基金收益率论文范文

基金收益率论文范文第1篇

养老保险是社会保险的最为重要的组成部分，从比重上来看，目前养老保险基金占社会保险基金的90％以上，如1996年社会保险基金结余达610亿元，其中养老保险基金结余为578亿元。据统计，1995年全国基本养老保险基金收入950．06亿元，支出836．47亿元，当年结余113．59亿元，历年滚动结余429．8亿元。从基金的运用来看，银行存款251．6亿元，占58．54％；购买国家债券90。5亿元，占16．58％，动用59．4亿元，占13．83%。1996年全国基本养老保险基金收入1171．76多亿元，支出1031．87多亿元，历年滚动结余578．56亿元。1997年全国基本养老保险收入1337．9亿元，支出1251．3亿元，当年结余86．6亿元，历年滚动结余675．25亿元。从对社会保障实行部分积累的基金模式改革以来，资金积累逐年增多，养老保险基金如今已成为一笔巨大的资金，它的投资运用状况不仅决定社会养老保险能否进行下去，而且可以影响我国的基本建设及资本市场。

1997年7月16日《国务院关于建立统一的企业职工基本养老保险制度的决定》中规定：“基本养老保险实现收支两条线管理，要保证专款专用，全部用于职工养者保险，严禁挤占挪用和铺张浪费。基金结余额，除预留相当于2个月的支付费用外，应全部购买国家债券和存入专户，严格禁止投入其他金融和经营性事业。”

由以上可以看出，根据规定养老保险基金只能存入银行或购买国债以保值增值。然而，这两种方式都无力达到保值增值的目的。首先从银行存款来看，在1985—1995年的11年间，银行存款一年期定期整存整取加权利率低于当年通货膨胀率的就有7年(1985，1987，1988，1989，1993，1994，1995，详见表1)，保值都谈不上，更无法增值。然后再看国债，由于国家债券品种较少，收益率虽一般高于同期银行存款利率约一个百分点，但因缺乏完善的二级市场反而不如银行存款有吸引力。养老保险基金的运用现状也说明了这一点。如1994年养老与失业保险基金累计结余额为376．99亿元，其中购买国债仅81．98亿元，占结余额的21．74％；1995年我国国债年末余额3300．3亿元，而当年购买国债仅90．5亿元，仅占当年基金结余额的16．58％。国债品种偏少，收益偏低是其主要原因。而且相对通货膨胀，国债的保值能力令人怀疑。以国库券为例，在1985—1995年的11年间，国库券收益率超过当年零售商品价格指数的只有5年，其他6年(1985，1988，1989，1993，1994，1995)国库券的收益率均低于物价上涨率(详见表1)，可见养老保险基金用于购买国债也难以保值增值。

资料来源：根据《中国统计年鉴》有关数据整理得出；银行存款利率数据来自(1)周忠明，戴文桂．实用利率知识．南京大学出版社，1992．(2)中国人民银行计划资金司．利率实用手册。中国金融出版社，1997．P41—42。

注：①为消除复利与单利对计算结果的影响，本文取一年期数据，而不是看上去更高的较长期限的以单利计的数据(一年期利率复利计算后实际收益率不低于相同期限的较大数据的单利的实际收益率)。

②1990年1月1日至4月15日，年利率为11．34％，4月16日至8月21日，年利率为10.08％，8月22日至12月31日，年利率为8．64％，9．99％为其加权(以天数为其权效)平均年利率，本表括号内数据均为加权平均年利率。

②一年期利率按复利计算得出，其中1979年取3．96％，1981年为5．04％，1982年为5．58％，1983，1984年均为5．76％。

总体分析，目前由于我国养老保险基金投资运用的途径所限，基金的收益率偏低，这一方面使基金呈逐渐贬值的趋势，另一方面使得目标替代率(我国目标替代率的确定以养老基金收益率等于工资增长率为假设前提)无法实现，从而动摇我国社会养老保险制度。从表1可以看出，养老保险基金的收益率远低于工资增长率，个人账户实际积累额达不到目标积累额，如不及时调整养者保险基金的投资组合，提高收益率，我国的养老保险在不久后将陷入“被迫提高缴费率——企业不堪重负，个人无力投保——养老保险制度崩溃”的危机之中。

二、调整机构：提高我国养老保险基金投资收益率的前提

1．调整机构的总体构想

从我国养老保险基金运用现状可知，其运用途径仅限于存入银行和购买国债，收益率低而且由基金所有者直接运用养老保险基金，在生产关系高度发达、生产分工日益精细的今天已经力不从心。故基金所有者委托基金运营者基金投资运营业务显得十分迫切和必要。为此我们有必要引入委托一关系来分忻提高养老保险基金收益的切实途径。

以前我国养老保险基金的运用仅限于购买国债和存入银行，根本不需要专门的投资机构。而将委托一关系引入养老保险基金投资，首先应从调整机构入手。

鉴于我国尚不具备专门的养老保险基金的投资机构，而且资本市场合适的投资工具的数量有限，养老保险基金营运增值的渠道亦受到限制。调整机构不应是局部的修补，而应是全局性的变革(参见图1)”

首先我们对我国城镇养老保险制度改革作一简要历史回顾。我国是从1984年国有企业推行退休费社会统筹开始的。近年来这千变革取得了三次重大进展。一是1991年6月国务院了《关于企业职工养老保险制度改革的决定)，明确实行养老保险社会统筹，费用由国家、企业、职工个人三方负担，基金实行部分积累。二是1995年3月国务院了《关于企业职工养老保险制度改革通知》，明确基年养老保险费用由企业和个人共同负担，实行社会统筹和个人账户相结合的制度，并逐步形成包括基本保险、企业补充保险、个人储蓄性保险的多层次养老保险体系。三是1997年7月国务院的《国务院关于建立统一的企业职工养老保险制度的决定》，有效地解决了基本养老保险制度不统一和管理的分散化等问题，适应了建立社会主义市场经济体制的要求，适应了社会保险走向法制化相加强宏观调控的需要。

1997年的这次统一改变了养老保险群龙治水的混乱局面，有效地解决了政了多门、管理费用高等问题。新成立的劳动与社会保障部(以下简称劳社部)作为全国性的社会保险管理机构，行使着养老保险基金所有人的职能，亦即担负着基金法人主体的角色。劳社部作为社会保障的最高权力机关，肩负着养老保险的行政管理和事业管理的双重责任。前已述及，劳社部缺少投资专家和系统的投资学知识，直接投资必然要成立自己的投资机构，加大基金的管理成本。而直接利用资本市场中的专门投资机构，既能有效地转移风险，也有别于节省成本。委托专门机构投资可以增加服务的竞争性，增加管理的透明度。

这样，养老保险基金投资所面临的基本问题之一是如何选择适当的投资人。可供养老保险基金法人选择的投资机构主要是资本市场的金融中介机构，如银行，保险公司，信托投资公司，证券经纪公司等。而在我国，由于金融市场尚不发达，为有效降低养老保险基金的投资风险，宜运用大的银行，保险公司等合资入股的方式组建股份制非银行金融机构——社会保障基金管理局(AdministrationBureauofSocialSecurityFunds／ABSSF)(以下简称为社基局)作为养老保险基金的专门投资者，该局可作为国务院直属的与光大、中信集团并列的单位，属于有限责任公司，完全实行企业化运作，自主经营、自负盈亏、独立核算。社基局实行董事会领导下的总经理负责制，并可以根据各地的养老保险基金的规模，在全国经济活跃、养老保险基金结余较多的省设立分支机构，直接协调该省养老保险基金的运作。经济欠活跃、养老保险基金规模较小的西部地区，可以考虑在西安、成都等经济中心城市设立分文机构，负责几个省的基金运作，以节省不必要的设立新机构的开支。同时，在社基局内设立监事会。作为社基局的监督机构，监督资金使用状况和资金经营状况，但不干涉社基局的具体业务。当然因社基局的股东系大的银行及保险公司等，经济实力雄厚，投资经验丰富，一般不会有因营运不善而破产之虞。

此外，为确保养老保险基金投资及养老保险各项管理工作顺利进行，可以考虑成立社会保障行政监督委员会(以下简称行监会)和社会保障社会监督委员会(以下简称社监会)。行监会由政府审计、监察部门牵头，有财政、银行、劳社部等机构的人员参加，挂靠于审计部门。社监会由人大、工会牵头，吸收企业代表、职工代表、民主人士和专家参加，挂靠于各级人大常委会。两大监督机构的职责都是负责监督包括养老保险在内的社会保障政策制定、执行和基金的运营。两个监督委员会与社基局的监事会从内外监督社基局，确保养老保险基金保值增值和社会保障事业顺利进行。

养老保险基金事关全国企业职工衣食住行，国家政策理当扶植，可以考虑效仿农业发展银行的操作，成为社会保险银行(BankofSocialSecurity／BOSS)(以下简称社保行)，作为支撑全国社会保障事业的专门性政策银行，并按照人民银行的机构设置在上海、广州、西安、南京、天津、成都、武汉、济南、沈阳等地设立分行。养老保险基金用于存款的部分可存入该银行，并给予养老保险基金较优惠的利率，并按复利计息，对养老保险基金存款给予保值贴补，社保行在无力支付贴补额时可由财政弥补亏损。养者保险基金收益率较高时，可从其超过当年通货膨胀率的部分中按一定比例提取养老保险投资风险准备金，该准备金存入社保行并享有优惠利率。中国人民银行对社保行运用养老保险基金存款发放贷款的利息收入，应该减免营业税，为社保行给予养老保险基金优惠利率提供实际支持。用养老保险基金购买国债，虽然其回报率一般高于银行存款，但在通货膨胀盛行的今天，至少应对这一部分国债给予保值贴补。可以考虑由社保行发行特种国债，专门由社基局用养老保险基金认购，并给予较高收益率。出现意料之外的高通货膨胀时，给予保值贴补，确保养老保险基金保值。社保行的利润可用于支持与养老保险密切相关的事业，如社基局的办公设备的添置等。

2．委托一的博弈分析

基金所面临的最大问题是如何保证这些投资机构能够按照基金所有人的投资意愿或策略行事，这里牵涉到委托一关系中的几个基本问题。一般认为，存在信息不对称的委托人和人之间要达成对双方有约束力且有效的合同，需满足以下三个基本条件：(1)人以行动效用最大化原则选择具体的操作行动，即所谓激励相容条件；(2)在具有“自然”干涉的情况下，人履行合同责任后所获收益不能低于某个预定收益额，是为参与条件；(3)在人执行这个合同后，委托人所获收益最大化，采用其他合同都不能使委托人的收益超过或等于执行该合同所取得的效用，是为收益最大化条件。

但是，在委托一合同不完善时，有四个难以克服的困难，使劳社部与社基局的委托一存在潜在的风险。一是利益不相同。社基局为了追求自身利益最大化，有时会采取短期行为或过于冒险的行为。二是责任不对等。人掌握着养老保险基金的经营权，但只承担有限盈亏责任，作为委托人的劳社部失去了基金的经营权，却最终承担盈亏责任。这种责任的不对等，使得人可能不负责任地决策。第三是信息不对称。由于人的信息优势，以及获取信息的边际成本是递增的，掌握基金经营权的社基局既有动机又有可能欺骗委托人(劳社部)，而且委托人还很难监督和约束人。第四是契约不完全。在不完全的合同下，人总有空子可钻。强化委托人对人的激励机制，将使人经过收益成本比较后，自觉地按照委托人的意愿行事。假设委托人的目标函数为Y＝Y(x)；人的目标函数为：X=X(a，W)，a为人的决策变量，可代表他的努力程度。W为不受委托人、人控制的外生随机变量。这意味着人的经营好坏由其努力程度和外界不确定因素共同决定。1996年诺贝尔经济学奖得主莫里斯(Mirrless)指出：如果W具有一定的边界，即W对x的影响是在一个可观测的区间里，即便信息不对称，委托人可以通过事前的警告或鼓励，使人不会选择较低的努力水平，并且使委托人、人均获得满意的收益水平。

资本市场不发达时，市场上可供选择的投资工具少，而且风险不易分散和转移，此时政府多采取严格的控制措施，对养老保险基金的运用规定途径及比例。如果资本市场是发达的，人主要将养老保险基金采取三种投资方式：一是通过某些形式的延期年金政策向保险合同支付保险费，即将养老保险基金用于购买寿险保单。二是把基金会成员的缴费转移进某种资产的组合，这叫做“分离基金”。三是与其他的基金结合投资于一个单独的资产组合，这叫作“共同基金”。事实上，成功的人会寻求以上三种投资形式的一定比例的组合。

假定社基局通过权衡比较，能够选择其中最为有利的一种投资方式，又假设养老保险基金仅存入银行和购买国馈会贬值，净收益为-10，设自然的状态有好与不好两种，由于我国宏观经济定势良好，好的状态出现的概率为0．8；设社基局在经营养老保险基金以外，无论如何努力工作所能获得的最大收益为40、而努力工作需要支付20的成本，其净收益为20。在委托一关系中，基金所有人与运营人有比例分成(为分析方便，本文暂以五五分成为例)和固定收益两种利益分配方式。其支付矩阵如图2：

比例(五五)分成

注：①运营人的收益分布是努力程度与自然的函数。为分析方便，本文忽赂了努力程度一般的情形，假设运营人只有努力和不努力两种策略，努力指运营人殚思竭虑，并总能实现最优投资组合策赂；不努力指运营人仍将基金存入银行和购买国债。两种情况下，运营人付出的劳动分别为20和5。为简化问题，设基金收益在“好，努力”的搭配下为100，“不好，不努力”时为-50，其他两种情形(好，不努力；不好，努力)时均为0。并假设所有人将养老保险基金委托给人后，不从事盈利性的活动，基金收益来自于运营人投资所得。运营人不努力时因合同约束，无暇从事其他盈利活动。

②30＝50-20，20为运营人努力工作的成本。

③-15＝(-10)+(-5)，其中-10表示养老保险基金仅用于银行存款和购买国债时的实际收益，因本文主要研究委托的情形，故在基金不委托专门机构投资而仅用于银行存款和购买国债时，省略了“自然”好与不好的差异。5表示运用养老保险基金于以上两种方式时所进行管理等付出的劳动。

④40＝60-20，经济环境好时努力工作收益为100，运营人支付给所有人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为运营人支付给所有人的固定额，20为运营人努力工作的成本。

可以看出，在图2中的比例分成或固定收益的利益分配方式下，无论自然出现好或不好的情形，只要运营人接受了委托一合同，运营人努力总是好于不努力，即不努力战略相对于努力而言是可剔除的严格劣战略。在固定收益方式下，所有人的收益40大于-15，故“委托，努力”是精练贝叶斯纳什均衡点。在比例分成方式下，由于运营人会选择努力工作，所有人的预期收益＝0．8*50+O．2*0＝40。而且50，0也都大于-15，我们可以做以下结论：无论采取何冲利益分配方式，“委托，努力”是所有人和运营人的必然选择。我们进一步研究可以发现，在以上两钟情形下，运营人的预期收益(指净收益)均为20。然而运营人从事养老保险基金运营以外的工作最多也能获得20的净收益，理性的运营人不一定会接受委托一合同。而且越是风险厌恶的运营人更可能拒绝这一合同。

明智的所有人可以将五五比例分成改为四六比例分成，以提高运营人的预期收益，而所有人仍将获得远远高于自己经营(不委托)时的收益。可以考虑将所有人的固定收益下调为35，使运营人预期收益增加为25。理论上可以进行—九比例分成或将所有人固定收益下调为5或更低，也可以五五比例分成或将所有人固定收益定为40。

