基金收益率论文十篇

基金收益率论文篇1

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。

基金收益率论文篇2

【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。

基金收益率论文篇3

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。

基金收益率论文篇4

一、基金绩效比较分析方法和指标的选取

传统的基金业绩评价理论是上世纪60年代产生的。继Terynor于1965年提出特雷纳指数评价指标后，Sharp和Jensen也分别在1966年提出夏普指数和詹森指数，构成了资产组合业绩评价的三大经典理论和方法。这些业绩评价的传统方法都是以马柯威茨（Markowitz）模型和资本资产定价模型（CAPM）为理论基础的，其认为投资者都是讨厌风险，根据资产收益率的均值和方差来选择有效资产组合，以获得期望效用的最大化。在具体的实现过程中，各评价方法分别从不同的角度出发，选用不同的风险指标对资产组合的相关收益指标进行调整。

本文进行基金业绩评价是为分析某只基金在一定投资风格下的绩效表现，设定投资者选择该只基金作为其全部风险投资，这时，基金组合的非系统风险一般不能得到充分分散，因此在进行评价时，要用全部风险来对其收益进行调整，在这种情况下，只有夏普指数是合适的选择。另外，收益和风险是基金业绩评价中的两个最基本要素，一般用平均收益率和收益率标准差来衡量。下面我们对此分别作出说明。

(一)收益率

基金收益指基金本期末资产净值同上期相比的增加或减少，一般我们所说的基金收益常指基金净值的相对收益，即收益率。收益率的计算方法较简单，可用以下公式表示：

其中，V1、V2 分别表示某一时间段的期初净值和期末净值。

本文中，我们通过平均收益率衡量基金的收益或业绩表现。具体方法是根据样本基金每周公布的净值计算平均周收益率（R）。

(二)标准差

标准差(δ)是衡量风险的一种方法，它反映了基金收益相对平均水平的波动程度，标准差越高，风险也越高。标准差在数值上是一个统计变量，表示为方差（Var（R））的平方根，公式是：

其中，N是评价期间的周数，

（三）夏普指数

夏普指数是由诺贝尔奖金获得者Sharp W.F.于1966年提出的。他认为，按照有效市场理论，证券的价格已经充分反映了所有的信息，人们将精力放到发现错误定价的证券上是徒劳的，因此，投资者应致力于如何去分散非系统风险，从而在收益一定的情况下，使得总风险最小。夏普指数的计算公式为

其中为 基金i的夏普指数，为基金i在样本期内的平均收益率， 为样本期内的平均无风险收益率， 为基金i收益率的标准差，即基金投资组合所承担的总风险。

夏普指数在几何上是基金组合与无风险利率连线的斜率，其值反映了基金单位风险所获得超额收益的大小，夏普指数越大，说明基金经风险调整后的业绩表现越好。

二、样本基金及研究期间

本文主要选择2001年12月31日～2003年12月31日我国证券市场上10只证券投资基金(其中包括7只封闭式基金和3只开放式基金)的季度投资组合公告作为考查对象。对此需要作如下说明：

(一)研究期间

2001年12月31日至2003年12月31日这段时间，我国证券市场的走势属于比较典型的箱体整理，在经过大盘熊市和牛市的洗礼后，基金管理人投资理念趋于成熟，基金投资风格在整体上处于理性调整期，证券投资基金在大市盘整阶段的操作手段显现得较为明显，能够较好地反映基金管理人的投资风格。另外，本研究期间，包括了我国较早期设立的3只开放式基金公告的两年完整投资组合数

据，有助于本文将开放式和封闭式基金都纳入分析范围。

（二）样本基金

本文选取的基金简称和代码如下：华夏成长（000001）、华安创新（040001）、南方稳健（202001）、基金同盛（184699）、基金金泰（500001）、基金兴和（500018）、基金景宏（184691）、基金普丰（184693）、基金泰和（500002）、基金汉兴（500015）。以上10只基金分属九家基金管理公司，基金单位总份额都超过20亿份，其基金契约中告示的投资风格大多数相异，体现了我国证券投资基金现有的投资风格情况。

当然，本文选取的样本基金数目较少，不同投资风格的基金绩效评定可运用以上方法进行类似核算分析，而在实务操作中，样本基金选取应是待评定的目标基金。

三、评价结果及分析

各指标统计运算使用Excel软件完成，基金周收益率按各基金管理公司网站公布的基金净值数据（2001年12月31日～2003年12月31日期间除去节假日共99周数据）计算得出。夏普指数的无风险收益率是采用研究期间一年期定期银行存款利率， 即1.98％，1999年11月1日开始征收利息税20％后，一年期实际利率为1.98％×0.8，周利率为年利率除以52周的值，等于0.0003046。

通过统计运算，得出各指标结果如表6－3。

表6－3基金绩效指标统计核算表

(数据统计期间：2001年12月31日～2003年12月31日)

从夏普指数和平均收益率来看，基金同盛、南方稳健、基金泰和的业绩较好，而基金兴和、基金汉兴的市场表现欠佳。结合基金投资风格，我们认为，在样本期间，采取混合型管理模式进行成长与价值复合型投资、高集中度、激进的投资风格较为合理。影响基金业绩的因素是多方面的，如市场环境的客观因素、基金管理人的主观因素等，设定各基金所处其他影响因素一致，单从投资风格的角度分析，以上核算结果可以解释为，业绩优先的三只基金比较好地平衡了主动投资与被动投资、成长型投资与价值型投资各自优势和不足，确立了合适的基金投资风格。

从衡量风险的标准差指标来看，标准差越大表示收益风险越大。基金兴和、基金同盛的平均周收益率标准差排在前列，这与它们激进的投资风格特征相对应，而三只开放式基金的标准差较小，原因是开放式基金在样本期间偏好固定收益，追求稳健型投资风格。

基金收益率论文篇5

[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.

