理。因此,當投資者面臨資金缺乏時,會遭遇到無法贖回或賣出手中結構性理財產品的流動性風險。 

 

五、總結 

 

我國第一款結構性理財產品是中國工商銀行2003年7月發行的掛鉤倫敦銀行同業拆借利率(libor)的價幅累積產品,之后,國有銀行、股份制銀行、城市銀行、外資銀行紛紛推出自己的結構性理財產品,紛繁的產品創新和復雜多變的產品設計將中國銀行結構性理財產品市場推向全面的茁壯成長期。然而,國內投資者在這方面的知識仍然有所欠缺,與市場的接軌程度尚不充分。文章嘗試從結構性理財產品的定義、產生、特征以及涉及風險四個方面簡單論述該產品

的與眾不同之處,希望能為提高投資者對結構性理財產品的認知程度貢獻一二。 

 

參考文獻: 

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篇11

【摘要】作為社會運行的安全網，我國的社會保障肩負著維護

億萬民眾的基本生活保障和保持社會穩定的重大使命，其改革也逐

步進入深水區。然而我國目前面臨著人口老齡化、社會保障基金的

資金缺口以及社會保障基金收益率低等一系列問題，這都對我國的

社會保障基金不斷保值增值提出了客觀的要求。因此，如何實現我

國社會保障基金的合理投資，從而提高國民的生活水平，是一項極

其重要的研究課題。

【關鍵詞】社會保障基金；投資運營；基金管理；保值增值

一、社會保障基金投資運營的相關理論

（一）社會保障基金的概念

社會保障基金是指通過發行基金份額，集中投資者的基金，由

基金托管人托管并由基金管理人管理和運用資金，從事股票、債券

等金融工具投資的一種間接投資方式。在現代社會，通貨膨脹是市

場經濟中的客觀現象，往往隨經濟的周期性波動而呈現出周期性變

化。

（二）社會保障基金投資運營的原則

1. 安全性原則

社會保障基金投資運營的安全性原則，是指社會保障基金投資

經辦機構必須絕對保證投資的社會保障基金能夠按期如數收回，并

取得預期投資收益。社會保障基金是為了確保未來的債務支付的對

象，用于支付基本生活保障待遇對象的積累資金，在被保險人遇到

事故需要資金時，社會保障管理機構必須履行給付原則。

2. 收益性原則

收益是社會保障基金實現自我積累的重要途徑，也是衡量社會

保障基金投資成敗的關鍵指標。從理論上來看，雖然社會保障基金

投資的目標是為了保值增值，但因為通貨膨脹、工資增長及替代率

等因素的影響，這就要求社會保障基金投資要有比較好的收益，這

樣才能使社會保障基金在逐漸積累的過程中慢慢的強壯起來。

3. 流動性原則

盡管社會保障基金的支出通常是有計劃的，不會發生像商業性

財產保險那樣因突發性大災害導致資金支付高峰的不確定性現象，

但同樣需要保持一定份額的基金能夠及時滿足社會保障待遇的給

付。所以，在投資運營過程中同時要求兼顧變現性原則，也就是說

社會保障基金的投資在不發生貶值的前提下應當可以隨時的流動。

二、我國社會保障基金投資運營存在的問題

（一）社會保障基金積累不足

造成社會保障基金積累不足情況的原因有很多：第一，中國的

社會保障基金籌資模式一直基本上都是現收現付制，在引入個人賬

戶后，由于人口老齡化和轉制成本無法消化，個人賬戶被挪用現象

嚴重，有名無實、空頭運轉。第二，我國社會保險制度一直以來都

實行崗位掛鉤制，然而只有工作的人才能享有這項制度，雖然允許

其他人自愿繳費，但納入的這些人員數量有限，因此參保人少導致

社會保障基金積累不足。第三，部分企業拖欠保費現象嚴重。有的

企業經營效益不好，利潤薄弱而繳不起保費；有的企業領導重視不

夠，不繳或少繳保費。

（二）社會保障基金投資收益波動較大

我國社會保障基金歷年收益情況表

項目

年度

投資收益額（億元） 投資收益率（%） 通貨膨脹率（%）

2006年619.79 29.01 1.50

2007年1，453.50 43.19 4.80

2008年-393.72 -6.79 5.90

2009年850.43 16.12 -0.70

2010年321.22 4.23 3.30

表1 統計了2006 年—2010 年我國社會保障基金的收益情

況。總體來看，社會保障基金的收益率波動較大，收益情況并不

樂觀。股票投資的收益情況不佳也是其中的一種情況。2006 年開

始，我國股市牛氣沖天，上證指數漲幅高達130.43%。但2008 年