到底选择何种利益分配方式，比例或固定收益的确定为多少取决于二者的博弈过程、供求状况以及人的类型。在我国现阶段，养老保险基金所有人是惟一确定的，如果引入竞争机制，产生较多的养老保险基金运营人，则最终的委托一合同的制定会有利于所有人，会形成接近五五比例分成或固定收益为40的合同。在人财务公开且具有相对独立性的情况下，比例分成是委托人与人分享剩余的最有效的制度安排。但是如果社基局(人)是风险中性的，无论劳社部(委托人)对风险的态度如何，固定收益是有效的办法。在商业银行与企业间的博弈过程中，企业也是接受了固定收益的办法，商业银行的固定收益表现为事先约定的贷款利息。通过固定收益的委托一后，基金所有人成功地转嫁了风险，人获得了剩余索取权，此时人极其努力地工作是最优的。对于委托人，尽管由于剩余索取权的分割和部分转让从静态上看使其利益受损，但这较之委托人自理基金的经营业务，仍是帕累托改进。因为，从动态上看，由于人获得了部分剩余索取权，其积极性提高了，运用其专业投资技术，可以增加养老保险基金的投资收益，使委托人获得高于自理时的收益。

基金收益率论文范文第2篇

1．投资渠道狭窄，投资结构不合理。我国长期以来把保持基金的安全性作为首选目标，并对养老保险基金的投资渠道和投资工具进行了严格限制。根据2001年公布的《全国社会保障基金投资管理暂行办法》（以下简称《暂行办法》）的规定，社保基金投资的范围限于银行存款、买卖国债和其他具有良好流动性的金融工具，包括上市流通的证券投资基金、股票、信用等级在投资级以上的企业债、金融债等有价证券。其中，银行存款和国债投资的比例不得低于50％，企业债、金融债投资的比例不得高于10％，证券投资基金、股票投资的比例不得高于40％，且不允许投入高风险高收益的项目。截止到2004年年底，全国社会保障基金资产共分为四大类：第一类为风险小的银行存款，占总资产的39％；第二类为风险较小的债券投资，占总资产的43％；第三类为有一定风险的股权投资，占总资产的7％；第四类为风险较大的股票投资，占总资产的11％。从资产分布情况看，风险较小的投资占总资产的82％，与发达国家和地区主要投资于资本市场的基金投资结构完全不同（见表1）。这种投资安排一方面保障了基金运行的安全性，另一方面也说明我国基金投资渠道过于狭窄，投资结构不尽合理，资产过于集中，长此以往，不仅基金增值目标无从谈起，养老基金的偿付能力无法保障，安全性目标也会受到严重影响。

1．国债和银行存款。这是我国当前最重要的养老保险基金的常规性投资渠道，由于有国家信用的担保，它们在安全性方面较其他投资工具具有明显优势；尤其是国债，它一般可以认为是零风险的，安全性好，利息所得免税，在收益性上优于银行存款，这也是我国养老保险基金投资于国债长期居高不下的重要原因。但是我国现在的国债品种比较单一、期限结构不尽合理、并对利率风险很敏感，收益率也较低。2006年记账式（一期）7年期国债的票面年利率仅为2．51％，远远低于同期银行存款的利率。因此，我国应加大国债改革力度，充分发挥国债在满足养老保险基金安全性上的特殊作用，并且将其比例控制在一定范围内。而银行存款也应只作为短期投资工具满足流动性需要，投资比例更不宜过高。

2．养老金入市。2001年7月，全国社会保障基金理事会参与了中石化A股的申购和配售，业界专家称此举表明我国社保基金已“悄然入市”。2001年底出台的《暂行办法》规定，社会保障基金可以投资于上市流通的证券投资基金、股票及企业债券和金融债券等有价证券，所占投资比例可达50％，这一规定为社会保障基金进入资本市场和商业化运作提供了法律依据。目前，社保基金在国内资本市场的投资额度不断扩大。截至2005年9月底，全国社保基金总资产达1917亿元，投资范围几乎覆盖了中国资本市场所有符合养老金机构投资特点的投资品种，包括企业债、金融债、股票组合、回购组合、稳健组合、指数基金和参股非上市企业等。全国养老保险基金已有1150亿元投资资本市场，占基金总规模的60％。全国社保基金已成为资本市场举足轻重的机构投资者。根据国外经验，谨慎地放宽养老金的股票投资限制，是提高养老金投资收益、保证其增值的重要途径。我国资本市场的建立和发展只有10年左右的时间，市场运行不规范，监督管理不到位，市场风险大大高于西方成熟股市的风险，且资本市场发育不完全，可供养老保险基金选择的投资渠道和投资组合种类少。因此，我们可参照国际惯例，采取由少到多、逐步推进的战略，允许养老金在控制风险的前提下，有条件、有步骤、有限度地进入证券市场，主要购买风险小、收益稳定的证券投资基金或新股。待条件更加成熟以后，再允许养老保险基金参与股票投资、信托投资、实业投资、不动产投资以及股指期货和股指期权等衍生金融工具。

3．加大国家基础设施建设资金的投入力度。我国正处于经济建设高速发展的时期，尤其是随着“十一五”规划纲要的制定和实施以及建设社会主义新农村战略的实施，基础设施建设急需大量资金，这为养老保险基金开辟了新的广阔的投资渠道，可以为养老保险基金提供固定的资金存变量和长期稳定的收益。但是，我们这里说的将社会保障基金转入国家长期基础建设并不等于购买国债，因为购买国债的结果是基金投资的项目决定权仍然掌握在政府手中，而经验表明，大部分由政府主管的基础设施建设效率极低，容易造成浪费，这对于安全性要求非常高的社会保障基金来说是致命的。因此，合理的做法是10家基金管理公司将基金直接或间接地参与到基础设施建设的整个过程。笔者认为，养老保险基金投资要重点关注电力、通讯、交通、能源和农村基础设施建设等项目，这些项目的特点是建设周期长，规模巨大，投资回收周期长，且有国家政策资金的优惠，所以投资收益不仅一般要高于其他行业，而且具有稳定性，投资风险较低，能够同时满足基金对安全性和收益性的要求，应该成为今后我国养老保险基金投资的重要发展方向。

4．国际投资。由于受信用风险、外汇管制、产业分布及养老金投资法规等因素的影响，大多数国家养老金都是在上世纪70年代以后才开始涉足国际投资的。在1970年，只有英国和荷兰的养老金把少量的资产投资于境外。随着全球资本市场的发展，出于分散风险和获得更高利润的需要，各国纷纷加大了养老金投资于海外市场的比例，主要是投资于海外股票和债券。在一份美国退休金的投资动向的调查中表明，1992－1995年间，投资增长最快的是国外股票，增长了2．3％，而同期对本国股票的投资只增长了0．5％。1998年，英国养老基金资产中18％为国外资产，法国为5％，德国为7％。在发展中国家中，2003年智利养老基金国际投资的资产比重已上升至18％。政府计划在两年内将国际投资比例的上限从20％提高到30％。而秘鲁已经将养老基金海外投资比例的上限从10％提高到20％。这些数据表明，海外投资已经成为国际上养老金分散投资风险、提高投资效益的重要途径。结合我国的现实情况，虽然证券市场的回报率较高，但是我国的证券市场起步晚，投机性较强，风险大而收益率不稳定，因此，在保障基金投资安全的前提下，我国应积极稳妥地将一部分养老保险基金投资于海外，提高资产的整体收益率。

（二）明确投资主体，提高投资效益

社会保障基金属于社会性公共基金，应由社会自治性机构组织管理，避免各级政府及任何机构对社会保障基金的影响和干预。而我国当前的投资机构主要是全国社保基金理事会，因此应根据所有权与经营权分离的原则，采取委托经营方式（基金管理中心不直接进行投资），通过竞争，明确经过基金理事会资格认定的高资信、高效益的基金管理公司或银行的投资主体地位，使全国社保基金理事会逐步退出投资领域。同时，由于养老保险基金规模大，是老百姓的“养命钱”，对安全性、流动性和盈利性都提出了较高的要求，因此有必要考虑通过市场化的竞争机制，专门成立养老保险投资银行。为避免重复投资，国家应对养老保险投资银行的投资工具、投资收益和投资渠道有一个不同于现有基金管理公司和一般性商业银行的规定，并在税收政策等方面予以优惠，以促使其努力开发新型投资工具，积极吸引国内外优秀的投资管理人才。还可以考虑引进外资，与发达国家有经验的投资机构联合，扩大海外投资的比重，从而在根本上提高我国养老保险基金的整体投资效益。

（三）加强制度设计，提高统筹层次，降低运行成本

针对当前养老保险基金区域分割和行政干预严重的现状，我们应加强制度设计的力度，协调关系，建立养老保险基金垂直管理体系，统一管理，统一分配，提高统筹层次。养老保险基金省级统筹正是我国当前努力建设的一项制度。劳动和社会保障部部长田成平于2006年1月13日透露，目前，全国已有12个省份实现和基本实现养老保险省级统筹。提高统筹层次，能够在更大范围内实现各地区缴费基数、缴费比例和享受待遇标准的统一，加大基金调剂功能，消除参保职工跨地区流动的障碍。同时，通过减少管理环节和管理层次，建立风险分担和权利制约机制，可以实现集中管理，避免“隐性债务”的进一步增加，减少中央财政的压力，降低基金分散管理的风险。同时，有利于打击挤占挪用基金和骗保冒领的行为，维护基金安全。在推行省级统筹的过程中，要注意调动市县两级政府的积极性，建立有效的省市县三级责任分担机制，做到责任明确，各尽其职。

（四）强化对养老保险基金投资的监管

一是要在《暂行办法》基础上尽快出台《社会保障法》和《社会保障基金投资法》，对基金投资主体、投资结构、投资方向、收益程度、风险管理等做出规定，使基金投资及其监管和保护有法可依。二是建立养老保险基金投资监督机制。在中央和省一级政府设立养老保险基金投资监督委员会，由劳动和社会保障、财政、审计、纪检等有关部门参加，保证养老保险基金的投资监管。三是建立养老保险基金投资风险准备金机制。从各种投资机构的投资收益中按照一定比例提取风险准备金，一旦遭遇大的投资风险，养老保险基金支付出现困难时，由投资风险准备金给予暂时弥补。风险准备金可委托中国人民银行管理，并由国家给予优惠利率。

从2006年1月1日起，我国养老保险基金个人账户的规模统一由本人缴纳工资的11％调整为8％，参保人员每多缴一年增发一个百分点，上不封顶，这一方面有利于形成“多工作、多缴费、多得养老金”的激励约束机制，另一方面也对养老保险基金的保值增值提出了更高的要求。根据《2001－2004年全国社会保障基金年度报告》显示，四年间我国养老保险基金投资按成本计量方法核算的收益率分别为2．25％、2．75％、2．71％、3．32％，2005年养老保险基金投资回报率也仅为3％左右，略微高过近5年的通货膨胀率，远远低于发达国家10％左右的收益率。如此之低的收益率，要应对人口老龄化危机的提前到来以及自然通货膨胀率的影响，保障职工退休后的基本生活，就显得有些捉襟见肘。因此，如何提高我国养老保险基金投资的回报率，是当前必须着力解决的重大课题。

参考文献：

［1］沈谭晨，丁芳伟，高莉，王青山．社会保障基金的投资多元化［J］．卫生经济研究，2002，（5）．

［2］胡莹．社会保障基金的投资运营机制探讨［J］．甘肃政法成人教育学院学报，2005，（1）．

［3］刘磊．社会保障基金有效投资的分析［J］．吉林财税高等专科学校学报，2002，（2）．

基金收益率论文范文第3篇

关键词:债券型基金;业绩;资金净流入

中图分类号:F830.9文献标识码:A文章编号:1003-9031(2010)05-0031-03DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2010.05.08

一、引言

与封闭式基金不同,开放式基金具有开放的份额机制。此机制允许投资者根据基金业绩的表现自由申购和赎回基金,在一定程度上把基金投资者和基金管理者的利益紧密地联系一起,解决了封闭式基金中存在的委托人人问题。如果某一基金业绩好,投资者会踊跃申购该基金,从而带来基金规模的扩大和基金管理者管理收入的增加。反之,如果某一基金业绩变差,投资者也会相应地自由赎回该基金,导致基金规模的缩减以及基金管理者管理收入的减少。

国外对基金资金净流入与基金业绩关系的研究一致表明,基金的历史业绩与资金的净流入呈正相关,即基金前期良好的业绩能吸引本期资金的净流入,从而为基金公司带来利益。Spitz(1970)在研究了美国1960-1967年二十只共同基金的业绩和资金净流入关系后,得出基金业绩与资金净流入呈现正相关的结论。[1]Ippolito(1992)研究了1965-1984年143只美国共同基金的业绩与资金流动的关系,按照风险调整后的收益是否大于市场指数收益把基金分为赢家基金和输家基金,发现投资者能够理性地对基金的业绩产生反应,申购赢家基金赎回输家基金,并发现PFR的关系是不对称的,业绩好时资金流入的比例大于业绩差资金时流出的比例。[2]Sirri和Tufano(1998)引入了搜寻成本的概念解释PFR的不对称性问题。与业绩差的基金相比,明星基金更容易被媒体关注,被大众了解。因此,对于同样的业绩增长幅度,投资者往往会把更多的钱投入明星基金,认为此做法节约了搜寻基金的成本。[3]然而,国内的研究却得出截然相反的结论。刘志远和姚颐(2004)发现我国开放式基金存在赎回困惑,即基金业绩的增长导致了基金赎回率的增加,而且基金的净申购并不是出现在基金业绩增长最高时,而是在基金业绩增长最低时出现。[4]陆蓉、陈百助、徐龙炳和谢新厚(2007)研究中国14只股票型基金时发现,中国开放式基金的业绩及资金流动的关系呈负相关且为凹性,并提出收益的稳定性、基金规模、市场利率和股票指数收益率也是影响基金赎回率的因素。[5]郑宇涵、朱波和金钢(2009)使用2004年10月至2008年12月期间债券型基金的数据研究,发现中国债券型基金与股票型基金相同,也存在“赎回困惑”,并把债券基金按投资风格分类,分析了各种投资风格下影响债券基金赎回行为的因素。[6]

本文在对2006年1月至2009年6月的债券型基金数据进行分析后,得出了与郑宇涵等相反的结论,即我国债券型基金并不存在“赎回困惑”,基金净赎回率与基金前期业绩负相关(见图1)。本文分析了影响我国债券型基金赎回率的因素,并针对与现有文献研究结果不同的原因给出合理性的解释。

二、数据和变量的选择

1.数据的选择。本文选择2006年1月至2009年6月共14个季度的14只债券型基金进行分析。债券型基金的分类采用晨星网的分类标准,即不以基金名称或招股说明书进行分类,而是以基金实际持仓量作为分类标准,此种分类方式有利于结论的稳健性。14只基金为2006年1月前发行的所有普通债券型基金。本文所有数据来源于和讯基金网和WIND数据库,计算过程用EXCEL和EVIEWS软件完成。

2.被解释变量。即净申购率,使用资金净流入而不用基金份额来表示净申购率,是因为在基金分红的情况下使用基金份额的计算方法会夸大基金的净申购,使数据失真。净申购率的计算公式为:Flowit=(NAVit-NAVi,t-1(1+Rit))/NAVi,t-1,其中, NAVit=Pit*;Pit为t期末第i只基金单位净值;Qit为t期末第i只基金的基金份额;Rit表示t期内第i只基金的收益率。

3.解释变量。其中包括基金收益率Rit、基金的分红divedendit、Sizeit、基金当期收益率波动性Riskit、股票指数收益率Mit。

基金收益率Rit的计算公式为:Rit=(Pit+dividendit-Pi,t-1)/Pit。divedendit是第i只基金在t期内的红利;此处的Pit是指基金的单位净值而非累计净值,这是因为基金累计净值指基金成立以来的所有累计净收益,不适合在计算基金当期收益率时使用。国外文献结论一致是基金前期收益率的增加能够带来资金的净流入,因此本文假设基金收益率与净申购率正相关。

基金的分红dividendit是指根据行为金融学里的“处置效应”,人们倾向于卖出价格上涨的资产,而持有价格下跌的资产。当基金净值很高时,投资者容易赎回持有的基金。基金的分红降低了基金的净值,因此可预期基金分红额与资金净流入正相关。