基金收益率论文篇6

近年来，证券市场中的惯性与反转现象逐渐成为研究热点。所谓惯性现象，是指过去的赢(输)家组合持续成为赢(输)家组合，而反转现象是指过去的赢(输)家组合成为未来的输(赢)家组合。惯易策略是以股票过去的表现作为买卖判断的基础，即买入近来的强势股，卖出近来的弱势股；而反转策略则卖出近来的强势股，买入近来的弱势股。一般认为，这两种现象产生的原因在于股票价格对过去或公开的信息发生具有规律性反应。惯性与反转现象的发现，被视为“市场异象”。从理论研究的角度看，这些能给投资者带来超常收益的规律性现象是对传统资本市场理论，特别是“有效市场假说”(EMH)的极大挑战，冲击着当代金融理论的基石。从投资实践的角度看，把握资产价格的这些规律性变动，可以给投资者带来超常收益，增加获利空间。关于惯性与反转现象以及相应投资策略的研究，无疑具有理论与实践的双重意义。

目前，比较成熟的研究主要建立在国外市场发达的交易机制和成熟的投资环境基础之上。本文以中国偏股型封闭式基金和偏股型开放式基金的投资行为为研究对象，这主要基于两点考虑：一是因为基金的投资决策是市场发展趋势的方向标；二是从1998年3月中国发行第一支基金至今，证券投资基金资产总规模达5008.2亿元，沪深两市上市的封闭式基金共有54家，开放式基金102家，发行基金单位6551.13亿份，基金资产净值1050亿元，可见中国基金业取得了超常规的快速发展。在当前的市场环境下加强对证券投资基金投资行为的研究，不仅有利于倡导正确的价值观和投资理念，发展壮大投资基金，而且有利于推动证券市场的健康稳定发展和金融体制的健全完善。

二、研究设计

(一)样本选择

根据中国证监会1999年3月10日的《证券投资基金管理暂行办法实施准则第五号{证券投资基金信息披露指引)》的规定，基金管理人应该在每个季度的公告截至日后15个工作日内编制完整的投资组合公告，并经基金托管人复核后予以公告。基金公告的内容包括按市值占基金资产净值比例大小排序的前10名股票明细，即股票名称、数量、市值、占基金资产净值比例(%)。本文将上述的前10名股票定义为“基金重仓持有的股票”，并以其作为研究样本，样本以一个季度为间隔，时间跨度从1999年3月31日至2006年3月31日。为使样本数目尽可能达到统计检验中大样本数目的经验要求，本文选择了投资组合公告在5年以上的偏股型封闭式基金，共49支；投资组合公告在两年半以上的偏股型开放式基金，共24支，作为研究对象。数据来源于天软数据库、深圳国泰君安数据库(CSMAR)和金融界网站(http：//)，采用MATLAB和MICROFIT统计软件。

(二)模型定义

本文根据GTM模型，做出如下改进：

首先，GTM模型对惯性反转现象的研究方法主要是先对整个市场的股票按照某一标志，如超常收益率进行排序，选择高低两端的股票构造赢家组合和输家组合，并分析这两种组合在未来一段时间的超常收益率情况。本文认为，由于资产价格对不同的信息将发生不同的反应，并且不同的资产其价格对同类信息也将产生不同的反应，因此本文基于行为金融的理论和研究方法，选择了24支开放式基金和49支封闭式基金为研究对象，以基金重仓持有的股票为样本，基于这些股票过去一段时期相对于上证综合指数收益率进行分组，分别构造赢家组合和输家组合。之所以选择上证综合指数，一是因为其作为国内外普遍采用的衡量中国证券市场表现的权威统计指标，是一个包括上证180指数、上证50指数、上证综合指数、A股指数、B股指数、分类指数、债券指数、基金指数等的指数系列；二是因为基金持股的偏好受到行为、心理因素的影响，个体差异较大，以上证综合指数来构筑赢家、输家组合，可以提供一个相对科学、统一的分析参照系。

其次，GTM模型并没有区分基金在买卖股票时所采用的交易策略的差异性，比如：投资组合中的某只股票的权重变化为负值，有可能是因为相对于通过持仓调整而将权重维持在当前水平的投资策略而言，投入到该支股票的新资金所占比例较小。然而，本文希望测量的是增加的交易量本身，而不是由价格变动或由新股票进入、退出所引发的权重变化带来的惯性估计值的改变。

如图1(以股票进退投资组合和市值为研究对象)和图2(以股票进退基金投资组合的支数为研究对象)所示，中国基金进出股票相当频繁，持股仍以中短期为主。因此，本文将基金买卖股票的行为分为三类：完全退出、新进去和持仓调整。分别考虑有股票进入或退出时对基金投资组合的影响，并检验未来一段时期超额收益的变化趋势和惯性反转的程度。这样一来，权重变化在有新资金进入(退出)的情况下总是正值(负值)，并且，在没有惯性(或反转)交易的零假设下，每一个组成部分的惯性值应趋近于零。

其中，T表示股票j在基金投资组合中出现的次数；N表示基金投资组合中所考察的股票支数，因本文以基金投资组合中前10位的重仓股为研究样本，所以N的最大取值为10；Rj,t-k为股票j在t—k期间的收益率，按照复利方式根据股票的日收益率计算出股票的季度收益率：

用来衡量基金在考察期内所采取的投资策略的综合效果。当Rj,t-k>Rm,t-k时，即股票i在t—k期的收益率大于同期的上证综合指数收益率，若wj,t>wj,t-1即基金增加股票j的持有市值比例，则M>0，表明基金采取追涨的惯性策略；当Rj,t-k<Rm,t-k时，若wj,t<wj,t-1，则M>0，表明基金采取了杀跌的惯性策略。表明基金采取了卖高的反转策略；当Rj,t-k<Rm,t-k时，若wj,t<wj,t-1，则M<0表明基金采取了买低的反转策略。总之，M衡量的是基金在考察期内所采取的投资策略的综合效果，如果M>0，表明基金采取的是追涨杀跌的惯性策略；如果M<0，表明基金采取的是买低卖高的反转策略。虚部数值的变化可将基金交易行为区分为新进入、完全退出和持仓调整三类。ImM(i)>0，表明本期增持了股票j；ImM(i)<0，表明本期减持了股票j；ImM(i)=0，表明本期股票，j退出基金的投资组合；ImM(i)=∞，表明新股票i进入该基金的投资组合。1表示对基金投资组合权重变化进行检验的时间跨度，当1等于1时，是对连续季度的投资权重变化进行检验；当1等于2或4时，检验的时间间隔分别为6个月或1年。本文对1分别取1、2、4时的惯性值M进行检验。k表示基金经理的投资策略是根据本季度或前k季度的股票价格波动所做的反映。当k=O时，M值反映基金经理基于本季度股票收益率所采取的交易策略；当k=1时，M值衡量的是基金经理根据上一季度股票收益率所采取的交易策略。