后，股票市場又處于低迷的行情。其中，收益率最高的2007 年，

為43.19%。但是2008 年受經濟危機的影響甚至出現了負值，說明

社會保障基金實際上出現了“縮水”，連最基本的“保值”目標都

沒有達到。

（三）社會保障基金監管不到位

1. 社保基金監管法律立法層次低

社會保障基金是一項特殊的公共基金，既決定著人民生活和社

會穩定，又與經濟建設和資本市場發展密切相關，應該實現依法監

督管理，但目前只在《勞動法》和《社會保險費征繳暫行條例》中

作了原則規定，具體監管依據只是部門規章和規范性文件，法律層

次很低。

2. 基金監管人員專業素質較低

目前社會保障基金監管人員的專業素質普遍較低，影響了監管

的效率和監管的權威性。社會保障基金的監管以行政監管為主，由

于政府行政管理部門事情繁雜較多，監管人員又缺乏相關的社會保

障基金專業知識和相關法律常識，而且社保基金管理工作本身又具

有業務復雜、資金量大、牽涉部門多等特點，這就使得監管不到位，

甚至會出現監管效率低下和監管真空。

三、我國社會保障基金投資運營的對策分析

（一）拓寬社會保障基金的籌資渠道

1. 建立納入財政預算的籌資主渠道

事實上，政府只能履行有限的社會保障基金籌資責任，如果僅

僅采取安排滿足于一時一需的財政支出方式顯然是不夠的。要從根

本上解決問題，只有通過立法的途徑，在相關的法律條文中應規定

我國各級財政每年必須安排社會保障基金支出預算，將合理調整財

政支出結構作為籌集社會保障基金的主渠道，以保證社會保障基金

具有穩定、可靠的來源。至于納入財政預算后具體的支出途徑，可

以通過股市變現部分國有資產，從各省行政事業性收費中提取一定

比例資金等都是可以探討的方式。

（二）積極有效的實行多元化投資戰略

在廣泛利用組合投資的今天，穩妥性產品是現階段在投資品種

的選擇上的首選，但是應當嘗試著創新其他的投資工具，比如社會

保障基金可以投資到電力、石油、通訊、鐵路、高速公路、港口等

基礎建設項目，或者可以購買其經營權或使用權若干年，在經營或

使用的期限內收取有關費用或將約定的收益率作為投資回報。這些

項目具有資金需求量大、投資回收期長，但投資回報率較高而且較

為穩定、風險小的特點，而這些恰好符合社會保障基金可以長期使

用但必須低風險運作的特點，可以為社會保障基金贏得較高的投資

回報。

（三）構建和諧穩定的投資運營環境

社會保障基金的投資運營需要和諧穩定的環境，只有創造出健

康、完善的投資環境才能防范和降低各種風險的發生，從而促進社

會保障基金趨于平穩的運營。因此，我國應從以下幾個方面來改革

和完善投資運營環境：第一，應當將社會保障部門的基金管理和運

營職責分開。社會保障管理機構和社會保障經營機構必須分開，只

有這樣才既可以發揮專業性運營機構的投資運營的優勢，又有助于

形成有效的監督與制約機制。第二，大力發展機構投資者，形成一

個托管人市場。在一個自由成熟的資本市場中，托管機構一般由投

資銀行和專業基金管理公司擔當，而商業銀行和保險公司都不是社

會保障基金首選的投資托管機構。第三，應進一步規范我國債券和

股票的市場環境，鼓勵債券品種多樣化。為此，應該通過相關的法

律法規進一步健全和規范股票、債券市場，為我國社會保障基金的

投資運營創造出良好的外部環境。

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[5] 胡英，《我國社會保障基金投資運營研究》[D]，長春：吉

篇12

房地產投資信托基金（Real Estate InvestmentTrusts，以下簡稱“REITs”）是海外成熟證券市場普遍存在的一種專門投資于出租型成熟商業房地產資產的基金型投資產品，其產品投資特性介于傳統股票與債券之間。迄今為止，海外證券交易所已有上千只REITs上市交易。為了滿足投資者多樣化需求，我國正在積極研究REITs產品可行性與方案設計。不過，我國股市投資者歷來有偏好新股或新產品的傳統，新股上市首日眾多投資者趨之若鶩，市場波動劇烈（平均為300%的漲幅）；再如，首批上市（1999年）的封閉式基金交易異常活躍，以基金金泰為例，上市首日漲幅達39.6%，換手率達43.68%，在隨后的20個交易日內有6個交易日漲停。在這種背景下，REITs在滬深交易所上市后價格走勢如何變化、投資者對REITs的交易行為如何、REITs產品上市后市場波動如何？需要我們去認真探索。