关于基金规模Sizeit,Sirri和Tufano(1998)认为基金的规模会提升基金的知名度,降低搜寻成本,从而吸引投资者投资该基金。陆蓉等(2007)发现基金的现金流入与基金前期规模负相关。因此,规模与资金流入的关系是不确定的。

关于基金当期收益率波动性Riskit,收益率的标准差常用来度量资产的风险程度。根据投资者效用函数理论,资产风险的增加会降低投资者效用,从而抛售该资产。因此,可预期基金收益率波动性与资金净流入负相关。用公式表示为:Riskit=σit。σit为第i只基金第t个季度日收益率的标准差,n为该季度基金交易日数。

关于股票指数收益率Mit,根据金融学理论,债券和股票的投资往往具有替代效应。在经济繁荣时,股票投资往往能获得超额收益,资金倾向于从债券流入股票。在经济萧条时,人们因为避险的需要而倾向于卖出股票买入债券。因此,本文预期债券基金资金流入与股票指数收益率负相关。为了避免共线性,模型中未加入债券价格指数。

三、计量模型的建立及结果分析

综合以上分析,可建立面板数据模型为:flowit=c+β1

Ri,t-1+β2Dividendi,t-1+β3Sizei,t-1+β4Riski,t+β5Mit,采用面板数据固定效应分析结果如表1所示。

由以上综合分析可得出以下结论:

1.债券型基金前期收益与净申购率正相关。陆蓉等(2007)得出结论,当期收益与资金流入呈负相关关系,“处置效应”作用明显,投资者赎回了业绩好的基金。与此相反,债券型基金投资者进行了相当理性的选择,买入了业绩好的基金,这与国外主流文献的实证结果一致。

2.股票市场收益率与资金净申购率成反比。这与预期相同,股票市场行情好时,资金倾向于从债券市场流入股票市场,表现为债券基金资金净流出;当股票市场行情发生逆转,资金从股票市场流入债券市场,引起债券基金的资金净流入。

3.前期基金规模与资金净申购率成反比。一方面,基金规模的扩大会引发投资者对于基金业绩下降的预期,引起基金的净赎回;另一方面,基金规模的扩大带来了品牌效应,向投资者传递了一种优质商品的信息,引起投资者申购基金。前一种效应具有更大的作用,表现为前期基金规模的扩大引起基金的净赎回。

4.债券基金的分红并不能带来资金的净申购。与股票型基金的实证结果不同,尽管前期分红变量的系数为正,但不能通过显著性检验。这是因为债券基金的收益率低,分红额少,其不能像股票型基金一样可以持续性的通过大比例分红来吸引资金流入。市场数据也证实了这一点,至2008年以来,尽管债券型基金收益率飙升,但其分红次数却明显下降。

5.收益率波动性与净申购率负相关,但其在5%的显著性水平下不能通过检验。这是因为债券型基金的收益波动率十分小,投资者对债券基金收益的波动性并不十分敏感。

在金融市场中,投资者会更加关注真实收益率而不是名义收益率,下面用扣除了通货膨胀因素的真实收益率替代上文中的Rit作回归分析,在5%的显著性水平下,除了β4变得更显著外,回归结果并没有发生变化,因此回归结果是稳健的(见表2)。

四、关于与国内其它研究结果不同的解释

首先,本文与郑宇涵等(2009)实证结果不同,原因之一是样本选择标准和样本时间段选择不同。本文选2006年1月至2009年6月的数据以2007年10月为中点,基本涵盖了我国股票市场的一个牛熊周期。一般来说,在股票市场牛市时,资金倾向于从债券债券市场流入股票市场。因此,一个对称的样本空间可以更好的解释投资者的行为。

其次,本文与中国股票基金实证结果不同,主要有两个原因。一是债券基金的投资者更为理性。在我国现阶段的资本市场充斥着大量不具备投资知识的“散户”,他们把股票基金当作股票进行买卖,导致股票基金的“处置效应”十分明显。债券型基金收益率低、收益波动性小等特点不能引起散户的投资热情,有利于把很多不理性的投资者排除。二是随着我国资本市场的完善与发展,投资者整体更为理性。2007年股票市场的崩盘使投资者们从狂热的投机热情中冷静了下来,重新思考资产配置与长期投资问题,极大地减弱了处置效应的作用。

五、结论与建议

本文对2006年1月至2009年6月14只债券型基金分析发现,中国债券基金业绩的提高可带来资金的净流入,债券基金中并不存在“赎回困惑”,这说明债券型基金的投资者要比股票型基金投资者更为理性。本文还对影响债券基金资金净流入的其他因素进行深入的分析,发现投资者喜欢购买收益高、规模小的债券基金,而对分红和收益率的波动性并不是特别关注。据此,笔者提出如下建议:一是基金公司应该适度控制基金规模。短期内,迅速膨胀的基金规模可能带来管理收入的暂时性增加,但长期来看,基金规模的扩大会产生巨大的赎回压力,会对基金的管理带来负面影响。二是可试图使用分红的方法吸引资金流入并没有起作用。投资者对债券基金的小额分红基本采取漠视的态度,他们更关注稳定的长期收益。三是基金公司要集中精力努力提高收益。基金收益率是吸引资金流入的最主要的因素,另外降低基金收益的波动性也有助于资金的流入。四是政府应该继续加大投资者教育的力度。理性的投资者用理性的方式进行交易,避免了无谓的市场波动,有利于市场的稳定。非理性的投资者无谓的频繁申购赎回基金,会导致基金经理不能根据资产配置理论最优配置资产,影响基金收益率,理性的投资者对基金行业的发展是极其重要的。

参考文献:

[1]Spitz, A. E. Mutual Fund Performance and Cash Inflow[J]. Applied Economics,1970(2).

[2]Ippolito, R. A. Consumer Reaction to Measures of Poor Quality: Evidence from the Mutual Fund Industry[J]. Journal of Law and Economics,1992.

[3]Sirri, Erik R., Peter Tufano. Costly Search and Mutual Fund Flows[J]. Journal of Finance,1998(53).

[4]刘志远,姚颐.开放式基金的“赎回困惑”现象研究[J].证券市场导报,2005(2).

基金收益率论文范文第4篇

【关键词】货币基金绩效 风险调整收益指标 加权投资组合

一、风险调整收益指标相关理论

目前公认的三大风险调整收益指标陆续被提出。Treynor（1965）提出了特雷诺指标，提倡用单位系统风险的超额收益来评价基金绩效；Sharpe（1966）提出了夏普指标，旨在用单位标准差作为衡量超额收益率的指标；Jensen（1968）提出用资本市场线预期值和实际收益之间的偏差来评估基金业绩，后被称作詹森指数。

本文将在三大风险调整收益指标的基础上，对三大风险调整收益指标公式及运用手法进行分步和结合，提出风险调整收益综合指标，进行对货币市场基金绩效进行实证研究。

二、研究思路

为数据数量的充分性，我们选择了中国2007年前成立的货币市场基金（共计44只）自2007年1季度至2012年4季度的季度收益率作为本次实证研究的样本。同时，我们选择了1年期定期储蓄存款利率作为无风险利率。最后，选择SHIBOR作为货币市场基准组合收益率。而后进行加权投资组合构造，并以2013年1季度至2014年1季度的季度收益率作为观察期，观察组合表现。

本文在根据风险调整收益指标对货币基金进行甄选后，在构造组合时，采取加权形式对于资产组合进行构造。即对于货币市场基金进行组合投资，并且在构造组合时，根据指标的“看好”程度赋予单个基金不同权重，越看好的基金权数越重。权数的具体公式为。

本文中相关数值表示如下：表示有关货币基金的指标；"表示市场基准组合的指标；表示无风险利率；表示样本期，表示观察期；表示货币基金在时期的年化收益率（基金净值增长率）；表示货币基金收益率和市场基准组合收益率的贝塔值；表示货币基金的特雷诺指标；表示货币基金的夏普指标；表示货币基金的詹森指标；表示加权投资组合权数的转置矩阵，=，其中n为甄选出的基金数量。

三、研究结果

根据研究思路，甄选出前10名基金的相关指标、组合权数和观察期内组合收益情况归纳如下表：

四、研究结论和评价

从研究结果中，我们可以得出以下结论：

（1）根据研究原理所构造的加权投资组合和平均投资组合的收益率，都高于一年期无风险利率，符合风险溢价原理。

（2）对于甄选出来的基金，加权投资组合的收益高于平均投资组合的收益，说明，使用风险调整收益指标并进行加权投资的效果，优于仅使用指标甄选进行无差异平均投资的效果。

（3）和研究前预期不同，两种投资组合方式的收益都低于一年期SHIBOR利率，表明研究所使用的基金甄选指标和投资方法的获利低于市场平均获利水平，对此研究小组表示值得在未来继续深入研究。

基金收益率论文范文第5篇

对证券投资基金绩效的评估一直是现代金融理论的一个重要问题。从Markowitz的证券投资组合理论，Sharpe的CAPM以及以此模型为基础的Treynor评估指数和Jensen指数模型，到后来的以Ross的APT模型为基础的多因素模型，都可以看出，对证券投资基金的绩效评估实际上是运用现代金融理论模型对风险资产进行定价的一个典型应用。

国外早期研究投资基金的文献多集中在对基金绩效的估价方面，且大部分经验研究都认为基金的业绩无法显著超过市场指数或相应基准证券组合的收益率。在单因素模型方面，Treynor在1965年发表的题为《如何给投资基金的管理评级》的文章中，他设计了一条旨在反映基金收益与市场收益相互关系的“特征线”，用这条线的斜率反映基金收益对市场波动的敏感性，由此得到一个考虑风险因素、用于不同基金间相互比较的收益率相对指标（后被称为特雷诺指数）。Sharpe在1966年选用34只基金样本，通过计算它们的“风险回报率”（后被称为夏普指数）发现基金平均风险回报率低于利用道琼斯指数计算的市场风险回报率约0.004。Sharpe的结论再次被Jensen在1968年发表的论文《1945－1964期间共同基金业绩分析》所证实，他发现相当多数的基金的α值显著为负。自此，以Treynor、Sharpe和Jensen三个指数模型为代表，大大简化了基金整体绩效评估的复杂性，它们被得以广泛应用并被称为单因素整体绩效评估模型。在单因素模型无法解释按照股票特征进行分类的基金组合的收益率之间的差异时，出现了多因素模型，如Gruber运用四因素风险调整模型计算得出，1985－1994年美国基金业收益率平均比市场加权指数低0.65％。

在对我国证券投资基金进行评估时，对于评估模型的选择还要从我国证券市场的现状和特点出发。Markowitz模型在其假设中隐含了要求证券市场具备强型效率，但我国证券市场与强型效率市场相差较远，而Sharpe、Jensen等单因素模型和多因素模型本身在其假设中对市场效率没有提出过分要求。尽管单因素与多因素模型的假设与实际情况有出入，但只要尽可能将主要因素纳入，模型就会贴近市场，造成的绩效误差就会越小。至于在实证时是选择单因素模型还是多因素模型，国内学者进行了相关研究，结果表明，单因素和多因素模型对当前中国股市都有一定的适应性，但后者的拟合优度较好，应用难度也较大，因素的选择受个人主观判断的影响。对当前我国基金绩效的评估选择单因素模型比多因素模型更为适宜一些。基于以上分析，本文采用单因数整体绩效评估模型对我国12只证券投资基金绩效进行实证分析。

二、数据来源和评价指标说明

1、样本选取。本文选取2000年12月30日前在上海证券交易所上市发行的12只封闭式基金，即基金安顺、金鑫、汉兴、兴和、金泰、泰和、安信、兴华、普润、兴业、同德、汉博，其中前四只规模为30亿元，中间四只为20亿元，最后四只为5亿元，研究时段从2003年1月到2004年3月。本文采用的基金数据为2003年1月到2004年3月的月实际收益率（15个月），基金月实际收益率的计算方法：

式中Rp,t为基金在t月的收益率，NAVt为第t月末的基金净资产，Dt为基金在t月的现金分红。数据主要来源于证券之星（）、《中国证券报》公布的基金累计单位净资产值和华夏福星行情分析系统。

2、市场组合的选择和无风险收益率的确定。一般而言，一个市场指数可以代替市场组合，但由于我国沪、深两市的指数是分开计算的，而证券投资基金的股票或债券组合却包含了沪深两市上的股票和债券，此外，根据《证券投资基金管理暂行办法》的规定，证券投资基金投资于国债的资产比例不得低于20％。因而，无论用上证指数或深圳股指作为市场组合都不适当。本文拟用一个涵盖两市和国债的市场组合，其中40％随沪市变动，40％随深市变动，20％按年收益率4％投资于国债，即有：

式中Rm,t为市场组合月收益率，RHm,t为上证综合指数月收益率，RSm,t为深圳成分指数月收益率。

对于无风险利率，国外通常用一年期的国债利率或银行同业拆借利率来代替，但由于我国尚未实现利率市场化，且债券市场不发达，品种单一，从而本文将用同期一年期的定期储蓄存款利率（1.98％，利息税忽略不计）来代替无风险利率，并将之折现成月收益率。

3、投资绩效指标说明

（1）Treynor指数。Treynor指数是以单位系统风险作为基金绩效评估指标的，给出了单位风险的超额收益。计算公式为：Ti=(Ri－Rf)/βι，其中，Ti为Treynor绩效指标，R为i基金在样本期内的平均收益率，Rf为样本期内的平均无风险收益率。Ri－Rf为i基金在样本期内的平均风险溢酬，βι是i基金的β系数。较大的Treynor指数意味着较好的绩效。

（2）Sharpe指数。Sharpe指数把资本线作为评估的标准，它是在对总风险进行调整基础上的基金绩效评估方式。计算公式为：Si=(Ri－Rf)/σi，式中Si是Sharpe绩效指标，σi为i基金收益率的标准差，即总风险。

（3）Jensen指数。Jensen指数是建立在CAPM测算基础上的资产组合的平均收益，其结果为资产组合的α值，计算公式为：a=(Ri－Rf)－βi(Rm－Rf)，其中α是i基金与市场无关的平均回报率。若α显著为正，说明基金的绩效优于市场；反之，则劣于市场。若α不显著异于0，基金管理人员可根据风险调整投资组合。

Treynor和Sharpe指数均为相对绩效度量方法，能反映基金经理的市场调整能力，Jensen指数为绝对绩效度量方法，表示在完全相同的风险水平下，基金经理对证券价格的准确判断能力。Treynor指数只考虑了系统风险，而Sharpe指数同时考虑了系统风险和非系统风险，即总风险。Jensen指数只反映了收益率系统风险因子之间的关系，若非系统风险并未完全消除，Jensen指数可能给出错误信息。

三、实证分析结果

在样本期内，市场组合的平均收益率为0.0161，标准差为0.0348。从表1可以看出，12只基金中，在样本期内平均收益率为负数的只有基金普润，这说明中国证券业的整体绩效有所提高；高于市场组合收益率的只有基金金鑫、汉兴、汉博，这说明超过市场组合的基金毕竟是少数，而且这三只基金收益率的标准差高于市场组合的标准差。在所有的样本基金中，多数基金（7只）的风险低于市场组合，基金普润的标准差最大，说明其在样本期间的收益率波动最大；基金安信的标准差最小，说明其在样本期间的收益率波动最小。

β系数是用来测度市场风险的，或者说它是风险的相对测度，即个别资产相对于市场证券组合的测度。β系数是基金i对市场证券回报的回归直线的斜率，它表明当市场证券组合的回报每增加1％时，基金i回报预期增加的数量。?系数较大风险较大。β系数>1时，表明基金i的回报波动可能性加大。在表1中，基金普润、兴业、汉博的β系数大于1，说明市场组合每变化1％，这三只基金的回报将平均变化大于1％。大多数基金的?系数分布在0.54－0.85之间，说明各基金管理人在样本期间的运作总体上趋于稳健和保守，表现为各基金的系统风险均普遍低于大盘。