三、实证结果分析

Grinblatt，Titman和Wermers(1995)用GTM模型进行实证检验时，采用的是t—统计检验，本文考虑到每个季度的估计值不一定独立，采用Fama-MacBeth方法，对各个季度的横截面数据进行基金持股比例、收益率和M值的统计检验。实证检验结果见表1、表2和表3。

实证结果表明，全体股票、新进入股票这两列M值，其均值和中位数，不论是t—检验还是符号检验，都大于零，表明基金投资行为的惯易倾向显著。基金在有新进入股票时的M值，无论是均值还是中位数，都远远大于全体股票、退出股票的相应度量值，这表明基金在买入股票时，追涨现象十分显著；在只考虑完全退出股票时，M的均值和中位数都为负，即存在反转交易行为，这表明基金在卖出股票时，高卖的现象十分显著。

表3为基金持仓调整时的M值，本文将它作为衡量基金投资综合效果的参照。从表3中可见，对于持仓调整策略而言，虽然其惯性估计值的均值和中位数都非常小，但均为正值。例如，对于一个季度(k=1，l=1)的滞后回报，封闭式基金和开放式基金均值分别为0.2116和0.1974，中位数分别为0.2066和0.1574。以封闭式基金为例，0.2116表明机构投资者在季度末持有的股票在该季度的回报率仅比上个季度开始时持有股票的相应回报率高0.2个百分点。这和Grinblatt，Titman和Wermers(1995)0.3个百分点的惯性估计值非常接近。随着滞后期的拉长，均值的估计值上升，而中数却仍然很小。此外，所有M估计值的分布都是偏斜的，中位数比均值小。在持仓调整的情况下，所有M值的滞后平均惯性估计值都为正数，并且在统计上显著，虽然显著值非常小。可见，不论以本季度股票回报率的变动(k=0)还是以上一季度股票回报率(L=1)作为决策依据，基金明显倾向于采取追涨的惯性投资策略。

从投资的综合效果来看，当k=0时，M值的均值大多大于k=1时的均值。可见，绝大部分基金管理人倾向根据本季度股票收益率的变动同向调整持股结构，即采取追涨的惯性投资策略。其中的原因，一是因为中国证券市场属于资金推动型的幼稚市场，当大盘开始启动后，个股存在着较大的上涨惯性；当大盘开始下跌，无论是绩优股、成长股还是垃圾股都同步下跌，基金只有采取趋势投资策略顺势、借势、甚至造势，才能赚取超额利润。二是中国基金业绩评价标准粗糙。目前，对于多种风格、不同风险收益目标的基金，各基金管理公司都采用基金净值对基金绩效进行评价。由于基金经理采用同一股票研究分析平台，又为了获取市场认同，在业绩上不输给同业，不得不采取谋求短期盈利的行为，导致选股和投资决策雷同和基金投资风格趋同。

四、结论及建议

本文以偏股型证券投资基金为研究对象，分析这些基金是否存在收益的惯性反转现象。实证结果表明：在交易策略上，证券投资基金整体采用惯易策略，但倾向于买过去表现好的股票，尤其是收益率高于同期上证综合指数收益率的股票；不倾向于卖出过去表现差的股票，即采用高买高卖的策略。M值在考虑有新股票进退时，显著大于其他各种情况，这表明基金经理在选择新股进入投资组合时倾向追涨。并且选择股票时偏好收益率高于上证综合指数的股票。M值在考虑股票完全退出的情况下，所有的M值均为负值，说明基金在进行投资组合调整时，都倾向采用完全退出并投资新股的策略。可见在偏股型证券投资基金中，基金投资跟风、同质现象依旧存在。要改变这一现状，一方面要提高上市公司的质量，增加具有投资价值的股票数量；另一方面也应使基金的投资风格向多元化方向发展。

基金收益率论文篇7

一、引言

2014年6月13日是余额宝的周岁生日，也是互联网理财产品诞生一周年的日子，截至目前，余额宝用户已超过一亿户。“宝宝”理财规模的迅速壮大，不仅改变了人们的生活习惯，更令传统银行业开始感觉到前所未有的危机，也促进了中国金融业的全面改革。这一年来互联网金融创新加速促进中国金融的市场化改革，核心变革是利率的市场化。互联网金融倒逼中国利率市场化改革，以互联网理财产品为例，余额宝等分流传统银行很多的活期存款，而目前银行的活期存款还是管制的，因此银行会比以往任何时候更强烈地呼吁放开利率。所以余额宝等互联网理财产品只是利率没有市场化的产物，而这种金融创新方式又将加速推进利率市场化进程。

国内众多学者开始讨论，互联网金融创新到底对金融市场利率产生了什么样的影响？一些人认为互联网金融模式的出现提高了资金的配置效率，互联网金融凭借现代信息技术手段有助于缓解资金配置过程中的信息不对称问题，实现了资金配置的高效化，资金供需双方直接在网上信息并直接进行联系和交易，不需要经过银行、券商等中介机构（即金融脱媒），大大节省了交易过程不必要的摩擦费用，提高了资金供需的匹配速度，并且还可以获得风险分散的好处（谢平 等，2012）[1]。由此可见，互联网金融创新有助于社会融资总成本的下降。然而，有些人却认为余额宝等互联网理财冲击了传统银行的信贷业务，严重干扰了利率市场，影响了商业银行资金的流动性，拉高实业企业的融资成本，从而加剧金融和实体产业之间的恶性循环，威胁中国的金融安全和经济安全，呼吁“取缔余额宝等”互联网理财。由此得出，互联网金融可能会推高全社会的融资成本，对整个国家行业和经济都是不利的。此外，由于互联网金融的发展才刚刚起步，缺乏相关金融法律规范且缺乏必要的监管，加之互联网金融平台的“跑路”，更加剧了金融市场风险。互联网理财产品是目前互联网金融创新中社会影响力最大的，发展日趋稳定。因此，研究互联网金融创新（即互联网理财收益率）对传统金融市场利率的影响具有重要理论和实际意义。