本文研究目標包括兩方面：其一，對REITs 產品上市后可能市場交易進行分析；其二，考察論證如何有效避免投資者盲目投機，特別是防范首只REITs上市后可能的爆炒情況。為此金融論文，本文從以下幾個方面進行研究：

（一）考察海外典型市場REITs上市后的市場運行狀況；

（二）考察我國滬市類似產品的投資者構成及交易行為特點，并重點就1998年基金上市后市場運行狀況進行案例分析；

綜合以上研究結果，我們期望提供具有實踐操作意義的政策建議，以幫助REITs產品在我國滬深交易所順利上市交易。

一、境外REITs產品上市交易對市場影響分析

REITs自1960年在美國出現后，先后在英、法、德等發達資本市場涌現，并獲得了迅猛發展。根據GPR（Global Property Research）全球REITs 指數規模統計，全球證券化房地產市值規模從1984年的280億美元，增加到2007年的11400億美元。REITs產品的平均規模由1984年的2.06億美元增長到2007年的24億美元。

在亞洲市場，繼日本在2001年推出REITs后，新加坡、臺灣和香港等較成熟資本市場也相繼推出REITs。其中，在新加坡證券市場中，REITs在過去的三年里從無到有，發展迅速，市值年增長率達到108％，已經占到其證券市場市值的10％，成為亞洲最大的REITs市場論文提綱怎么寫。香港市場也于2005年11月推出了第一只房地產基金——領匯，并籌得218億港元，超額認購達到130倍。

（一）REITs投資收益及對分散市場風險的作用

作為房地產類投資產品，REITs具有不同于其他產品的收益和風險特征。從收益角度看，根據NAREIT（National Association of Real EstateInvestment Trusts）對1972——2005年期間各類產品投資收益的統計結果，可以發現， REITs 產品與其他證券產品相比年收益率較高，僅次于小盤股，高于大盤股與債券（見圖1）。根據Bloomberg統計，全球REITs（即富時EPRA／NAREIT 指數）從2001年到2006年的年化報酬率為21.09%、年化標準差為12.57%。在此期間，摩根士丹利

資本國際公司（MSCI）世界指數股票年化報酬率為3.72%、標準差為13.92%；花旗集團全球政府債券指數年化報酬率為4.11%，標準差為2.55%。這意味著在諸多產品中，REITs指數的風險調整后收益（Sharp指數）最高，即REITs產品在相同風險下，回報率最高（見表1）。此外，REITs 平均年配息率達5.27%，不僅高于全球債券（4.57%），更優于全球股票（2.18%）。

圖1 各類產品投資收益比較

資料來源：National Association of Real Estate Investment Trusts

表1 各類別產品夏普比率比較（1970-2006）

 

年份

類別

夏普比率

1970-1981

1982-1999

2000-2006

商品

0.3984

0.1654

0.3356

REIT指數

0.2577

0.4742

1.392

國際發達股市

0.0841

0.4809

0.0911

美國股市

0.0301

0.7381

-0.0806

美國固定收益市場

-0.1375

0.8193

0.9032

美國長期國債

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社保基金是社保基金理事會負責管理的國有股減持劃入資金及股權資產、中央財政撥入資金、經國務院批準以其他方式籌集的資金及其投資收益形成的由中央政府集中的社會保障基金。國務院已明確表示：“要逐步提高社會保障基金、企業補充養老基金、商業保險基金等投入資本市場的投資比例”。作為老百姓的“養命錢”，社保基金是維持普通百姓養老保險和基本生計的特殊保障基金，其資金的去向和使用將關系到每一位老百姓的切身利益。盡管目前社保基金的規模已經達到1000多億元，但面對老百姓不斷增加的保障需求還是捉襟見肘。為了讓成千上萬的社保基金“活”起來，在遵循基金投資原則的基礎上，尋求最佳投資組合以提高基金的運營收益率和抗風險力。