从表2来看，在所选取的12只基金中，只有基金普润的Treynor指数和Sharpe指数为负，说明其业绩是最差的，而基金泰和的Treynor指数和Sharpe指数都是最大的，说明其业绩相对最好。基金普润的Sharpe指数为负，这是因为它的平均收益率为负值。α值是某一时期的真实平均超额回报和已赚取的风险报酬之差，12只基金中有四只基金即安顺、安信、普润和兴业的α值为负，表明这些基金的业绩是劣于市场的，尤其是普润的α值显著为负，说明基金具有较强的投机性，只追求高风险带来的高收益而不关心资本的时间价值，这与其它几个指标得出的结论基本相似。

四、结论

基金收益率论文范文第6篇

关键词：开放式股票型基金；绩效评估；实证分析

中图分类号：F832.48 文献标识码：A

证券投资基金的业绩评价研究在国外始于20世纪五六十年代，从最初基于收益率的指标，经过学者们的研究改进，出现了更多适用性更强的指标与模型，随着理论的不断完善，也催生了一批专业的业绩评价机构。西方学者在现资理论的基础上衍生出的考虑风险的业绩评价指标和体系，主要代表是特雷诺指数、夏普比率和詹森指数。

1965年，Treynor提出特雷诺指数――假设共同基金资产组合的非系统风险被组合完全分散化解，表示基金单位风险的收益。特雷诺指数的结果越大，说明共同基金在非系统性风险分散的情况下业绩越好。1966年，William F・Sharpe对美国开放式共同基金进行了研究。Sharpe提出将基金的收益率和无风险收益率的差与基金总风险的比值作为衡量基金业绩的指标，即Sharpe比率。相比特雷诺指数，Sharpe比率考虑了基金的非系统风险和系统风险。Michael C・Jensen在1968年提出Jensen指数，假设基金的系统风险与市场基准的系统性风险基本一样，以基金收益率与市场基准收益率的差值作为衡量基金业绩的指标，即Jensen指数。当Jensen指数大于零，说明基金取得超过市场基准的收益率，反之则表明没有跑赢市场基准。Jensen指数在研究基金绩效方面得到了广泛的应用。

我国基金诞生较晚，国内学者对基金业绩的关注也不是很多，基本上是在借鉴国外的研究方法的基础上对国内的基金进行研究。目前来说，基金业绩评价的主流方法也就是国外三大比较成熟指标。

一、一般收益指标和风险指标

在最开始衡量基金绩效的时候，一般采用的是基金的净值收益率。基金净值收益率是指在一定时期内基金资产净值的收益与原来资产净值的比率，基金净值收益率越高，基金的业绩越好。基金净值收益率为：

R=×100% 公式说明：R，基金净值增长率；NAVt，NAVt-1，期末期初基金单位净值；D，单位基金分红。

在考查风险的指标中，一般常用的就是标准差，β系数。

标准差是衡量基金业绩收益率相对于基金业绩平均收益率偏差的指标。基金的收益率波动越大，说明基金的业绩越不稳定。标准差越大，基金净值可能变动的幅度就越大，投资风险就越高。样本基金的标准差计算公式为：

σp=，n为样本总数，Rp为样本基金的区间增长率，为样本基金在整个区间段内增长率的均值。

β系数，衡量基金收益相对于基准收益的总体波动性，是一个相对指标。β系数越高，基金相对于业绩基准的波动性越大，风险就越大。β系数大于1，则基金的收益波动性大于基准收益的波动性。如果β系数等于1，基金波动性就与基准相同，相当于基准组合的复制。β系数小于1，基金收益波动比基准小。β系数的计算公式为：

β= Cov（RR）=

σ2=

Cov（RR）为Rp和Rm的协方差；σ2为Rm的方差；n为样本总数；Rp为样本基金的区间增长率；R为样本基金在整个区间段内增长率的均值；Rm为基准收益率；Rm为基准收益率均值。

二、风险调整绩效指标

一般收益和风险指标是单独的衡量基金的业绩和风险，并不能合二为一直观的反应基金的基于风险的收益情况。在现资组合理论以及CAPM模型的基础上，西方学者相继提出三大风险调整指标，为以后基金业绩的评价开创了道路。

第一个风险调整收益指标是由特雷诺在1965年提出的，表示基金份额系统风险的超额收益率。特雷诺指数越大，基金的绩效表现越好。用公式可表示为：

T= T，样本基金的特雷诺指数；R，样本基金的平均收益率；Rf为平均无风险利率；β为样本基金的系统风险。

夏普指数是由威廉・夏普在1966 年提出的。夏普指数以标准差作为基金风险的衡量指标，给出了基金份额标准差的超额收益率。夏普指数越大，基金的绩效表现越好。用公式可表示为：

S= S为样本基金的夏普比率；，样本基金的平均收益率；Rf为平均无风险利率；σ为样本基金的标准差。

詹森指数是詹森在 CAPM 模型基础上衍生的一个风险调整收益衡量指标。詹森指数表示基金业绩中超过市场基准组合所获得的超额收益。詹森指数大于 0，表明基金的业绩表现优于市场基准组合，大得越多，业绩越好；詹森指数小于 0，则表明基金的绩效不好。用公式可为：

a=--β×（Rm-） a为样本基金的詹森指数；R，样本基金的平均收益率；为平均无风险利率；Rm为基准的平均收益率；β为样本基金的系统风险。

三、实证分析基金业绩指标

（一）样本基金和时间区间的选取

本文选取的样本基金都是主动管理型的，投资者在日常的投资生活中评价基金业绩的时候也往往说有没有跑赢大盘，如果没有跑赢大盘，那还不如买指数型基金。此处的大盘就是上证指数，上证指数的影响力可见一斑。在职业投资者做交易时，主要看上证指数的表现，本文出于贴近实际投资层面考虑，就以上证综指为市场基准。

无风险收益率，国外一般以短期国债收益率为准。目前我国虽然已经建立起规模较大的债券市场，但债券市场还是不够发达，品种也不太多，国债收益率不适合作为我国证券市场的无风险收益率。因此论文将采用一年期定期存款利率作为无风险利率，经加权计算得，数据期间的一年期无风险收益率为2.96%，按每年52周平均计算，周收益率为0.0569%。

（三）基本收益和风险指标分析

基金收益率是评价基金最基本的业绩指标。一般投资者在买基金的时候会先看基金在过去一段时间的净值和净值增长如何。样本基金期初和期末净值以及收益率和排名情况如下：

从表中可以看出，排名前五的基金的收益率明显要比最后的五只高很多。前五只基金的平均收益率为53%，排名最后的五只基金的平均收益率为-38%。从收益率来看，主动管理型基金的管理能力分化比较明显。

在基金公司，评估基金风险一般用净值的回撤、换手率和标准差等，因为本文无法拿到基金的交易数据，所以无法对基金的换手率对基金业绩的影响做研究。一般而言，基金收益率的β系数可以反映基金的系统风险，收益率的标准差反映基金收益的波动情况，把基金组合的系统风险和非系统风险都反映了，因此这两个指标是反映基金风险的最重要的两个指标。本文采用的数据，除了收益率是四年的累计结果，其他的指标都是以周为周期，包括标准差、β系数以及后文的风险调整指标。

从收益率标准差来看，并不能看出样本基金有什么明显的规律。这可能解释为主动型基金的基金经理为了追求更高的回报，可以忍受基金的高波动性，但是高波动性并不能保证高的收益率，最后同样都是相对高的波动性，但是收益却相差很大。从基金的波动性可以看出基本上主动型的基金的波动性都比较高，收益和排名跟波动的相关性不大。但是如果高波动性并不能带来高的收益，只能说明基金经理的主动管理能力很差。排名最后的基金――东吴行业轮动，收益率最差，而且波动性也奇高，只能说明这只基金在寻求每次调仓换股跟随市场中各个行业行情切换的时候，并不能很好的控制好净值的回撤，结果就是波动最高，业绩也最差。

从标准差的角度来看，基本上在2010年前成立的基金的收益率的波动基本类似，并没有之后成立的专门投资创业板的一些基金的波动大。标准差基本类似，但是最好和最差的基金的收益率相差却比较大，这就说明基金管理人的管理能力相差高低了。

从β系数来看，业绩居前的基金的β系数要比业绩排名靠后的基金小一点，说明了收益率较高的基金组合相对大盘的变动没有业绩差的基金那么大，系统性风险比较小。如果跟反应基金非系统风险和系统风险的标准差做对照的话，可以看出基金业绩较好的非系统风险的分散效果没有业绩差的那么好。一般来说，业绩比较好的基金的整体收益是由其几个主要的重仓股所带动的，并不是持仓越分散基金收益就越好。基金经理在对上市公司的研究和个人的喜好以及过往的投资经验之上作出重仓持股的决定，可能导致的结果就是前十大持仓占基金总体的资产比重比较高，这样就导致非系统风险比较大。

本文采用的风险调整指标是Sharpe比率，Treynor指数，Jenson指数。样本基金各指标如下

Sharpe比率反映的是基金收益率在系统风险和非系统风险之上的情况，比率的大小反应的是基金单位风险获得的超额收益。Sharpe比率越高，就表明基金单位风险的超额收益越高，基金的绩效就越好。因为前文已经得出样本基金的标准差相差不大，所以Sharpe比率的排名情况基本跟净值增长率类似，相差不大。 Treynor指数假定基金组合的非系统风险已经被组合所分散，反映的是基金单位系统风险的超额收益。从表中的排名情况来看，基本上与Sharpe比率类似，相差不大。Treynor指数所反映的样本基金绩效最好和最差的五只基金与Sharpe比率所反映的只有轻微的区别。

从Jensen指标上来看，大部分基金相对于基准实现了超额收益，与前面分析的大部分基金跑赢上证综指基本相符。

综合来看，风险调整指标较好的反应了基金的超额收益情况，各个指标的值越大，说明基金的风险调整收益越好，绩效就越好。

考虑到A股市场上类似重庆啤酒、獐子岛等黑天鹅事件频发，一旦重仓的股票发生了黑天鹅事件，基金的净值和规模波动就特别大，基金组合并不是很好的分散非系统风险。如2011年年末重庆啤酒疫苗门事件爆发直接导致重庆啤酒连续十个跌停，大成基金所有基金持仓超过重庆啤酒10%的总股本，旗下基金资产净值在这次黑天鹅事件中下跌幅度非常大。由于基金公司在黑天鹅事件中并不能准确评估黑天鹅事件带来的负面影响，黑天鹅事件本身不仅导致投资者对基金专业管理能力质疑而导致赎回基金，还可能导致基金公司估值不准而导致套利赎回，最终导致基金规模缩减。所以就风险调整指标的效果来看，Sharpe比率反映基金的绩效要比Treynor指数好。

本文经对比和研究认为，在基金的几大风险调整绩效指标中，Sharpe比率最能反映基金业绩经过风险调整后的绩效情况，优先推荐投资者在选择基金时采用Sharpe比率。

四、结语

开放式股票型主动型管理基金整体上可以跑赢市场，基金公司显示出了良好的投资管理能力。大部分开放式股票型主动管理基金能够跑赢大盘，但是从收益率上可以看出，各个基金的管理水平相差还是比较大的。

基金收益率论文范文第7篇

关键词：收益法，房地产估价，资本重获率

 

一、收益法及其原理

收益法是国际上公认的房地产估价基本方法之一。其适用条件要求是：评估对象使用时间较长且具有连续性，能在未来相当年内取得一定收益；评估对象的未来收益和评估对象的所有者所承担的风险能用货币来衡量。它与另外两种基本方法即市场比较法和成本法相比，收益法相对较难，但它却以其充分的理论依据在国外被广泛应用于收益性或有潜在收益性房地产的估价中，在实际操作中，收益法集中的难点是未来纯收益和资本化率的确定，特别是资本化率，对资本化率的确定准确与否,将极大地影响到采用该方法所得出评估结论的真实性和客观性,造成房地产估价师轻易不敢使用该方法,使其常被束之高阁。在估价中仅用市场法和成本法,长此已往,将不利于我国房地产估价事业的发展。

收益法是运用适当的资本化率,将预期的待估房地产末来各期(通常为年)的正常纯收益折算到估价时点上的现值,求其之和得出待估房地产价格的一种估价方法。论文参考网。收益法的理论依据基于预期原理,即未来收益权利的现在价值。它又分为直接还原法(direct capitalization approach)和折现分析法(yieldcapitalization approach)。直接还原法是将某一年的净经营收入除以还原利率(资本化率)或乘以一定的收益乘数来求解房地产价值的方法。折现分析法是将投资期内各年预期的收益以一定的折现率折算到估价时点上的现值之和得出估价房地产价值的方法。

二、传统资本化理论存在的问题

目前的房地产资本化主流理论认为,若待估房地产的未来纯收益、资本化率都已知,收益资本化法的基本原理可用下式表示：

对于前两种情况即①式和②式，收益法是一种现金流量折现的方法,必然隐含着几个假设：1）房地产投资者必须将房地产纯收益的一部分用于再投资。这与市场经济的自由投资原则是相悖的，因为原投资与再投资两个投资行为是相互独立的，没有必然的联系，投资者可以自由安排其投资。2）再投资收益率必须等于原投资的房地产收益资本化率（见资本重获率的分析部分）。在绝大多数情况下这也是不可能的，因为再投资不一定投资于房地产，即使投资于房地产，由于区域因素、房地产类型、房地产位置、物业的新旧程度等影响投资风险的因素的影响，再投资的房地产收益资本化率也不会与原投资的房地产收益资本化率相同甚至相近。3）所谓资本化率实际上是折现率。而折现率与实际资本化率无论在含义还是数值上都是不同的，因此，这种折现率若按资本化率确定，必然存在一定的偏差。既然传统资本化理论的这几个假设都是错误的，应用传统收益法进行房地产估价的准确性必然会受到影响。

三、问题的解决

由于投资购置有收益或有潜在收益房地产，是一种投资行为，而非消费行为，因此与其说是买房地产本身，还不如说是购买该收益性房地产的未来收益，这是收益法的理论基点。但这种收益对于房地产投资者来说却不仅仅是投资收益，还包括投资回收，因为任何投资者都可以将资金作为定期存款存入银行，每年取得利息，到期取回本金，进行投资与存入银行相比，区别仅仅在于后者基本无风险但利息率低，前者有风险但收益率高，高收益是对高风险的补偿，而投资却必须回收，否则投资者便宁愿将资金存入银行取得利息而不进行投资。所以任何投资者都需要在投资期限结束前收回全部投资，以便继续投资或存入银行。国外收益法的资本化率就是由资本收益率和资本重获率（Capitalization Rate）组成，前者体现投资的报酬，后者体现投资的回收，这种做法值得我们借鉴。下面我们看一下引入资本重获率后资本化率的计算方法。

四、资本收益率的确定

资本收益率是从房地产纯收益中提取作为资本收益的部分与房地产价格的比率，其数值的确定是求取资本化率的关键。传统资本化理论的资本化率实际是资本收益率，因此资本收益率可按传统收益法确定资本化率的方法加以确定，主要有以下四种方法：（1）市场提取法（2）安全利率加风险调整值法（3） 投资收益率排序插入法（4）投资复合收益率法。这四种方法的关键都是确定房地产投资的风险，在这里暂不论述。

五、资本重获率的分析

资本重获率是从房地产未来各年的纯收益中提取作为资本回收的部分与房地产价格的比率。要理解资本重获率的涵义从而正确的计算其数值，必须先讨论下面两个问题。

1）投资与风险：资金有两种获取收益的方法：一般投资和无风险投资。无风险投资是指将资金作为定期存款存入银行或购买国家债券，其收益是存款或债券利息，收益率较低，但基本没有投资风险，可获得稳定的收益并按期收回投资；一般投资是指无风险投资以外的投资即有风险投资，其平均收益率较高，但存在投资风险，收益率可能比无风险投资还要低，甚至不能收回投资。论文参考网。任何投资都要承担投资风险，投资收益是对投资所承担风险的回报，投资风险高则投资收益率高，投资风险低则投资收益率低。