余额宝是互联网金融创新的标志性产品，代表着互联网金融行业的发展趋势，因此本文采用余额宝的收益率来进行分析。余额宝本质上是一种货币性基金，主要投资于债券及银行间的存单等高流动性的资产（见表1）。鉴于余额宝主要投资于高流动性低风险的债券，与之对应采用国债收益率进行对比分析。国债也是一种高流动性低风险的债券，目前我国国债市场比较发达，国债可以在债券市场上进行自由交易，因此采用国债收益率来刻画传统金融市场的利率特征具有合理性。债券是传统金融的主要融资工具之一，债券收益率可以看成企业融资的机会成本，国债的收益率是其他债券定价的基础，余额宝收益率对国债收益率的影响一定程度上能说明互联网金融对传统金融市场利率的影响。由此本文通过研究互联网理财收益率（以余额宝为例）对国债收益率的影响，来验证互联网理财收益率对传统金融市场利率的影响。

二、文献综述

互联网金融对市场利率究竟有何影响？理论上说，互联网等新兴技术能够部分解决银行等放款者和贷款者之间的信息不对称，降低银行信贷风险，减少融资的交易费用（董梅生 等，2014）[2]进而降低企业融资成本（Agarwal et al，2010）[3]。尤其是互联网金融可以借助网络融资平台收集和详细信息，不同个人或企业根据风险评估的大小而获得不同的贷款利率（陈霄，2014）[4]，提高了融资效率。特别是在中国，政府长期实施金融抑制（黄桂田 等，2011）[5]，导致银行名义利率偏低，资金流动不畅，表现为社会融资的中间费用很高，从而使得中小企业融资的实际利率很高。从短期来看，互联网理财产品表面上推高了银行名义利率，实际上推动了名义利率向实际利率的回归，而且在一定程度上节约了交易费用，由此可以降低社会融资的实际利率。

国内外学者对各种金融利率波动性影响机制的研究，既有理论分析，也有实证检验，涉及范围较广，研究角度多样。在克服了资本资产定价理论（CAPM）中市场资产组合的风险调整系数数据不易观测且单一因素对资产收益率解释性不强的影响后，Ross（1976）[6]在考虑多因素影响的基础上，提出了套利定价理论（APT），资产的收益率要受多种因素的风险溢价影响，且经过实证检验发现包含三到四个因素的套利模型更能充分地描述对证券市场收益的影响，套利交易最终使得各种资产收益率达到均衡价格。

金融风险表现为一定程度的市场波动性，反映市场不确定性因素和市场风险性程度的趋势。因此很多学者运用资本市场的实际数据具体定量地分析了证券市场收益率与利率变化的各种反映及其原因（Ben et al，2005）[7]。国内外对金融市场波动性的实证检验主要集中在股票市场波动性风险的影响因素方面，如利率变化对股票价格波动的影响，大多学者认为利率变化对中国股票价格波动的影响是不显著的（唐齐鸣 等，2009；邱云波，2009）[8-9]。而曾志坚 等（2006）[10]认为中国股票价格波动与国债回购利率波动之间存在共同的长期趋势，国债回购利率的日波动度领先于股票日收益率的变动。虽然股票价格与利率波动关系（陆军 等，2014）[11]的研究并没有得出明确的相互关系，但此研究方法为各种资本市场之间相互影响机制的研究提供了一种思路。

目前国内学者偏重于理论上说明互联网金融带来的各种影响，而很少有学者利用互联网金融的相关数据来研究互联网金融对传统市场利率的影响关系。本文将研究互联网理财收益率对国债收益率波动的影响，来检验互联网金融创新对传统金融市场利率的实际影响。

三、理论分析与模型建立

从风险-收益角度看，利率偏好理论认为利率代表资金承担风险的补偿，不同风险资产要求获得不同的利率回报。预期理论认为利率受未来期望利率的影响，在相似风险下，类似资产的利率要求获得类似的风险。这就可以解释为什么说互联网理财产品推高了商业银行的利率。很长一段时间内，我国实施利率管制，压制了存贷款利率的合理定价，导致银行名义利率偏低。而在互联网理财产品出现后，具有较高收益的互联网理财必然要冲击银行信贷和债券市场。这是由于在类似风险下，套利交易迫使资金的利率回归到合理定价范围。利率既是承担风险的回报，也是社会融资的机会成本。国债以高信用（以国家资产、信用为担保）、高流动性为特征，一般更接近于无风险利率，而目前的互联网理财具有较高信用（以强大的互联网公司为背景，并有相应的资金保险制度）、更高流动性（T+0交易制度），互联网理财收益率与国债收益率具有相当紧密的关系，因此互联网理财收益利率必将对国债收益率产生重要影响。

互联网金融作为一种新兴的金融思想及模式，将提高资金的配置效率以及整个社会福利。互联网金融利用信息技术使得资金借贷双方可以快速获得所需的相关信息，缩短了资金交易过程，减少了融资过程的中间费用，使得社会融资成本下降，表现为互联网理财导致传统金融市场收益率的下降。由此，得出假设1。

H1：互联网金融创新提高资金配置效率，降低社会融资成本，即互联网理财收益率对国债收益率的影响是负的。

互联网金融提高资金的配置效率，不仅表现在融资过程交易费用的下降，更体现在降低资产价格的市场风险，金融市场利率的波动性下降，表现为互联网理财收益率波动导致传统金融市场收益率的波动性下降。由此，得出假设2。

H2：互联网金融提高资金流动效率，降低资产价格的市场风险，即互联网理财收益率对国债收益率波动性的影响是负的。

本文基于金融市场套利定价模型理论，针对互联网理财收益率对国债收益率的实际影响构建数学模型，来探讨传统金融利率对互联网金融收益率冲击的价格反应。

互联网理财和国债市场的特征与状态如下：

（1）金融市场的投资者是风险回避型的，并且追求效用最大化。互联网理财产品和国债市场具有低风险高流动性的特征，其投资者具有风险回避的特征。而且每个投资者又是有限理性的，在可获得的信息以及承受类似风险的情况下，追求投资利润最大化（即选择利率最高的产品）。

（2）后一期的国债收益率受前一期的国债收益率影响。根据有效市场理论（Fama，1990）[12]，目前我国属于弱势到半强势有效市场。一国的金融市场在短期内没有改变，或者金融调整具有滞后性，即金融市场利率具有短期稳定性（即决策惯性）。

四、实证研究

（一）变量选取与数据说明

本文选取2013年6月1日到2014年6月30日余额宝年化收益率的每日数据，表示余额宝日年化收益率。选取2013年6月1日到2014年6月30日中证市场1年期国债到期收益率的数据（其中休息日的数据采用平均插值法计算而来），两种收益率如表2所示。