1社保基金投資的基本原則

社保基金的投資運營與一般的資金投資運營行為的目的是一致的，即獲得收益，實現基金的保值增值，社保基金投資必須遵循以下原則：

（1）低風險原則。低風險，即保障社保基金投資的安全性，這是基金進入貨幣市場的最基本條件。只有切實保障基金的安全，才能保證受保人員按時足額領取保障金。因此，社保基金投資必須認真進行調查研究和科學分析，預測確定一種適度的風險與收益的標準，并嚴格遵守此標準選擇投資對象、方式，進行投資分類和組合。

（2）盈利性原則。社保基金的投入，既要保值又要增值。在選擇投資品種時，沒有收益是不予考慮的。在實際投資決策中，只有當投資回報率大于通貨膨脹率，基金的保值目標才能實現。否則，僅能起到消除基金貶值的作用。

（3）社會性原則。社保基金投資是政府的一筆大規模的支出，這筆支出首先應講求社會效益，必須有利于國民經濟的增長，有利于整體經濟的結構優化，有利于社會的長期發展進步。否則，收益再高也不允許投資。

（4）高流性原則。社會保障的支付具有連續性，不能延緩，因此要求基金投資具有高流動性。在具體的措施上，可對投資進行事先預測，留足資金和一定的短期支付使用，對中長周期進行統籌安排，使其資金在應付日常支付前提下充分發揮效益。

2社保基金投資環境分析

要作出正確的投資決策，投資者需要對金融市場的收益、風險及以后的發展趨勢做出理性判斷，還要綜合考慮當時的政治環境等因素。近年來，我國社保基金投資無論是市場環境，還是國家政策環境都在不斷調整和完善。但總體上仍存在投資愿望和投資環境的矛盾。

2.1負利率造成社保基金進行銀行投資時的隱性貶值

負利率就是物價指數（CPI）迅速升高，導致銀行存款利率實際為負。2004年央行《貨幣銀行執行報告》指出，2004年同比價格上漲的遞延效應為2.2%。說明2004年即使沒有任何新的漲價因素，全年物價上漲也會達到2.2%。考慮到20%利息所得稅和物價上漲因素，按目前一年期存款利率1.98%計算，則實際利率為-1.616%。因此，一向秉承“安全至上，保值增值”理念的社保基金，也無法避免負利率時代所帶來的效應。

2.2金融市場的高風險性

社保基金投資是典型的風險厭惡型投資。我國資本市場建立不到20年，國債市場規模小，品種單一；企業債券市場仍未得到發展；股市尚不成熟，股價大起大落；證券投資基金投資規模小，風格不明，運作欠理性，甚至存在“黑幕操作”。統計資料顯示，我國股票與GDP的比率僅為20%左右（按總股本而非流通性股本計算），債券與GDP的比率僅為11%左右，而發達國家通常為75%左右。因此，中國股市風險大大高于西方成熟股市的風險。

2.3國家政策對社保基金投資的影響

國家政策對社保基金投資的影響主要表現在國家投資銀行利率的調整、資本市場的系統風險、投資品種的選擇、組合以及投資渠道、程序的選擇。目前我國社保基金投資仍存在超比例大額持有現象，社保投資內部機制及投資程序仍要進一步規范。當務之急是建立健全社保基金投資的風險防范機制，制定完善的保險資金風險控制制度。

3社保基金的投資渠道分析

《社保基金投資管理暫行辦法》第二十五條規定，社保基金的投資范圍限于銀行存款，買賣國債和其他具有良好流動性的金融工具，包括上市流通的證券投資金、股票、信用等級在投資級以上的企業債、金融債等有價證券。下面就目前我國社保基金的主要渠道銀行存款、債券投資進行一般性分析。

3.1銀行儲蓄存款生息

儲蓄存款生息，是指社保基金的專門機構將社保基金的結余全部或者部分采取活期存款、定期存款、大額定期存款及保值儲蓄存款等形式存入國家銀行或地方銀行，按國家規定利息收取。這種投資方式最大的特點是無風險、安全可靠，具有完全的資產流動性。在我國目前實際收益率為負值的情況下，政府采取以下政策措施：第一，存入銀行的社保基金給予保值補貼和加上一定的增值補貼，如我國規定，對存入銀行的社保基金給予優惠的政策；第二，國家嚴格控制物價上漲和銀行利率的比率；第三，現行的單利計算方式改為復利計算方式。國家如果能做到這一點，不失為一種有效的投資方式。