2）投资与再投资：再投资是指将房地产纯收益的投资回收部分在全部投资收回之前进行有风险投资的行为。如前所述，原投资与再投资两个投资行为是相互独立的，原投资收益是对原投资所承担风险的回报，再投资收益是对再投资所承担风险的回报，两者都应归房地产投资者所有，而传统资本化理论实际将再投资收益归房地产出售者所有，这必然使计算的房地产价值增大（详见下面分析），影响估价的准确性。

下面看资本重获率的两种计算方法。

1、偿债基金法

由于上述原因，虽然实践中房地产投资者几乎总是将房地产纯收益的投资回收部分进行再投资，但在求取资本重获率时却不能按再投资计算。不进行再投资时房地产投资者必然将该资金存入银行或购买国家债券，于是，房地产收益年限结束时其未来各年的资本重获与该资本重获的存款或债券利息之和应等于房地产价值。论文参考网。即：

上式与传统资本化理论的房地产价格计算公式②完全相同。因为银行定期存款利息率或国家债券利息率肯定小于资本收益率，所以用传统资本化理论计算的房地产价格要高于其实际价值。

2、直线法

由前述讨论可知，用上式计算资本重获率时所得房地产价格要低于其实际价值。

参考文献：

1、艾建国、吴群主编:《不动产估价》,中国农业出版社2005年版。

2、张协奎主编:《房地产估价》,中国财政经济出版社2006年版。

3、俞明轩、丰雷编著：《房地产投资分析》，中国人民大学出版社2005年版。

基金收益率论文范文第8篇

[关键词]互联网金融；余额宝；商业银行；货币基金

[DOI]1013939/jcnkizgsc201536069

1前言

随着余额宝、P2P 等名词的出现，互联网金融一度成为人们热议的话题，相关研究层出不穷。与以往文献中笼统的描述性分析相区别，本文将重心仅仅聚焦于互联网基金产品。以余额宝为代表的互联网基金，既继承了基金产品的优势，可以自主选择更有竞争力的收益率；又继承了互联网产品低边际成本的优势，其增加一个新投资者的成本低于多数传统基金。本文收集了大量第一手数据，旨在探究余额宝与传统基金及银行存款在收益率和规模方面的相互影响，进而发掘余额宝对传统资金供给市场定价的影响。此外，通过分析余额宝收益率和规模的相关关系，我们还可以对其资金定价加以客观评价，并为余额宝未来的定价调整提出建议。

2正文

21余额宝与银行存款的相互影响

211余额宝利率与银行存款利率的相互影响

余额宝的性质是货币市场基金，受制于银行间资金市场利率的影响，因此其利率的下跌是必然的。通过2004―2013年货币基金规模与收益的对比发现近年来的货币基金收益利率整体偏高，近达到峰值。除此之外，余额宝推出时接近年底，各大银行为了在年底的时间点满足存贷比的监管指标考核，压缩贷款规模，增加储蓄存款，造成市场资金面紧张从而抬高了银行间市场利率，为余额宝的收益率高企提供了条件。就余额宝目前的利率来说，收益即使回落，也比往年的平均收益高。而最终披着余额宝外衣的货币市场基金必然回归正常的4%左右收益率。

212余额宝与银行存款收益的比较

假设我们有 10 万元，分别计算银行活期、定期、余额宝的收益。

银行活期：

年利率收益 100000×035%=350 元

银行定期：

一年利率收益100000×3%=3000 元

两年利率收益100000×375%=3750 元

三年利率收益100000×425%=4250 元

五年利率收益100000×475%=4750 元

余额宝收益=（余额宝资金/10000）×基金公司当天公布的每万份收益。

投资10 万元，每天大约收益：10×13920=1392 元。

365 天收益：1392×365=50808 元。

由此可分析，余额宝的收益远远大于银行活期的收益，至少是10倍以上。保守估计，得出结论：余额宝一年的收益大概介于银行三年定期与五年定期之间。

213余额宝规模与银行存款规模的相互影响

本文的前述分析发现，余额宝的收益很大，至少是银行活期存款收益的 10倍以上。那么余额宝的发展对银行存款规模是否有影响呢？从直观上而言，确实如此。但是通过数据的调查分析，我们发现事实并不是这样。

由下表发现，余额宝的规模变化率呈递增趋势，然而，银行存款规模率几乎不变，这说明余额宝的快速发展对银行存款规模几乎无影响。原因如下，首先，单纯从余额宝目前备付金规模来看，即使备付金全部转入到余额宝，对商业银行的活期存款影响微乎其微。

22余额宝与其他货币基金的相互影响

221余额宝与其他货币基金利率的相互影响

网上一直有传言说，互联网金融的发展，尤其是余额宝的快速增长，会干扰市场利率，冲击中国的金融市场。直观上说，余额宝作为货币基金的一个重要组成部分，整体货币基金利率水平的变化会影响余额宝的利率变化。余额宝应当是货币基金市场的跟随者，而不是领导者。为了验证这一因果关系，下面用格兰杰因果关系检验方法进行求证。

建立余额宝与货币基金的格兰杰因果关系检验模型：

YEBt=α0+ni=0α1×HBt-1+nk=1βk×YEBt-k+μt-kHBt=β0+ni=0λ1×HBt-1+nk=0ξk×YEBt-k+μ2t

通过格兰杰因果检验的结果分析得出货币基金是余额宝的格兰杰原因，因为余额宝是整个货币基金市场的一部分，余额宝是市场利率的跟随者，而不是决定者。说余额宝会干扰市场利率、冲击中国的金融市场是没有调查的空穴来风。

222余额宝对其他货币基金的规模上的影响

我们初始假设是余额宝的“吸金论”。随着余额宝的出现以及不断蓬勃壮大，其他货币基金的规模将会出现下滑趋势，即余额宝和其他货币基金是相互挤对的关系。然而我们根据数据两者的规模走势可以清晰地看到，余额宝自身的规模增长十分迅猛，但其他货币基金也呈现出上升的趋势。

余额宝的出现激发了大众的理财意识的大爆炸。我们最初的余额宝“吸金论”已经暗自假设了货币基金的零和游戏大前提。而实际上余额宝带来的影响远远不只是一只货币基金，可以说是改变了行业的生态，让互联网金融进入普通人们的生活中。

23余额宝对其他传统基金的影响

货币基金与股票基金、债券基金等在收益和风险上都有着较大差异。虽然它们都属于基金类投资产品，但针对的是不同类型的投资者。从理论层面讲，这类传统基金对于投资者而言风险更大，由技术壁垒造成的信息不对称更明显，因此这类基金产品新增一个投资者所需边际成本相对较高，相应的他们的客户群也锁定为单笔投资额较高的资金供给者。传统基金普遍采取价格歧视，设置了较高的起购门槛。而与余额宝类似的工银货币只有 001 元的起购额，也就是没有任何门槛的。基于上述理由，我们推测余额宝与非货币基金之间的替代性较弱，竞争关系不强，余额宝的出现对其定价和规模不会有太大影响。

从上图可以看出，余额宝万份收益的变动与其他基金的变动几乎没有任何相关性，从2013年5月30日余额宝推出以来二者走势时而同升同跌，时而相互背离。这三种基金的万份收益基本上都围着零轴上下波动，在余额宝推出前后无论是收益的平均值还是波动率均没有显著差异，这说明余额宝的推出并没有影响非货币基金的定价，二者的相关性并不强。

但从规模的角度出发二者却有明显的相关性，股票、债券、混合基金在余额宝推出后规模都出现了急剧的下滑，期末明显低于期初，与此同时，余额宝的规模却持续增长。最能体现二者相关性的是涨跌的幅度，余额宝成立初期，尚处于推广阶段，知名度不高，规模增速较缓，同期的非货币基金规模下降幅度也较小；到了2014年一季度，余额宝已经为大众所熟知，收益率也维持在较高水平，吸引了大笔资金，规模迅速膨胀，非货币基金则相应的经历了大幅缩水；最后，2015年二季度由于余额宝收益率节节败退，其规模增速也明显下降，基本与2015年3月末持平，此时非货币基金行情开始复苏，股票基金和混合基金的规模均有所回升。上述规模变动说明其他货币基金与余额宝具有一定的替代性，这与之前收益率数据所得的结论相左。其可能原因是，在投资渠道相对缺乏的中国，不同种类的基金具有相当的替代性，这种相关关系之所以无法在收益率层面有所体现，可能是因为不同基金的资产配置和投资标的区别较大，定价在很大程度上取决于资金需求市场价格变动。

3展望

从推出至今余额宝的收益率波动较为频繁，规模则始终处于上升趋势。尤其是2014年年初至今，余额宝收益率始终处于下降阶段，其规模却仍旧有增无减。这说明即使余额宝的收益已然不尽如人意，人们也并没有更多可替代的投资渠道。银行存款利率较低，而股票、债券市场又不尽完善。以余额宝为代表的货币基金在中国的兴起并非偶然。但这并不意味着余额宝可以就此高枕无忧，虽然2014年第二季度的规模绝对量在增加，但增速随着收益率的下降而放缓，呈现出逐渐饱和的态势。收益率的下降在很大程度上是受到货币市场（资金需求方）的影响，这一点可能超出了基金产品本身的控制范围，但余额宝要实现长期稳定的规模或利润增长，还需要更具优势的定价。以上分析表明其竞争对手不仅来自同类的货币基金，还来自股票基金、债券基金。只有让投资者享受到更高的收益率，才能在同类产品中独占鳌头，与其他类型产品相抗衡。提高收益率的一条可行方法是发挥其互联网方面的优势，降低运营管理成本。

4结论

互联网金融的兴起不仅仅颠覆了原先的传统方式，更是督促了金融机构的一次自我革新。其中，余额宝以它的简单方便、低门槛高收益率等特点，更是激发了国内民众的“理财”意识，散户们纷纷加入其中，分得一瓢}。星星之火，可以燎原。

这种新型的商业模式大大降低了交易成本，让传统模式感受到了巨大的压力。至于这份压力能否变为推动社会进步的动力，最重要的是要在规范市场行为的基础上充分发挥互联网公司的创造力，以倒逼传统金融机构通过改革来重塑竞争力。要是监管机构一味地保护银行利益，只会浪费这次难得的发展机遇。至于余额宝的前途发展到底如何，谁也说不好。如果它的存在能帮助我国加快推进利率市场化，激发金融机构的创新活力，那正如马云所说：“能推动历史，余额宝死了也光荣。”

参考文献：

[1]赵伟，梁循互联网金融信息量与收益率波动关联研究[J].计算机技术与发展，2009（12）.

[2]王瑾美国互联网支付业务的特点及启示――以PayPal为例[J].浙江金融，2012（10）.

基金收益率论文范文第9篇

关键词：收益法，房地产估价，资本重获率

 

一、收益法及其原理

收益法是国际上公认的房地产估价基本方法之一。其适用条件要求是：评估对象使用时间较长且具有连续性，能在未来相当年内取得一定收益；评估对象的未来收益和评估对象的所有者所承担的风险能用货币来衡量。它与另外两种基本方法即市场比较法和成本法相比，收益法相对较难，但它却以其充分的理论依据在国外被广泛应用于收益性或有潜在收益性房地产的估价中，在实际操作中，收益法集中的难点是未来纯收益和资本化率的确定，特别是资本化率，对资本化率的确定准确与否,将极大地影响到采用该方法所得出评估结论的真实性和客观性,造成房地产估价师轻易不敢使用该方法,使其常被束之高阁。在估价中仅用市场法和成本法,长此已往,将不利于我国房地产估价事业的发展。

收益法是运用适当的资本化率,将预期的待估房地产末来各期(通常为年)的正常纯收益折算到估价时点上的现值,求其之和得出待估房地产价格的一种估价方法。论文参考网。收益法的理论依据基于预期原理,即未来收益权利的现在价值。它又分为直接还原法(direct capitalization approach)和折现分析法(yieldcapitalization approach)。直接还原法是将某一年的净经营收入除以还原利率(资本化率)或乘以一定的收益乘数来求解房地产价值的方法。折现分析法是将投资期内各年预期的收益以一定的折现率折算到估价时点上的现值之和得出估价房地产价值的方法。

二、传统资本化理论存在的问题

目前的房地产资本化主流理论认为,若待估房地产的未来纯收益、资本化率都已知,收益资本化法的基本原理可用下式表示：

对于前两种情况即①式和②式，收益法是一种现金流量折现的方法,必然隐含着几个假设：1）房地产投资者必须将房地产纯收益的一部分用于再投资。这与市场经济的自由投资原则是相悖的，因为原投资与再投资两个投资行为是相互独立的，没有必然的联系，投资者可以自由安排其投资。2）再投资收益率必须等于原投资的房地产收益资本化率（见资本重获率的分析部分）。在绝大多数情况下这也是不可能的，因为再投资不一定投资于房地产，即使投资于房地产，由于区域因素、房地产类型、房地产位置、物业的新旧程度等影响投资风险的因素的影响，再投资的房地产收益资本化率也不会与原投资的房地产收益资本化率相同甚至相近。3）所谓资本化率实际上是折现率。而折现率与实际资本化率无论在含义还是数值上都是不同的，因此，这种折现率若按资本化率确定，必然存在一定的偏差。既然传统资本化理论的这几个假设都是错误的，应用传统收益法进行房地产估价的准确性必然会受到影响。

三、问题的解决

由于投资购置有收益或有潜在收益房地产，是一种投资行为，而非消费行为，因此与其说是买房地产本身，还不如说是购买该收益性房地产的未来收益，这是收益法的理论基点。但这种收益对于房地产投资者来说却不仅仅是投资收益，还包括投资回收，因为任何投资者都可以将资金作为定期存款存入银行，每年取得利息，到期取回本金，进行投资与存入银行相比，区别仅仅在于后者基本无风险但利息率低，前者有风险但收益率高，高收益是对高风险的补偿，而投资却必须回收，否则投资者便宁愿将资金存入银行取得利息而不进行投资。所以任何投资者都需要在投资期限结束前收回全部投资，以便继续投资或存入银行。国外收益法的资本化率就是由资本收益率和资本重获率（Capitalization Rate）组成，前者体现投资的报酬，后者体现投资的回收，这种做法值得我们借鉴。下面我们看一下引入资本重获率后资本化率的计算方法。

四、资本收益率的确定

资本收益率是从房地产纯收益中提取作为资本收益的部分与房地产价格的比率，其数值的确定是求取资本化率的关键。传统资本化理论的资本化率实际是资本收益率，因此资本收益率可按传统收益法确定资本化率的方法加以确定，主要有以下四种方法：（1）市场提取法（2）安全利率加风险调整值法（3） 投资收益率排序插入法（4）投资复合收益率法。这四种方法的关键都是确定房地产投资的风险，在这里暂不论述。

五、资本重获率的分析

资本重获率是从房地产未来各年的纯收益中提取作为资本回收的部分与房地产价格的比率。要理解资本重获率的涵义从而正确的计算其数值，必须先讨论下面两个问题。

1）投资与风险：资金有两种获取收益的方法：一般投资和无风险投资。无风险投资是指将资金作为定期存款存入银行或购买国家债券，其收益是存款或债券利息，收益率较低，但基本没有投资风险，可获得稳定的收益并按期收回投资；一般投资是指无风险投资以外的投资即有风险投资，其平均收益率较高，但存在投资风险，收益率可能比无风险投资还要低，甚至不能收回投资。论文参考网。任何投资都要承担投资风险，投资收益是对投资所承担风险的回报，投资风险高则投资收益率高，投资风险低则投资收益率低。