从表2可以看出，过去一年中国债收益率约为3.54%，余额宝的收益率约为5.03%，两者的发展趋势具有一致性，因此具有进一步研究的必要性。

（二）两种收益率影响的简单分析

理论上互联网金融创新促使社会融资成本发生变化，实证上到底是互联网理财收益率引起国债市场收益率的变化，还是国债市场收益率引起互联网理财收益率变化需要进行判断。本文首先采用格兰杰因果检验来验证余额宝收益率是否会导致国债市场收益率的变化。在5%的显著水平下，实证结果表明余额宝的收益率是引起国债利率变化的格兰杰原因，而国债利率却不是余额宝收益率变化的格兰杰原因。因此，验证了互联网理财收益率对国债收益率存在影响的因果关系，并从实证上排除了国债收益率对互联网理财收益率影响的干扰。

经过上述对余额宝收益率及国债利率因果关系的简单判断，接下来利用分位数回归法、ARCH法以及向量自回归法三种方法分别计算互联网理财收益率对国债利率的实际影响，实证结果如表3。

上述三种方法实证结果表明：余额宝收益率对国债收益率的影响系数约为-0.005，即余额宝收益率最终引起了国债市场收益率下降0.5%左右。表明互联网理财收益率对国债收益率的影响成负相关关系，互联网理财产品创新有助于国债市场收益率的下降，也说明互联网金融创新促使社会融资成本的下降，即假设1得证。

虽然互联网理财收益率与国债收益率成负相关关系，互联网理财收益率引起了国债收益率的减少，但实证结果这种影响比较小，说明事实上互联网金融对传统金融市场收益率的影响并不大，这也揭穿了一些学者所鼓吹的“互联网金融创新大大推高了中小企业融资成本，要求取缔互联网金融”的谎言。

此外，实证结果表明前一期的国债收益率对后一期的国债收益率的影响达到了99.9%。说明普通投资者根据即期的国债收益率决定下一期的国债收益率，下一期的国债收益率受前一期的影响很大，间接说明国债市场收益率具有相对稳定性。

（三）两种收益率波动的实证分析

1. 平稳性检验。互联网理财收益率波动将对传统金融市场收益率波动产生影响。本文用国债年收益率的对数{ln gzrt}表示国债收益率，用余额宝年收益率的对数序列{ln yert}表示互联网理财收益率波动，对上述经济关系进行建模分析。由于采用的是时间序列，在计量模型分析之前，首先要检验两种收益率数据的平稳性。如果变量序列是平稳的，则可以直接使用相关方法估计模型；如果变量序列是非平稳的，则需检验各变量之间是否存在协整关系，以便分析各变量之间的关系。对国债年收益率的对数序列{ln gzrt}和余额宝年收益率的对数序列{ln yert}进行ADF检验。表4的检验结果表明两种收益率的原序列是非平稳的，但对原序列进行一阶差分后新序列是平稳的。

由于两种收益率的原时间序列是非平稳的，需要对它们进行协整检验，分析两者之间是否存在长期的均衡关系与稳定性。本文采用E-G两步法检验传统国债收益率与互联网理财收益率波动的协整关系。由ADF检验可知，国债年收益率和余额宝年收益率原序列均为一阶单整。通过对两者关系的回归方程的残差序列？滋t进行单位根检验，检验结果显示该序列一阶平稳，说明序列{ln gzrt}与序列{ln yert}存在长期均衡关系，即两种收益率存在协整关系。

2. 向量自回归（VAR）模型分析。由上面的分析可知，序列{ln gzrt}与序列{ln yert}在理论与统计上存在长期均衡关系，故以这两个变量建立滞后一期的向量自回归模型。基于数据统计性质的VAR模型将经济系统影响的时滞性，内生变量函数包含了系统内生变量的若干滞后值，常用于分析随机扰动对变量系统的动态冲击，从而解释经济冲击对变量系统的实际影响。VAR模型的实证结果如下：

ln gzrtln yert=0.0280.059+0.991 -0.0100.016 0.953ln gzrt-1ln yert-1+e1te2t

t=3.034.52130.10 -2.431.45 164.13（7）

由方程组（7）可得，国债收益率波动对互联网理财收益率波动的影响在理论和统计上都是不显著的，而互联网理财收益率对国债收益率的波动影响在统计上是显著的，故而提取互联网收益率对国债收益率波动性影响的方程：

ln gzrt=0.028+0.991ln gzrt-0.010ln yert+e1t（8）

t= （3.03） （130.10） （-2.43）

调整R2=0.981 对数似然值=1 183.09

AIC=-5.99 SC=-5.96

由方程（8）可得，调整的拟合优度R2=0.981，且在5%的显著性水平上各解释变量统计值十分显著。滞后一期的余额宝收益率对国债收益率的波动产生负向的影响，影响系数约为-0.01。说明国债收益率波动极大程度依赖于其滞后项，互联网理财收益率变化对国债收益率波动的影响随着时间的增加递减，且呈现负相关的现象。

从余额宝收益率波动对国债收益率波动的影响为负中，可以得出互联网理财创新导致了国债收益率波动性下降，从而降低了债券的市场风险。这进一步证明了互联网金融效率的提高降低了传统金融市场的风险，从而假设2得证。

3. VAR模型的检验。为了检验互联网理财收益率与国债收益率之间的关系是否存在真实的因果关系，再对ln gzrt和ln yert基于VAR进行Granger因果关系分析。表5的检验结果在5%的显著水平上拒绝ln yert不能Granger引起ln gzrt的原假设，但不能拒绝ln gzrt不能Granger引起ln yert的原假设，这表明互联网理财收益率的变动会对国债收益率波动产生影响，而国债收益率对互联网理财收益率的变动影响不构成因果关系。再次验证了互联网理财收益率对传统金融市场利率有显著的因果关系影响，从统计上排除了国债收益率对互联网理财收益率的波动影响的干扰。