3.2有價證券投資

有價證券投資，是指運用社保基金購買國家債券、企業債券、股票等各種有價證券。債券是一種按期取得固定利息并到期收回本金的債務憑證。它一般分為國家債券和公司債券，國家債券是國家舉借債務的借款憑證，例如國庫券、專業銀行發行的國家建設債券、專業銀行發行的金融債券、國家重點企業發行的重點企業債券、地方企業發行的地方企業債券等等。由于債券利率事先固定，可以獲得固定的、高于利率存款的預期收入，由政府發行，財政作擔保，信譽安全性強，在急需用款時，變現能力強，因此它是社保基金投資的有效形式之一。

股票是股份公司發給股東作為已投資入股的證書和索取股息的憑證。依享有分紅權利的不同可分為優先股票和普通股票，前者根據事先規定的利率取得固定的股息；后者的股息隨企業贏利的多少而增減。持有者可以把它作為買賣對象或抵押品的有價證券，并享有利潤分紅的權利；其優點是利潤比較高、流動性強，在通貨膨脹時期易保值。缺點是沒有政府、財政、銀行作后盾，承擔經營風險比較大，但是在股票市場比較完善的國家，這種投資項目是保險業最大的投資項目之一。

為保證投資的可靠性，需要采取一定的途徑與方法對企業的資金償還能力、現有經濟效益做詳細的調查分析，然后作出決策或者選擇那些有擔保、有信譽的企業，力爭獲得最大的收益。但其中有些操作性的技術，應注意的是對行業企業債券的選擇，即采取分散風險的策略，“雞蛋不要放在一個籃子里”，這也要求投資者善于識別風險、分散風險。總之，社保基金投資要集中管理與分散使用相結合，既有利于決策機構的統籌安排；又利于保證基金的安全。

4社保基金投資組合分析

4.1加大證券投資比例

在收益、風險、流動三者的關系中，基金的投資收益與風險正相關；投資資產的流動與收益負相關。在確保贏余資金流動的情況下，根據各類投資方式在一定時期內的收益率及其穩定性，將這幾種投資進行有機的組合，尋找出一組收益率高而且穩定性較好的基金投資組合方式，或者進行分期、分組、分類的分散投資組合。假定2005年社保基金大致有1700億元人民幣進行投資，選擇的范圍是年利率為0.06的無風險資產和預期收益率為0.14、標準差為0.20的風險資產，應當如何將1700億元人民幣在這種資產之間進行分配才能取得更大的收益呢？從兩種模型進行分析：

（1）銀行存款與單一證券資產的投資組合。組合收益率E（R）用公式表示為：

E（r）=wE（rs）+（1-w）rf=rf+w[E（rs）-rf]

其中，E（rs）為證券資產的預期收益率，rf為銀行存款利率；w為投資于證券資產的比例；1-w為銀行存款的比例。

則本例中的投資組合收益為：

E（r）=0.06+(0.14-0.06)w=0.06+0.08w

當投資組合是由證券資產和銀行存款構成時，投資組合的標準差δ是證券資產的標準差δs與其投資比重w的乘積，用公式表示為：δ=δsw=0.2w

將投資組合標準差代入預期收益率公式得到收益-風險關系式：E（r）=0.06+0.4δ

（2）以證券1、2構成的組合替代單一證券。

w1=

■，w2=1-w1

將數據代入，得到證券最優組合由69.23%的證券1和30.77%的證券2組成。其收益率和標準差為：

E（r1）=0.122；δ1=0.146

證券1與無風險組合的風險—收益直線由以下公式表示為：

E（r）=rf+w[E（r1）-rf]=rf+[E（r1）-rf]δ/δ1

=0.06+(0.122-0.06)δ/0.146=0.06+0.42δ

可以看出，采取分散式復合投資所得到的收益（0.42）要大于單一的投資組合得到的收益（0.4）；從兩式中我們也可以看到投資組合所得到的收益與所承受的風險成正比，但從我國證券市場前景和我國經濟發展趨勢及國際經濟環境因素來看，在風險控制允許的范圍內，應適當加大風險投資力度，有利于提高基金的整體性收益。為了達到相對風險很小而實際收益最大的目標，在實際的組合中根據具體情況調險投資比例，這是保值增值的關鍵。

4.2開辟國外市場

下面討論一種國內低風險的資產投資與國外高風險的投資組合問題，其公式為：

Rm=α·R外股+β·R外債+λ·0.0198/12

其中，R外股為國外綜合指數月收益率，R外債為國外成分指數月收益率，0.0198/12為一年期利率結算的月利率作為無風險收益率，α、β、λ為各投資資金的投資比例。