2）投资与再投资：再投资是指将房地产纯收益的投资回收部分在全部投资收回之前进行有风险投资的行为。如前所述，原投资与再投资两个投资行为是相互独立的，原投资收益是对原投资所承担风险的回报，再投资收益是对再投资所承担风险的回报，两者都应归房地产投资者所有，而传统资本化理论实际将再投资收益归房地产出售者所有，这必然使计算的房地产价值增大（详见下面分析），影响估价的准确性。

下面看资本重获率的两种计算方法。

1、偿债基金法

由于上述原因，虽然实践中房地产投资者几乎总是将房地产纯收益的投资回收部分进行再投资，但在求取资本重获率时却不能按再投资计算。不进行再投资时房地产投资者必然将该资金存入银行或购买国家债券，于是，房地产收益年限结束时其未来各年的资本重获与该资本重获的存款或债券利息之和应等于房地产价值。论文参考网。即：

上式与传统资本化理论的房地产价格计算公式②完全相同。因为银行定期存款利息率或国家债券利息率肯定小于资本收益率，所以用传统资本化理论计算的房地产价格要高于其实际价值。

2、直线法

由前述讨论可知，用上式计算资本重获率时所得房地产价格要低于其实际价值。

参考文献：

1、艾建国、吴群主编:《不动产估价》,中国农业出版社2005年版。

2、张协奎主编:《房地产估价》,中国财政经济出版社2006年版。

3、俞明轩、丰雷编著：《房地产投资分析》，中国人民大学出版社2005年版。

基金收益率论文范文第10篇

【关键词】 REITS；收益率；增值率

REITS是资产证券化的一种具体形式，是房地产行业和金融市场发展到一定阶段时金融创新的产物，最早起源于美国，目前在世界各地迅速发展。

一、房地产投资信托概述

REITS是以信托方式组成而主要投资于房地产项目的集体投资计划。REITS旨在向单位持有人提供回报，有关回报则源自于房地产项目的租金收入及依据该REITS所持有房地产项目的增值而计算出来的利润。房地产投资信托基金是以公司或信托（契约）基金的组织形式经营，基于分散风险的原则，由专门投资机构以一种发行受益凭证的方式汇集不特定投资人的资金并进行房地产买卖管理或抵押权贷款投资，并将投资综合收益按比例分配给股东或投资者的一种标准化的、可流通的证券类金融产品，实际上是内含信托关系、主要投资于房地产相关权利和收益的共同基金。REITS将变现周期长、资金量大、流动性差的房地产资产证券化并上市交易，提高了房地产投资的流动性与收益的稳定性，一方面促进了原先房地产行业单一从银行融资到从资本市场多元化融资的转变；另一方面房地产资产证券化为广大的投资者进入房地产市场及参与房地产投资收益提供了便捷的渠道。

房地产投资信托基金（REITS）是房地产证券化的一种具体应用方式,它具有作为证券化商品及法律赋予的特殊的特征和优势：（1）较高的现金红利比例。REITS一般要求将其90%以上的应税收入以现金的形式分发给投资者，REITS投资者就可以获取稳定的红利收入。（2）税收优惠。REITS的蓬勃发展一个很大的原因就是其税收优惠：一方面很多国家对REITS在支付股利的时候赋予了递延纳税的功能；另一方面由于REITS得绝大部分利润以红利发放给投资者，减少了公司层面的公司所得税，仅投资者缴纳所得税，这样避免了双重缴税。（3）流动性。R EITS是房地产证券化的一种具体应用方式，可以再证券交易所上市交易，具有很好的流动性和变现性。（4）收益性和稳定性。REITS的收益来源主要是租金（利息），具有高现金派息与稳定的租金收入（利息），与股票相比起投资风险相对小的多，与债权相比其投资回报高的多，具有很好的收益性和稳定性。

二、REITS投资收益率的实证分析

（一）模型构建及数据说明

1．理论模型。由前文REITS概述知道，REITS的收益主要来源于物业池的租金收入和物业池的增值，在进行REITS投资收益率实证分析时，可设立如下模型：

RREITS=C+?姿1*ireits+?姿2*iRE

其中，RREITS表示投资者一个年度的投资收益率，ireits表示REITS物业池一个年度的租金收益率，iRE表示REITS物业池在一个年度物业增值率。此模型从投资者的角度分析了投资于REITS所得的收益主要来源于REITS物业池的租金收益和物业增值两个方面。

2．指标与样本。本文实证分析所用的指标：投资收益率RREITS用X1表示，主要来源于REITS的分红和资本增值。本部分假设REITS的交易价格是由其REITS单位份额的净值所决定，因REITS的年末和年初的交易价格并不能很好的反应其内在的实际价格，并未采取其年末价格减去其年初价格，而是采取其每单位的资产净值年末与年初的差额来计算其资本增值部分；租金收益率ireits用X2表示，以其物业池的租金收入与其年初的物业估值相除得到；物业增值率iRE用X3表示，物业期末与期初的估值相差与期初物业的估值的比值。所有的样本数据均来自在香港联交所上市的REITS的财务报表，在财务报表数据的选取过程中，为了使数据样本更丰富及检验更严密，我们所选取及处理的数据都是半年度数据，即半年度租金率、半年度物业增值率，半年度收益率。

（二）REITS投资收益率实证分析

1．收益率模型分析。根据式（1）的理论模型，对在香港联交所上市REITS的七家REITS的44组数据进行估计，解释变量为租金收益率和物业增值率，被解释变量为投资收益率。运用SAS统计分析软件，建立回归模型分析的结果为：

RREIT=0.585*ireit+0.963**iRE

（2.05）（7.54）

R2=0.6202F=34.29

上述回归模型的各项检验均达到要求，说明模型是成立的。从回归模型我们可以看出，物业池租金收益率对投资收益率的贡献率为0.585，物业池增值率对投资收益率的贡献率为0.963。在目前的税收政策下，REITS的物业池的浮动盈亏是不计所得税，对于收益性物业池的租金收入则计所得税、房产税、营业税及营业税附加等等，这导致租金收益率对投资收益率的贡献小于物业池的增值率。

2．收益区间估计。在模型的实证分析中，涉及到物业增值率、租金收益率及投资收益率三个变量。在上一节中，通过数据的处理，得出投资收益率与租金收益率、物业增值率的线性关系。为了进一步计算投资收益率区间，需要知道租金收益率及物业增值率的区间。对租金收益率和物业增值率进行均值检验，以其均值的大小作为我们对租金收益率和物业增值率的估计，结果（如表1）。

表1变量均值检验分析

根据均值检验结果，香港上市REITS平均租金收益率为0.0282，其90%的置信区间为（0.0249，0.0315）；其偏度大于0，表明其租金收益率的值在右边大于在其左边，其峰度小于3，其值离均值的较多，分布较为平坦。香港上市REITS物业增值率的平均值为0.0176，其在90%置信区间为（0.0004，0.0348）；偏度小于0，表明其在左边的值大于在右边的值，这主要是由于在2008年金融危机对物业估值的影响，峰度小于3，表明其离均值的值较多。

由上分析可以估计，在90%的置信区间租金收益率和物业增值率的取值的范围分别为[0.0249，0.0315]、[0.0004，0.034 8]。由收益率模型及线性规划我们可以得出REITS的半年度收益率为[0.01495，0.05194]，取租金收益率和物业增值率的均值可估计出REITS的半年度收益率为0.033446。

三、结论

房地产投资信托基金作为一种新型的金融工具，凭借其独特的特征及优势逐渐在资本市场上占领一席之地，也吸引着广大的投资者。本文从影响投资者收益的租金收益率和物业增值率两个方面入手，通过设立简单的线性模型得出以下结论：

1．香港上市RETIS的半年收益率模型可以表示为：

RREIT=0.585*ireit+0.963**iRE

与租金收益率水平相比，房地产资产价值的增值率对REITS投资者收益率水平的影响较大。在现行的税收政策中，由于收益性房地产资产的浮动盈亏不计所得税，租金收益需计所得税、房产税和营业税及营业税附加等，所以租金收益率对REITS投资者收益率贡献较小。

2．香港上市REITS的半年收益率区间在90%的置信度下 为[0.01495，0.05194]，其半年度收益率均值约为3%。同时关注的是其在90%的置信水平下，其波动的区间值仍是很大，其最高与最低的值相差为3.7%，仍存在一定的投资风险。

参考文献

[1]陈淑贤，约翰・埃里克森，王珂．房地产投资信托―结构、绩效与投资机会[M]．北京：经济科学出版社，2004（39）

[2]Joseph Hu．资产证券化理论与实务[M]．北京：中国人民大学出版社，2007（42）

基金收益率论文范文第11篇

关键词：单位电量内部收益，售电量增长率，可研财务评价模型

一、引言

由“输配分离”的电力体制改革趋势可见，未来电网公司将以政府核准的输配电收入为主要收入来源，电网投资将产生新的补偿机制，以往可研中通过电价调整进行投资弥补的方法，失去了对投资决策的参考价值。因此，为更符合电网经营实际，对于没有明确电价政策的电网工程，借鉴基于准许收入测算输配电价的方法，以企业当前盈利水平开展项目经济效益的测算。

电网经济预测评价中，对于电量增长率的测算是根据往年的增长率来制定，这种方法的测算没有考虑到售电量随时间的变动情况，不能体现数据变动的规律，因此本文使用统计模型对售电量进行预测，从而推导出更加可靠的电量增长率。

二、电网工程可研财务评价体系

1、单位电量内部收益

单位电量内部收益是计算项目运营期收入的关键因素，本文借鉴输配电价形成机制和理论准许收入相关理论，提出了各电压等级单位电量内部收益的测算方法。具体测算步骤为：依据总输配电资产及各电压等级资产的理论准许收入，计算各级资产理论准许收入所占的比重；计算各电压等级的变电站年平均负载率，并除以各电压等级对应的标杆负载率，计算各电压等级负载率所占的比重；按照理论准许收入比重占70%、负载率比重占30%的原则，计算各电压等级资产的综合分摊权重；将项目投资主体财务报表中的总输配电净收入依据各电压等级资产的分摊权重计算出各电压等级分摊的输配电净收入；利用各电压等级分摊的输配电净收入除以各电压等级输配电量，计算得出各电压等级的单位电量内部收益。

2、售电量增长率测算

售电量增长率是项目可研财务评价的重要参数，用于测算项目运营期的售电量。售电量的预测是通过对历史数据进行观察，使用统计模型（灰色模型与回归模型）进行分析，得到预测的售电量，最后通过预测的售电量测算平均的售电量增长率。运用统计分析的方法，可有效增加电量增长率预测的准确性与可靠性。

3、可研财务效益评价体系

本文选择财务净现值、财务内部收益率、静态投资回收期、总投资收益率四个指标作为项目可研财务评价指标。为计算这四个指标，需要构建整个的财务报表体系。具体步骤为：依据项目投运第一年预计的输配电量和未来项目运营期内的电量增长率计算项目运营期内各年的输配电量；用每年的输配电量乘以项目所属电压等级的单位电量内部收益，计算出项目运营期内各年的输配电净收入；预测项目运营期内各年的各种成本费用；利用财务评价模型，编制项目运营期各年的相关预测报表，计算项目财务净现值、财务内部收益率、静态投资回收期、总投资收益率等指标；将这四个指标与评价标准进行对比，评价项目在财务上的可行性。

盈利能力指标是反映项目在建成后财务盈利能力和价值创造能力的指标，主要包括资本金财务净现值、资本金财务内部收益率、静态投资回收期、总投资收益率四个指标。

（1）资本金财务净现值

该指标是指按电力行业的基准收益率，将项目计算期内各年的净现金流量折现到建设期初的现值之和。它是反映项目生命期内投资盈利能力的动态评价指标。计算公式如下：

其中，CI为项目实际的或根据实际情况重新预测的年现金流入量；CO为项目实际的或根据实际情况重新预测的年现金流出量； 电力行业基准收益率（一般可选取五年期国债利率）；n为计算期年数。

此指标大于0，说明项目在财务上是可行的，否则不可行。当多方案比较时，财务净现值越大的方案相对越优。

（2）资本金财务内部收益率

该指标是指项目计算期内各年净现金流量现值累积为零时的折现率，是反映项目在设定的计算期内全部投资的盈利能力的相对指标。计算公式如下：

其中：CI为现金流入；CO为现金流出； 为第t年的净现金流量； 投资财务内部收益率；n为计算期年数。

其判断公式如下：

（资本金财务内部收益率-行业资本收益率）/行业资本收益率*100%

当内部收益率大于或等于行业资本收益率或设定的折现率（一般可取4.1%），时，项目在财务上是可行的。

（3）静态投资回收期

该指标是指项目累计净现金流量等于零的年份，也就是在累计净现金流量由负值转向正值之间的年份。此指标通过对比项目静态投资回收期与行业基准回收期的差异，来分析项目的可行性。计算公式如下：

行业基准回收期-静态投资回收期

其中，静态投资回收期（年）=累计净现金流量出现正值的上一年份数+（出现正值上一年累计净现金流量的绝对值/出现正值年份的净现金流量）；

行业基准投资回收期可选该固定资产的折旧年限，也可按行业基准收益率推算投资回收期。

当静态投资回收期小于行业基准投资回收期时，项目在财务上是可行的，否则不可行。

（4）总投资收益率

该指标是反映项目投资盈利能力的静态指标。计算公式如下：

年均息税前利润/总投资-行业平均总投资收益率

若年总投资收益率大于行业平均总投资收益率（一般可选取3%），项目在财务上是可行的，否则不可行。

四、结论

本文以单位内部收益、电量增长率为基础，建立了电网工程项目可研财务评价体系，完成了可研财务评价模型搭建，为电网工程项目可研财务评价夯实了基础。同时该模型也存在着一些需要改进的地方，因此需要在深入电网工程研究的同时持续优化完善模型。

参考文献：

[1]李英，李成仁等，《输配电价理论与实务》[M].中国电力出版社.2012

基金收益率论文范文第12篇

内容摘要：本文选取在统计上和经济学意义上有显著影响的先决信息变量及系统性高阶矩风险溢价因素，对从2007年2月26日至2011年3月16日国内209只开放式基金的绩效进行了研究。结果表明詹森阿尔法大多为正值，在模型中增加条件性因素后，条件詹森阿尔法显著左移；引入条件性因素的模型比无条件因素模型更好地解释了基金的收益来源；在样本基金中，债券型基金表现最好，其次为混合型基金，最后是股票型基金。

关键词：基金绩效 先决信息 系统协偏度 系统协峰度

文献综述

1968年，Michael C. Jensen发表了以资本资产定价模型（CAPM）为基础的投资组合业绩衡量测度，被称为Jensen’s alpha（詹森阿尔法）。Jensen’s alpha是迄今为止比较受欢迎的基金绩效评估方法之一。CAPM模型以严格假设为基础，其弱点说明了其他条件模型的考虑是有道理的。Ferson和Schadt（1996）认为，基金经理在管理基金投资组合时，会根据上一期证券市场的某些先决信息变量的变化来决定下一期的投资策略，进而导致CAPM模型中β发生变化。他们引入条件因素计算条件Jensen’s alpha。Christopherson et al. （1999）深入挖掘了上述思想，他们发现引入条件因素后，基金的业绩表现明显提高，条件性模型却使几乎所有结论改善，因此条件性方法研究业绩问题更有说服力。Patro（2001）用传统的评估方法和引入条件性变量研究45只基金在不同基准下的业绩及时机选择能力。结果表明，条件性变量在统计上很显著，意味着今后的分析中应该考虑这些因素。何孝星、于宏凯（2003）选取具有显著影响的中信科技指数和上交所14天国债回购利率作为先决信息变量，首次采用条件CAPM框架对我国证券投资基金业绩进行评价，认为条件CAPM框架比无条件CAPM框架对我国基金业绩的解释能力更强，解释结果更为可靠。郭宁、倪冰玉（2007）选择中信科技指数收益率、国债指数收益率和一月效应虚拟变量等先决信息变量，分析研究基金的绩效，得出结论：中国证券市场上的开放式基金表现优于市场。同时，引入先决信息变量的条件CAPM模型比非条件CAPM模型可以更好地解释基金的收入来源。