4. 脉冲响应分析。利用脉冲响应函数来衡量互联网理财收益率的一个标准随机冲击对国债收益率当期和未来取值的影响，进一步分析一个互联网理财收益率的冲击对国债收益率波动的影响路径。对于方程（9），给国债收益率一个正向的脉冲，即：

e1t=1，t=00，其他，e2t=0（9）

图1显示了互联网理财收益率对国债收益率波动影响的动态过程。其中，横轴表示以天为单位的冲击作用的滞后期间数，共有365期，即1年；纵轴表示国债收益率对单位冲击的响应值；实线表示脉冲响应函数值，代表了国债收益率波动对互联网理财收益率冲击的反映，虚线则表示正负两倍标准差偏离带。

从图1中可以看出，当给即期互联网理财收益率{ln yert}一个单位的正向冲击，国债收益率的对数值{ln gzrt}会在前50天快速下降并在第45天达到最大值，但在随后300天内缓慢波动下降至0，且下降的波动率与方差逐期递减。由于变量的脉冲响应函数均在0值以下，互联网理财收益率的正向波动会对国债收益率波动带来负向的影响；但是该影响具有持续性，互联网理财收益率变动对国债收益率具有持续的影响作用。

这种持续的影响作用可由金融市场的有效程度来进行解释。一般而言，在一国或地区的金融体系稳定的情况下，当期的国债收益率水平主要根据上一期的国债收益率水平决定，并且强势有效市场中，对国债收益率的任何一个冲击，国债收益率会快速回到正常水平。而在我国，给定互联网理财收益率一个单位的正向波动会导致国债收益率下降，但是国债收益率的波动调整时间较长，这也说明了我国金融市场的有效程度较低。从长期来看，投资者对国债收益率的期望收益回复至正常水平，投资回复至平衡增长路径，所以互联网理财收益率对国债收益率的影响作用从长期来看不具有持续性。

5. 方差分解。由脉冲响应分析可知，互联网理财收益率所引起的国债收益率波动在第300期逐渐减弱至零，因此，对国债收益率的前300期进行方差分解。从方差分解的结果看出，在300期的方差分解中，国债收益率自身的滞后影响最大，说明国债收益率波动具有较强的惯性，并且衰减较为缓慢。互联网理财收益率的方差贡献从第2期至第50期增长，从0.01%上升至4.03%，且国债收益率波动在此期达到最大。在此以后，缓慢变化至6.63%并维持在该水平，充分说明互联网理财收益率上升对国债收益率存在着影响，且该影响随着时间的增加会达到一个影响上界。

利用方差分析的基本思想分析互联网理财收益率对国债收益率波动的贡献度，从图2中可以看出，一个标准的互联网理财收益率冲击对国债收益率波动的贡献为7%左右。这也说明了互联网理财收益率对国债收益率的冲击影响不是很大。

五、结论及建议

本文主要研究了互联网理财收益率对国债收益率的实际影响，从融资收益率以及收益率的波动性深入研究互联网金融创新如何影响传统金融市场收益率。融资收益率模型结果表明：当期国债收益率的波动不仅取决于上一期的国债收益率，还受即期互联网理财收益率的影响。此外，还使用GARCH（1，1）模型与VAR模型对互联网理财收益率波动对国债收益率波动的作用机制进行了实证检验，检验结果表明：互联网理财收益率波动服从GARCH（1，1）模型，互联网理财收益率对国债收益率波动性影响为负。给一个互联网理财收益率的正向冲击会导致国债收益率波动的下降，而且对国债收益率具有较长影响作用，且该影响作用在一年内波动递减至零。理论作用机制和实证检验较好地拟合了国债收益率波动与互联网理财收益率的均衡关系。

基金收益率论文篇8

养老保险制度通常有两种分类方法：一是根据基金是否积累，可以分为现收现付制和基金积累制；二是根据给付的确定方法，可以分为待遇确定型和缴费确定型。在现收现付制中，当前退休人员的养老金由当前工作一代来负担，体现的是一种代际转移关系。基金积累制中，养老金待遇水平取决于个人退休前所积累的养老保险基金，与历年的投资回报率有关。缴费确定型是指养老保险的缴费率是外生的，而待遇水平是内生的。待遇确定型是指养老金待遇水平要么是固定的常数，要么与指定的变量挂钩，变量可以是社会平均工资或者是个人以前的收入和缴费水平。在这种情况下，养老保险的缴费率是内生的，根据人口结构和工资增长情况而定。但是，实际上，无论缴费确定型还是待遇确定型，这种内生调节的能力是有限的，因为养老保险的替代率不能过低、缴费率也不能过高。另外，目前也有文献(Lindbeck和Persson，2003)根据养老保险制度设计中是否含有精算成分进行划分，将养老保险制度分为精算型和非精算型：从宏观层面讲，如果一种养老保险制度能够维持长期的财务稳定，我们称之为“精算平衡”(actuarialbalance)；从微观层面讲，如果个人养老保险缴费的现值和其养老金收益的现值相等，我们称之为“精算公平”(actuarialfairness)。

一般地，一个国家的养老保险制度同时具有以上提到的多种性质。例如，它可能既是现收现付制，又是缴费确定型，同时还具有精算性质。但是，无论如何，区分这些分类方法对我们从理论上分析养老保险制度对收入再分配的影响是非常有帮助的。

养老保险制度的收入再分配效应，是指养老保险促使财富在同一代人不同收入人群之间或代际之间的转移。简单来说，收入再分配效应包括两个方面：代内再分配(intragenerationalredistribution)和代际再分配(intergenerationalredistribution)。现收现付制无疑具有代际再分配的功能，但其代内再分配的效应取决于具体的缴费办法和养老金计发办法，即需要考虑其是缴费确定型还是待遇确定型。如果养老保险采取固定缴费率、待遇水平一视同仁，这必将产生财富从高收入者向低收入者的转移。如果采取累进的缴费率，这种收入转移的效果就更加明显。如果待遇水平与缴费挂钩，即具有精算性质，那么现收现付制的代内再分配功能将减弱。基金积累制一般不具备代际再分配功能，其代内再分配的功能也取决于具体的制度安排。如果是建立个人账户，强调个人所有权，其代内再分配的功能很弱；如果个人退休后，个人账户基金转换成年金形式进行发放，则其可以使财富从寿命短的人向寿命长的人转移。