依据Kimball 的理论基础，Harvey 和Siddique（2000）指出仅用均值和方差不足以描述投资者的偏好，提出增加协偏度作为风险度量的一个因素，证明了协偏度风险因子有显著的负的风险溢价，即协偏度越高收益率越低。两人研究发现，如果资产收益率具有系统偏度，那么其期望收益率应该包括承担这些风险的溢价。基于Harvey-Siddique模型的Jensen’s alpha特别适用于收益率呈现非正态分布的基金投资组合。Hwang和Satchell（1999）通过理论和实证研究发现资产的系统协峰度具有明显的风险溢价，因此进行分析资产收益率时候需要考虑这个因素。Alexandros Kostakis（2008）认为根据Kimball（1993）的效用推导，投资者必会考虑负协偏度风险因素，推荐使用Harvey-Siddique模型。在国内，郑振龙、黄文彬（2009）进行了基于高阶矩的基金绩效考核模型研究，认为基于高阶矩的考核模型优于基于传统CAPM的考核模型。

在前述研究者的基础上，结合Ferson和Schadt的研究及有关高阶矩风险理论，本文提出了新的研究理论方法，尝试用新的角度解释基金绩效问题。

研究方法

McDonald（1973）研究了对投资于两个市场的某一个投资组合的绩效问题，提出类似于传统Jensen’s alpha的McDonald’s measure。该指标决定了每一个市场的投资情况对该投资组合的贡献度。McDonald’s measure可以表述为：

（1）

式中，φi=x1Ji,1+x2Ji,2，φi为McDonald’s measure；β*i,1=x1βi,1；β*i,2 =x2βi,2；x1和x2分别为投资组合投资于相互独立的两个市场上的投资比例；Ji,1和Ji,2分别表示投资组合i在相互独立的两个市场上的詹森阿尔法；Rit为考察期内投资组合i的实际平均收益率；Rft为样本期内的实际平均无风险收益率；Rm为样本期内基准组合的实际平均收益率；Rm1t-Rft和Rm2t-Rft分别为相互独立的两个市场上的风险溢价；βi,1和βi,2分别为投资组合i在相互独立的两个市场上的系统性风险敏感系数。

Ferson和Schadt（1996）提出了条件CAPM模型，认为基金经理在管理基金投资组合时，会根据上一期证券市场的某些先决信息变量的变化来决定下一期的投资策略，导致CAPM模型中β发生变化。他们进一步假定基金经理使用不超过Zt的信息做出投资决策，因此β（Zt）仅仅是Zt的函数。根据Shanken的研究和泰勒级数，他们将β（Zt）近似为一个线性函数，最终的资产收益率模型为：

（2）

借鉴Ferson和Schadt及McDonald的做法，改进他们的理论模型。假设两个独立市场上的信息集合分别为Zm1,t和Zm2,t，任意一个投资组合投资于这两个独立市场上的总期望超额收益率可以表示为：

（3）

式（3）中，φi为考虑两个独立市场的加权条件詹森阿尔法，φi显著为正（负）值，即表示基金i有优于（劣于）市场的表现；Zm1,t和Zm2,t分别为两个独立市场上的信息集合；和则分别是对两个独立市场上的信息变量Zt的条件反应系数。

式（3）并没有考虑不同市场上的高阶矩风险因素，因此在模型中融入该因素。在模型中，加入零成本的负协偏度投资组合和零成本的正协峰度投资组合作为高阶矩风险溢价，可重新解释基金风险与收益间的平衡关系。

（4）

式（4）中，φi为考虑两个独立市场高阶矩风险溢价因素的加权条件詹森阿尔法，去掉式（4）中的两个市场上的先决信息变量因素，φi为考虑两市场因素的加权无条件詹森阿尔法；（S--S+）S和（K+-K-）S分别为股票市场上的协偏度和协峰度投资策略。（S--S+）b 和（K+-K-）b分别为债券市场上的协偏度和协峰度投资策略。

数据说明及相关处理

（一）数据说明

样本基金选择及日收益率计算。选择国内市场上的79只股票型基金、102只混合型基金、28只债券型基金为研究对象。数据选取从2007年2月26日至2011年3月16日，数据频率为日。所有样本基金的净值基础数据来源于上海聚源、财汇数据库。基金数据为公开披露的数据，不涉及内部数据。针对单个基金的净值通过复权进行计算。单只样本基金的超额收益率计算为单只基金的实际日收益率与无风险收益率之差。单只基金的实际日收益率=（T日单位复权净值-T-1日单位复权净值）/ T-1日单位复权净值。

市场组合选择及日收益率计算。本文采用沪深两个交易所的加权平均股票综合指数作为股票市场的市场组合，即上证综合股票指数与深圳综合股票指数的日收益率加权平均计算。债券市场的市场组合采用中信标普全债指数。其中，股票市场的市场组合日收益率=（上证综合股票指数日收益率+深圳综合股票指数日收益率）/2；债券市场的市场组合日收益率=中信标普全债指数日收益率。指数的日收益率=（T日收盘价-T-1日收盘价）/ T-1日收盘价。

无风险收益率选择。7天银行间债券市场回购利率R07D是市场认可程度最高的短期利率基准之一，是套利资金的成本参考基准，也是短期债券发行定价和利率衍生品定价的重要基准，更是市场资金面充裕程度的风向标。为此，本文选择国内银行间债券市场回购R07D计算得到金融市场上的日无风险收益率。

先决信息变量选择及计算。本文选择高交易量股票与低交易量股票收益率差额作为股票市场上的先决信息变量之一，采用平均加权的上海红利收益指数和深圳红利全收益指数收益率作为另外一个股票市场上的先决信息变量。时间区间为2007年2月26日至2011年3月16日。在债券市场上，选择“临近到期的交易所固定利率国债即期收益率和半年到期的交易所固定利率国债即期收益率之差，1年期和10年期的交易所固定利率国债即期收益率之差”等变量作为债券市场上的先决信息变量。时间期间为2007年2月26日至2011年3月16日。债券市场先决信息变量基础数据来源于中央国债登记结算有限责任公司官方网站。股票市场先决信息变量基础数据来源于上海聚源数据库和Wind咨询。

风险资产投资组合的选择。它包括股票市场风险资产投资组合和债券市场风险资产投资组合。其中，股票市场风险资产投资组合为单个行业指数，行业指数依据国家一级行业标准划分，将单个行业指数作为行业风险资产投资组合，共22个行业风险资产投资组合。分别为：农林指数、采掘指数、制造指数、食品指数、纺织指数、木材指数、造纸指数、石化指数、电子指数、金属指数、机械指数、医药指数、水电指数、建筑指数、运输指数、信息指数、批零指数、金融指数、地产指数、服务指数、传播指数、综企指数等。债券市场风险资产投资组合为：上证国债指数、银行间国债指数、中证金融债指数、中证企业债指数、反映交易所可转债市场走势的中信可转债指数。

（二）协偏度、协峰度组合策略处理

依据2006年2月26日至2007年2月26日连续一年交易日数据计算第一组系统性协偏度和协峰度，以2007年2月26日为排序日期，根据该日期的排序结果，按照30%最大协偏度（协峰度）的国家一级标准行业划分的行业指数平均加权构造投资组合，收益记为S+（K+）；30%最小协偏度（协峰度）的行业指数平均加权构造投资组合，收益记为S-（K-）。然后买进最小协偏度（最大协峰度）投资组合，卖出最大协偏度（最小协峰度）投资组合，构造出来零成本的协偏度（协峰度）投资组合，赚取溢价收益S--S+（K+-K-）。依据上述思路，然后利用跨度一年交易日的区间长度滚动构造下一日的具有零成本的负协偏度投资组合和零成本的正协峰度投资组合，共988组。对于债券市场上的协偏度和协峰度的投资组合构建依据上述思路进行。

股票市场上的投资组合策略构建：（S--S+）S=简单加权平均的30%最小协偏度的行业指数收益率-简单加权平均的30%最大协偏度的行业指数收益率。（K+-K-）S=简单加权平均的30%最大协峰度的行业指数收益率-简单加权平均的30%最小协峰度的行业指数收益率。债券市场上的投资组合策略构建：（S--S+）b =简单加权平均的40%最小协偏度的债券品种指数收益率-简单加权平均的40%最大协偏度的债券品种指数收益率。（K+-K-）b=简单加权平均的40%最大协峰度的债券品种指数收益率-简单加权平均的40%最小协峰度的债券品种指数收益率。

依据Harvey 和Siddique（2000）对协偏度的定义，估计系统协偏度如下：

（5）

式（5）中，； ，为市场组合的第t+1时刻的超额收益率与其样本期间的均值之差。

依据Hwang和Satchell（1999）对协峰度的定义，估计系统协峰度如下：

（6）

式（6）中，； ，为市场组合的第t+1时刻的超额收益率与其样本期间的均值之差。

为了避免异常数值对式（5）和式（6）中的估计参数α和系数β的影响，本文借鉴Litzenberger, R. H., Ramaswamy, K（1979）的做法，分别做以下平滑处理，消除异常数值的不利影响。最后，根据平滑处理过的α和β计算系统协偏度和协峰度。

实证分析

（一）描述性统计

表1显示，半年到期交易所固定利率国债即期利率与临近到期交易所固定利率国债即期利率均值差值为0.37%；10年到期交易所固定利率国债即期利率与1年到期交易所固定利率国债即期利率的均值差值为1.67%，该数值与临近到期交易所固定利率国债即期利率日均值相近。表2显示，债券市场的协偏度投资组合策略日收益率均值为0.04597%，协峰度投资组合策略日收益率均值为0.07117%；股票市场上的两个策略日收益率均值分别为 0.25981%、0.63044%。

（二）先决信息变量、系统高阶矩因素的平均t值及显著性

通过对所有样本基金的回归分析，表3给出了先决信息变量、系统高阶矩因素的平均t值及显著性，可以发现，除了turnoversp这个变量不显著外，其他变量都显著。

（三）实证结果

首先，在79只样本股票型基金中，宝盈泛沿海增长股票一只基金的无条件詹森阿尔法系数为负值，为-0.0000123，但是不显著，剩余基金的无条件詹森阿尔法系数都大于零，其中，国富弹性市值股票、国泰金鹰增长股票、华夏收入股票、华夏优势增长股票、泰达宏利成长股票、泰达宏利周期股票、兴全全球视野股票7只基金通过10%显著性水平检验，占比为7/79；华夏优势增长股票的无条件詹森阿尔法最大，为0.0010824。所有股票型基金的平均无条件詹森阿尔法为0.0006101。对于条件詹森阿尔法，实证研究发现，华夏优势增长股票、泰达宏利成长股票共两只基金通过10%显著性检验，国富弹性市值股票、国泰金鹰增长股票、华夏收入股票、泰达宏利周期股票、兴全全球视野股票5只基金的条件詹森阿尔法不再显著；大成积极成长股票的条件詹森阿尔法为最大值（0 .0004398），但不显著，宝盈泛沿海增长股票的条件詹森阿尔法为最小，且为负值（-0.0001497）；所有样本基金的平均条件詹森阿尔法为0.0004712；条件詹森阿尔法都比无条件詹森阿尔法小，平均条件詹森阿尔法数值也比无条件詹森阿尔法小（见表4）。这说明，在考虑了先决信息变量之后，股票型基金在总体上来说表现不是很好，大多数没有超过市场。在模型中增加条件性因素，条件詹森阿尔法显著左移。图1和图2说明了条件詹森阿尔法和无条件詹森阿尔法变化情况。

其次，28只无条件詹森阿尔法都大于零的债券型基金中，仅招商安泰债券A、泰信双息双利债券、融通债券3只基金的无条件詹森阿尔法系数没有通过10%显著性检验，其他基金都通过10%显著性检验。其中，富国天利增长债券、中信稳定双利债券、长盛全债指数增强债券、华夏债券A/B、华宝兴业宝康债券、华夏债券C、大成债券A/B、国泰金龙债券A、大成债券C、诺安优化收益债券、鹏华普天债券B、嘉实超短债债券、鹏华普天债券A 13只债券型基金通过1%显著性检验。招商安泰债券A的无条件詹森阿尔法最大，为0.0017301，嘉实超短债债券的无条件詹森阿尔法最小，为0.0000479；样本基金的平均无条件詹森阿尔法为0.0002667。对于条件詹森阿尔法，样本基金的条件詹森阿尔法系数都为正值。其中，招商安泰债券A、国投瑞银融华债券、南方宝元债券、银河收益债券、泰信双息双利债券、华泰柏瑞稳本增利债券A、融通债券7只基金的条件詹森阿尔法没有通过10%显著性水平检验，其它基金通过10%、5%、1%的显著性水平检验（见表5）。平均条件詹森阿尔法系数0.0002455。招商安泰债券A条件詹森阿尔法最大，为0.0017048，嘉实超短债债券的条件詹森阿尔法最小，为0.0000457。这说明，在考虑了先决信息变量之后，债券型基金总体上表现不错，大多数超过市场。在模型中增加条件性因素，条件詹森阿尔法显著左移。图3图4说明了条件詹森阿尔法和无条件詹森阿尔法变化情况。

第三，102只混合型基金中，仅大摩基础行业混合基金的无条件詹森阿尔法小于零（-0.0000236），但是不显著，无条件詹森阿尔法大于零的占比为101/102。其中，华夏大盘精选混合、华夏红利混合、大摩资源优选混合（LOF）、富国天惠成长混合（LOF）、嘉实服务增值行业混合、交银稳健配置混合、华夏成长混合、嘉实主题混合、嘉实增长混合、华夏回报混合、华安宝利配置混合、兴全趋势投资混合（LOF）、兴全可转债混合、华夏回报二号混合、博时平衡配置混合、泰达宏利风险预算混合、银华保本增值混合、申万巴黎盛利强化配置混合18只基金的无条件詹森阿尔法通过10%水平的显著性检验，在这18只基金中，华夏大盘精选混合、兴全可转债混合、银华保本增值混合3只基金通过1%显著性检验。华夏红利混合、华夏回报混合、泰达宏利风险预算混合3只基金通过5%显著性检验。平均无条件詹森阿尔法为0.0005663。鹏华动力增长混合（LOF）的无条件詹森阿尔法最大，为0.0029587，大摩基础行业混合的无条件詹森阿尔法最小，为-0.0000236。对于条件詹森阿尔法，华夏大盘精选混合、银华保本增值混合两只基金通过1%水平的显著性检验，数值为正；兴全可转债混合一只基金通过5%显著性检验，数值为正；华夏红利混合、华夏回报混合、泰达宏利风险预算混合3只基金通过10%显著性检验，数值为正；条件詹森阿尔法为正，通过显著性检验的基金个数为6只，相比于无条件詹森阿尔法而言，只数明显下降；南方避险增值混合条件詹森阿尔法为负值，但没有通过显著性检验。条件詹森阿尔法数值为负的基金个数为两只，分别为南方避险增值混合和大摩基础行业混合（见表6）。平均詹森阿尔法为0.0004468，鹏华动力增长混合（LOF）的条件詹森阿尔法为最大，为 0.0028063；大摩基础行业混合的条件詹森阿尔法最小，为-0.0000783。这说明，在考虑了先决信息变量之后，混合型基金在总体上来说表现不是很好，大多数没有超过市场。在模型中增加条件性因素，条件詹森阿尔法显著左移。图5和图6说明了条件詹森阿尔法和无条件詹森阿尔法变化情况。

（四）先决信息变量的贡献度

将条件模型（4）定为非限制性模型，去掉模型（4）中条件因素后的模型定为限制性模型，即无条件模型，使用如下F统计量检验在非限制性模型中新加入的变量是否对系统解释能力有显著的提高。

（7）

式（7）中，UR2为非限制性模型的调整可决系数，R2为限制性模型的调整可决系数。N为样本观测值数量，p为非限制性模型中的变量个数，q为线性约束数量。

本文通过计算每只基金的R2和UR2，发现UR2都大于R2。通过计算每只基金的F值，发现，在样本基金中，全部基金获得了5%显著性的F值，部分基金获得了1%的显著性的F值。这说明，先决信息变量可以更好地解释大多数基金的收益来源。笔者认为，使用本文提出来的条件詹森阿尔法可以较好地评价基金绩效。

研究结论

第一，Michael C. Jensen认为基金的alphas时常为负值，但是本文计算得到的结果大多为正值，并且在模型中增加条件性因素，条件詹森阿尔法显著左移，与Christopherson et al.（1999）的观点不同：使用条件alphas，alphas的分布向右转移，即多正值。本文之所以得到如此结论，是与市场非完全有效相关，通过控制住相关因素，降低了计算出来的条件詹森阿尔法。

第二，在所有样本基金中，无论是无条件因素模型还是条件模型，债券型基金整体来看，表现很好，在无条件模型和条件模型中表现较好的基金个数占比分别为89.29%、75%；其次是混合型基金，混合型基金中表现较好的基金个数在无条件模型和条件模型中占比分别为17.65%、5.88%，而股票型基金这个比例分别为8.86%、2.53%。

第三，先决信息变量中，半年到期的交易所固定利率国债即期收益率与临近到期的交易所固定利率国债即期收益率之差，10年期和1年期的交易所固定利率国债即期收益率之差，上海红利收益指数和深圳红利全收益指数收益率，前一日高交易量股票与低交易量股票收益率差额等因素在评价基金绩效时候不能忽视，具有重要影响。

第四，样本债券型基金都表现出较好的风险分散能力。股票型基金中仅宝盈泛沿海增长股票没有表现出良好的风险分散能力；混合型基金中仅南方避险增值混合、大摩基础行业混合两只基金没有表现出良好的风险分散能力。

第五，在模型中引入条件性因素比无条件因素模型可以更好地解释基金的收益来源。

第六，需要重视市场上的系统性高阶矩风险因素。

参考文献：

1.Ferson, W. E. and Schadt, R. W. Measuring fund strategy and performance in changing economic conditions [J]. Journal of Finance, 1996, 51

2.何孝星，于宏凯.条件CAPM下我国证券投资基金业绩的实证研究[J].南开经济研究，2003（6）

基金收益率论文范文第13篇

[关键词]GARCH模型；EGARCH模型；非对称性

[DOI]10.13939/ki.zgsc.2016.29.062

1 研究的背景和意义

马科维茨的资产组合理论自问世以来一直备受理论界和实务界的关注，发展至今日，投资组合理论已被广泛地应用于证券市场的实际操作中。也正是基于此，国际股票市场投资理念有了新的变化：重视组织者投资的方法，并且推动趋势投资和专业基金管理的发展。所以ETF基金应运而生，在全球范围内迅速地发展。目前已成为全球基金业发展中的重要组成部分，这其中也包括我国。ETF的优势满足投资者追求稳定收益的需求，符合价值投资的理念。本文使用自回归条件异方差模型对ETF的收益率波动进行探讨研究，希望加深部分投资者对其的认知度，同时也希望能为相关从业人员提供一些有价值的参考意见。

2 沪深300ETF收益率波动非对称性实证分析

2.1 建立ARMA模型

本文选取2012年7月19日到2016年1月18日的嘉实沪深300ETF的每日价格序列，求算出沪深300ETF的每日收益率。μt=pt-pt-1pt-1

其中μt表示的是在t时刻该基金的收益率，pt和pt-1分别表示的是t时刻和t-1时刻基金的收盘价格。

从表1可得，收益率的期望值大于零，偏度小于零，峰度大于3，说明分布向左偏且呈现尖峰的状态。J-B统计量的概率值近似为零，说明序列不服从正态分布。

同时，由图1的Q-Q图可得，收益率序列是非对称的，特别是在尾部尤为明显，这也进一步说明序列不服从正态分布。

接着对收益率序列作单位根检验，使用ADF的检验方法。检验结果显示，95%置信水平下计算的临界值大于-13.67的ADF 值，说明收益率序列是平稳的时间序列。接下来进行相关性检验。

从图2相关图可得，收益率序列的自相关系数和偏自相关系数接近于零，大部分落在置信限内，Q统计量较大且伴随的概率值较小，说明序列虽然不存在明显的自相关性，但是存在一定程度的自相关。当滞后阶数为2阶时，自相关在统计上显著异于零，所以在建立ARMA模型时，主要考虑2阶滞后相关。

回归方程各项系数伴随的概率值近似为零，模型通过检验。接下来对回归方程的残差序列做ARCH效应检验。

2.2 ARCH效应检验

接着对回归模型的残差平方序列做ARCH效应检验。从检验的相关图图3可得，前3阶自相关系数和偏自相关系数均落在置信限外，说明残差序列存在高阶的ARCH效应。因此，序列适用于使用GARCH，EGARCH模型、信息冲击曲线图进行建模分析其波动的非对称性特征。

通过建立GARCH模型来体现ARCH效应。首先比较四种不同滞后阶数GARCH模型的AIC和SC，根据该表可得GARCH（2，1）模型的AIC和SC均是最小的，所以我们选择建立最佳的GARCH（2，1）模型。详见表3。

GARCH（2，1）回归模型方差方程的ARCH项和GARCH项的系数之和为α1+α2+β=-0.007301+0.099125+0.902116=0.99394

随后，我们再对均值方程的残差序列进行ARCH-LM检验，目的是检验残差序列是否还存在ARCH效应，检验的结果显示残差序列已经不存在ARCH效应。

虽然GARCH模型很好地消除残差序列的条件异方差性，但在资本市场中，资产的向上运动通常伴随着比其更强的向下运动，意味着资本市场存在着非对称性。但GARCH模型并不能解释该现象，而非对称性的EGARCH模型则能解决该问题。因此，接下来我们将使用EGARCH模型来解释收益率波动的非对称性特征。

2.3 信息冲击曲线

为了更直观地描述出深市300ETF收益率波动的非对称性效果，我们绘制出EGARCH（1，1）模型的信息冲击曲线。

根据信息冲击曲线可知，当μt-10时，受到利好消息冲击时，信息冲击曲线相对平缓。信息冲击曲线再次验证了沪深300ETF的收益率序列存在“杠杆效应”。见图4。

3 结 论

2012推出的嘉实沪深300ETF，从真正意义上实现沪深两市指数基金的跨市交易。交易所交易基金（ETF）在国际社会被广泛认为是长线投资、价值投资，规避风险的良好金融工具，但目前对于我国大多数的投资者来说，ETF仍然是一种新生事物，股市投机炒作风气盛行，本文认为有必要增强投资者对ETF的认知度和接受度。基于此，本文以嘉实沪深300ETF为例，并对基金的收益率序列进行正态性检验、平稳性检验、自相关性检验及ARCH 效应检验，并对此建立了GARCH、EGRCH模型，本文对实证结果分析后得出了以下结论：

第一，沪深300ETF的收益率序列表现为尖峰厚尾的特征，t分布和GED分布可以很好地体现此特点。本文通过实证分析发现：沪深300ETF的收益率序列服从自由度为3.5的t分布。同时本文得出收益率序列GED分布的自由度为0.98，因为自由度小于2的GED分布同样也可以很好地体现收益率序列的尖峰厚尾性，所以GED分布同样符合沪深300ETF的收益率现状。

第二，沪深300ETF收益率波动表现为聚集性、异方差性、存在ARCH 效应和杠杆效应。在消除ARCH效应的实际运用中，GARCH模型被使用得比较多，源于它能对金融序列的波动进行有效的预测，尽管GARCH模型对沪深300ETF的波动聚集性和异方差性都拟合得比较好，但是GARCH模型是对称的，且需对其模型参数施加约束条件。而金融市场在通常情况下都表现出非对称性，此时“利空消息”比等量的“利好消息”引起的市场波动更大，对此GARCH模型却表现得无能为力。而能够体现波动非对称性的EGARCH模型不仅可以描述金融市场的聚集性、异方差性、消除ARCH 效应，同时还能描述市场存在的杠杆效应。另外，EGARCH模型对模型参数的约束条件比较少，能够灵活地体现条件方差及收益率之间的关系。经过本文的实证分析，沪深300ETF收益率存在着非对称性，因此采用EGARCH模型能对沪深300ETF收益率序列进行更好的拟合。

参考文献：

[1]彭坤.我国股市收益率波动非对称性的实证研究[D].成都：西南财经大学，2008：44-47.

[2]郭慧宇.基于EGARCH 模型的我国商业银行同业拆借利率风险研究[D].杭州：浙江财经大学，2014：33-38.

[3]李坤保.中证开放式基金指数波动的非对称性研究[J].数学的实践与认识，2015，45（13）：1-8.

基金收益率论文范文第14篇

关键词：开放式股票基金；绩效评估；择时择股

一、数据及基准的选取

本文在进行具体的研究时，根据研究内容的需要，以及目前国际上对于基金绩效进行分析时所主要对于样本基金的选取标准进行参考，选取了一共50只开放式股票基金的月度数据为样本，其均来自于WIND数据库。

二、风险调整绩效评价

（一）模型描述

1、特雷诺指数。特雷诺指数的提出是建立在资本资产定价模型的基础上的，其设立的主要思想是将每一单位的系统性风险为基金带来的超额收益率作为一个具体的对于基金绩效进行衡量的指标，该指标的具体的计算公式为：TP=（Rp-Rf）/βP

式中：TP为基金p的特雷诺指数，Rp为基金p在样本期内的平均收益率；Rf为样本期内的无风险收益率平均值；βP为基金p所承担的系统风险。

2、夏普指数。夏普指数能够衡量基金在具体的资本市场中所承担的一单位的总风险所为基金带来的收益情况。其计算公式为：SP=（RP-Rf）/δP

式中：Sp为夏普指数；Rp为平均收益率；Rf为无风险收益率平均值；σp为收益率的标准差，即基金p承担的总风险。

3、詹森指数。詹森指数是对特雷诺指数以及夏普指数的进一步延伸，其能够对基金于市场组合相比，其表现情况的具体差异大小进行衡量，这个差异的程度即为詹森指数。詹森指数的具体获取过程是通过将不同的收益率差额进行回归所得到的，具体的回归方程如下：

式中：Rpt为基金p在t时期的收益率；Rft为t时期的无风险收益率；Rmt为基准组合在t时期的收益率；α为超额收益率，即詹森指数；βp为基金p所承担的系统风险；εpt为残差项。

（二）实证结果

本文按照前文所描述的相关分析方法，对样本基金在样本期间内进行实证研究之后所得到的具体结果如表1所示。

1、特雷诺指数。根据表1中所得到的结果，样本基金中有21只基金的特雷诺指数均为正值，这表明这些基金在具体的投资过程中所承受的每一单位的风险所为其带来的收益水平均要超出了无风险的收益水平。而当与市场基准组合的特雷诺指数进行比较之后，我们能够发现仅有6只基金的特雷诺指数大于市场基准组合最终得出的结果，而综合考虑样本基金的平均特雷诺指数的大小，我们发现其数值-0.00037要明显小于市场基准组合的0.006116。上述结果说明，当我们对于基金所处资本市场的系统性风险进行整体考量之后，基金在市场中的表现是十分不尽人意的。

2、夏普指数。根据表1中所得到的结果，样本基金中有23只基金的夏普指数为正值，这表明这些基金在具体的投资过程中的收益率水平要超出了无风险的收益率水平。而当与市场基准组合的夏普指数进行比较之后，我们能够发现没有基金的夏普指数大于市场基准组合最终得出的结果。上述结果说明，当我们对于基金所处资本市场的整体风险进行考量之后，基金在市场中的表现同样无法令人满意。

3、詹森指数。在我们进行研究分析的50只样本基金中，仅1只基金得到的α值大于0，说明只有这一支基金在资本市场的投资中取得了超额收益，该基金的投资绩效要优于市场组合；而样本基金中的剩余49只基金得到的α值小于O，说明这49只基金在资本市场中所得到的收益连系统风险的要求都无法完全补偿，基金的投资绩效次于市场组合。样本基金中有98%（50只中有49只）的α值为负值，说明大部分基金还是无法获得风险溢价，获取超越市场的绩效。

三、 结论

从风险调整绩效评价指标来看，不管是特雷诺指数、夏普指数还是詹森指数，当我们对于基金所处资本市场的系统性风险进行整体考量之后，基金在市场中的表现是十分不尽人意的，其在资本市场上的表现都是差于市场基准组合的表现的。与此同时，不同绩效评价指标之间的相关系数的大小都比较大，并且相关系数都是比较显著的，这说明基金的绩效一致性较好，因此基金的决策者不必过于纠结应当选择哪一种指标作为基金投资选择的依据。

参考文献：

[1] 刘平.开放式基金Var风险的比较[J].经济问题，2011（11）.

[2] 郭文伟，宋光辉，许林.中国开放式基金风格择时能力的实证研究[J].统计与决策，2010（8）.

[3] 张莉.开放式基金选择证券和时机把握能力[J].2011（2）.

基金收益率论文范文第15篇

关键词：基金；风格漂移；绩效

一、引言

近年来国内学术界有关基金风格漂移及其对基金业绩影响的文献逐渐增多，但大多数文章主要集中在运用不同的模型研究牛熊市时期风格漂移对基金绩效的影响，对市场震荡整理时期的研究较少，文章将运用实证分析研究震荡整理时期风格漂移对基金绩效的的影响。

二、实证研究

本文以开放式基金中的偏股型基金为研究对象，研究样本包含20支偏股型基金，根据基金约定的投资风格划分：成长型，价值型，平衡型，整体的研究区间是2010年1月1日至2013年4月30日。

本文选择Gruber模型对基金的实际投资风格进行鉴证，其模型如下：

分别表示第t期的基金收益率、无风险收益率、股票市场指数收益率、小盘风格指数收益率、大盘风格指数收益率、成长风格指数收益率、价值风格指数收益率和国债指数收益率。Rm，t-Rf，t ， Rs，t-R1，tRG，t-Rv，t ，RB，t-Rf，t 分别表示股票市场因子、规模因子、成长-价值因子和国债因子， [i，1、[i，2、[i，3、[i，4分别表示四个因子的系数， ei，t是回归扰动项。，Zi 是回归常数项，表示经过风格调整后的业绩值，代表基金经理的投资能力。

文章选择Sharpe指数来进行绩效评价。其模型如下：Si=Ri-Rf/li Si，Rf，Ri，li分别表示i基金 的Sharpe指数、无风险收益率、i基金的样本期间平均收益率、i基金收益率的标准差。 Sharpe指数衡量的是基金承担的单位总风险所取得的额外收益，该值越大则说明基金的绩效越好。 Gruber模型基金投资风格的判断标准如下

本文选取基金累计净值增长率作为收益率指标，公式如

Ri，t=Ln（NAVt/NAVt-1）其中：NAVt为第t期的基金复权单位净值，NAVt-1为第t-1期的基金复权单位净值

本文中风格指数收益率定义为： Rt=Ln（INDEXt/INDEXt-1）

在风格指数选取方面中信标普指数作为相关指数，由于指数之间具有较高的相关性，因此对其进行横向差分处理，指数之间的相关性大幅降低。

本文运用eviews5进行回归分析，结果如下：（附后）

通过以上数据分析可知，投资风格未发生改变的基金有4只，第二阶段绩效值与第一阶段相比较高；投资风格发生漂移的基金有16只，投资风格发生漂移对基金绩效的影响也差异明显，其中13只基金绩效与之前相比下降，仅有3只基金绩效改善。

三、结论 本文对市场震荡整理时期风格漂移对基金绩效的的影响进行了实证研究，通过实证研究我们发现，投资风格发生漂移的大多数基金业绩变差，说明投资风格漂移在削弱其绩效，而投资风格一致的基金业绩则表现相对较好。对此，本文认为在市场震荡整理期间基金经理应保持投资风格的一致性，以提升基金的绩效。

参考文献：