二、改革前后的基本内容

1997年7月，国务院颁布了《关于建立统一的企业职工基本养老保险制度的决定》(国发[1997]26号文)。这个决定确定了我国社会养老保险制度“社会统筹与个人账户相结合”的基本框架。根据此决定，所有的参保人员分为三类：“老人”，即在此决定实施前已经离退休的人员；“新人”，即在此决定实施后参加养老金计划的职工；“中人”，即在此决定实施前参加养老金计划、实施后退休的人员。针对不同的人群，具体的养老金计发办法也不一样，详细情况见表1。然而，由于制度设计上的缺陷，这种“统账结合”模式遇到了重大挑战。具体表现在：1.由于国家想利用统筹基金来消化制度转轨成本，导致统筹基金负担过重，收不抵支，不得已只好借助统筹账户和个人账户“混账”管理的便利条件，透支个人账户以确保当期养老金的发放。这就引起个人账户有名无实，形成“空账”。个人账户“空账”问题得不到解决，将直接导致我国养老保险“统账结合”的改革模式失败。2.将会导致个人的严重“搭便车”行为。按照规定，只要个人缴费满15年以上，基础养老金都按照所在地上年度职工平均工资的20%计发。这样就很难激励职工的缴费积极性，必将引起严重的“搭便车”行为。3.个人账户养老金计发办法不合理。按照规定，个人账户养老金月计发标准为个人账户储存额除以120。随着人们预期寿命的提高，如果坚持此计发办法，无疑将会引起个人账户基金的收不抵支。

针对以上种种问题，尤其是个人账户“空账”问题，国务院从2001年开始在东北三省进行完善城镇社会保障体系的试点。改革养老保险制度的主要措施包括：做小做实个人账户、增强缴费的激励约束机制、改革个人账户养老金计发办法等。这一系列的改革措施取得了不错的效果。在吸取东北三省试点经验的基础上，国务院最终形成了国发[2005]38号文。具体的制度规定参见表1。

对比国发[1997]26号文和[2005]38号文，我们可以发现2005年底的这次改革具有以下几个特点：1.调整了社会统筹账户和个人账户的相对比重。缩小个人账户规模以方便做实。同时，扩大社会统筹账户规模以增强统筹账户的基金实力。2.基础养老金部分引入了激励约束机制，强调了多缴费多受益的原则，能够有效地避免“搭便车”行为。3.个人账户养老金计发办法更加灵活，综合考虑了平均预期寿命、本人退休年龄、利息等因素。应该说，这些办法的针对性非常强，对缩小“空账”规模、提高人们参保积极性以及使养老保险制度长期有效稳定地运行能够产生积极作用。

三、改革前后的收入再分配效应

无论是改革前还是改革后，我国养老保险制度的社会统筹部分属于现收现付制，个人账户部分属于基金积累制。个人账户部分的缴费率是固定的，毫无疑问属于缴费确定型。由于其强调个人所有权和可继承性，所以，个人账户部分几乎不存在收入再分配效应。由于社会统筹基金支付的基础养老金具有明确的计发办法，我们通常认为社会统筹部分是待遇确定型。只不过改革前后基础养老金的计发办法发生了重大改变，改革后具有了一定程度的精算性质，基础养老金水平与个人缴费水平的关联性大大增强了。但是，值得注意的是，社会统筹部分在待遇确定型的基础上，同时也规定了企业缴费率的上限。这样就使得社会统筹部分的内在调节能力有限，在人口老龄化的冲击下，要么国家强制提高缴费率或改变养老金计发办法，否则国家必须承担出现赤字的风险。

在这种制度背景下，本文对我国养老保险制度改革的收入再分配效应的研究主要是针对社会统筹部分。具体研究内容包括以下两部分：一是研究财富从高收入者向低收入者的转移，即代内再分配；二是研究养老保险的代际负担水平，即代际再分配。根据第二部分介绍的养老金计发办法，无论是代内再分配还是代际再分配，都与未来工资增长率、利率水平和缴费年限有密切关系。

(一)测算方法

为了方便说明问题，我们假设存在两类参保人员：一类是高收入者，另一类是低收入者。这两类人都从2006年1月1日起开始加入养老保险体系，加入时的年龄都为20岁，60岁退休，80岁死亡。在这里，我们未考虑由于生活质量不同而引起的预期寿命的差异。假设2006年在职职工的年平均工资为w，以后年平均工资增长率为a，年平均利率是r，高收入者与低收入者的缴费率都为θ。根据我国养老保险的制度规定，高收入者的缴费工资是当年在职职工平均工资的300%，低收入者的缴费工资为当年在职职工平均工资的60%。

根据表1中描述的改革前后我国养老金的具体计发办法，利用年金知识及其相关模型和等比数列求和公式，我们可以求得以下所有计算参保人未来缴费和收益现值的公式。

参保人在新旧制度下所缴费用的现值可以用同一个公式表示出来。当a≠r时，高收入者未来年份所缴费用在2006年的现值CPV0H=年限。在这里，t=-15，16，…40，因为根据我国规定，缴费年限未满15年的人员，不发给基础养老金。以下分析都假设个人缴费超过了15年。下标H、L分别代表高收入者、低收入者。上标1、0分别代表新、旧制度(下同)。

如果我们按照国发[1997[26号文的规定计发基础养老金，那么，当a≠r时，高收入者未来的养老金收益在2006年的现值BPV0H=由于所有人的基础养老金待遇都相等，所以，低收入者未来的养老金收益在2006年的现值BPV0L=BPV0H。

如果我们按照国发[2005]38号文的规定计发基础养老金，那么，当a≠r时，高收入者未来的养老金收益在2006年的现值BPV1H=收入者的平均缴费指数为3，低收入者的平均缴费指数为0.6。个人指数化年平均工资等于当地上年度在岗职工平均工资乘以平均缴费指数。

若高收入者未来的养老金收益现值小于其所缴费用的现值且低收入者未来的养老金收益现值大于其所缴费用的现值，我们就认为养老保险制度能引起财富从高收入者向低收入者转移，即存在正向的代内再分配效应。反之，若高收入者未来的养老金收益现值大于其所缴费用的现值且低收入者未来的养老金收益现值小于其所缴费用的现值，我们则认为养老保险制度存在负向的代内再分配效应，这种情况是我们最不愿意看到的。此外，若无论高收入者还是低收入者未来的养老金收益现值都大于其所缴费用的现值，这说明该养老保险制度的代际负担是不公平的，下一代的负担要重于当前一代。反之，若未来的养老金收益现值都小于其所缴费用的现值，说明下一代的负担要轻于当前一代。

(二)测算结果

我们分别根据不同的假设条件，对利率、工资增长率、缴费年限三个主要经济变量对养老保险收入再分配效应的影响进行了模拟分析。详细结果见表2至表4。

如表2所示，在工资增长率5%、缴费率20%、缴费年限40年的假设条件下，利率越低，原制度的正向收入再分配效应越强。当利率为1%、2%、3%时，高收入者参加养老保险将分别“损失”(在这里，“损失”是指参保人未来养老金收益现值小于其所缴费用现值的情况)29.78元、28.42元、25.86元(为了简单起见，假设2006年的职工年社会平均工资为1元，下同)，低收入者则分别获得净收益15.41元、7.29元、2.77元；而在新制度下，则基本不具有收入再分配效应，高收入者和低收入者的净收益都大于零。若利率高于工资增长率，无论在哪种制度背景下，高收入者和低收入者参加养老保险都将遭受损失。当利率为7%时，在旧制度下，高收入者和低收入者分别损失15.5元、1.9元；在新制度下，高收入者和低收入者分别损失10.98元、1元。

如表3所示，在利率4%、缴费率20%、缴费年限40年的假设条件下，工资增长率越高，原制度的正向收入再分配效应越强。当工资增长率为6%、7%时，高收入者参加养老保险将分别损失25.9元和28.59元，低收入者则分别获得净收益2.62元和6.67元；而新制度则不具有收入再分配效应，高收入者和低收入者的净收益都大于零。工资增长率越低，无论在哪种制度背景下，高收入者和低收入者参加养老保险都将遭受损失。当工资增长率为1%时，在旧制度下，高收入者和低收入者分别损失13.41元、1.93元；在新制度下，高收入者和低收入者分别损失10.58元、1.36元。

如表4所示，在工资增长率5%、缴费率20%、利率3%的假设条件下，无论缴费年限多长，原制度都存在正向的收入再分配效应。但是，随着缴费年限的延长，高收入者的损失逐渐增加，低收入者获得的收益却并未随之增加。当缴费年限为25年、30年、35年、40年时，高收入者的损失分别为9.15元、14.19元、19.74元、25.86元；低收入者所获得的收益分别为6.12元、5.11元、4元、2.77元。而新制度则不具有收入再分配效应，高收入者和低收入者的净收益都大于零，并且缴费年限越长，对低收入者越有利。当缴费年限为25年、30年、35年、40年时，高收入者的净收益分别为5.75元、5.67元、5.08元、3.93元；低收入者所获得的净收益分别为6.12元、7.09元、7.97元、8.73元。

四、结论及启示

1.从代内再分配角度来看，当工资增长率高于利率时，在原制度下，养老保险制度存在正向的代内再分配效应；在新制度下，养老保险制度存在很弱的代内再分配效应，且工资增长率与利率水平的差距越大，这种再分配效应越弱。当工资增长率低于利率时，无论改革前还是改革后，参加现收现付制的养老保险制度对高收入者和低收入者来说都不是一种明智选择，对高收入者来说尤其不利。

2.从代际再分配角度来看，当工资增长率高于利率水平时，在原制度下，代际负担水平取决于当期高收入者与低收入者的比例；而在新制度下，工资增长率越高，下一代的负担水平就越重。当工资增长率低于利率水平时，无论改革前还是改革后，下一代的负担都比当前一代轻。

3.当工资增长率高于利率时，在新制度下，随着缴费年限的增加，对低收入者越有利；在原制度下，随着缴费年限的增加，“削富”的力度在加强，但同时“济贫”的效果并未加强。

基金收益率论文篇9

近期我国众多城市雾霾天气增加，PM2.5一直是一个热点话题，酸雨污染程度及温室效应也在加剧，环境问题严峻。我国是一个富煤、少油、贫气的国家，煤炭在一次能源的生产和消费中占75%左右，其消耗过程中几乎80%未经洗选，而原煤燃烧灰分高、热值低、含硫量高，容易造成环境污染。水煤浆（CWM）是由65%～70%不同粒度分布的煤、30%～35%的水和约1%的添加剂，经过一定的加工工艺制成的混合物。其制备过程中脱硫，在燃烧中也有一定的固硫效应，同时灰烬含水，有利于除尘，燃烧时能大量减少CO2、SO2、NOx的产生与排放（莫资萍等，2005）。

水煤浆技术日趋成熟及自身的经济环保性使其市场前景广阔，但水煤浆的生产设备、配套设施以及技术研发、市场推广等投入费用较大，且缺乏基本的经济评价参数，使得水煤浆项目在投资决策、项目融资等方面缺乏参考依据，这在很大程度上阻碍了水煤浆行业的市场化进程。

一、基准收益率测算的理论及模型分析

基准收益率与项目的财务净现值、财务内部收益率、资本金内部收益率紧密相关，是财务评价中最为核心的参数。有关基准收益率方面的测定，国内外学者基本上是以金融投资经济和企业价值评估研究领域的理论为基础进行的，并在评估实践中形成了比较成熟的两大理论：一是以资本资产模型为基础的风险收益性模型，比如资本资产定价模型（CAPM）、Ibbotson扩展方法、套利定价模型（ATP）及Fama-French三因素模型等；二是基于因素分析和经验判断的方法，如扩展累积模型（The Buildup Summation Model）。

资本资产定价模型是在投资组合理论和资本市场理论基础上发展起来的，在考虑风险和收益的情况下来测定权益资本的收益率。CAPM是建立在完备的资本市场假设下进行的，在企业的价值评估中有一定的局限性，主要运用于上市公司的数据，β值的测定仅考虑了市场的整体波动给单个资产带来的系统性风险，未能考虑非系统风险对企业价值的影响。

套利定价模型（ATP）、Fama-French三因素模型、Ibbotson扩展方法和扩展累积模型均是在资本资产定价模型的基础上建立的。套利定价模型不完全依赖于完备市场的假设，是多因素综合的结果，但影响投资收益的具体影响因素不容易确定，目前处于理论研究阶段；Fama和French在1993年提出套利定价模型中的影响因素有三个，即公司规模、账面价值与市场价值比和市场组合本身，但是规模因素和账面价值与市场价值比不容易确定；Ibbotson扩展方法比起CAPM模型，考虑了企业公司规模报酬率和公司特有风险报酬率等非系统因素，但公司特有风险报酬率要考虑财务杠杆收益稳定性及其他因素的影响，多取决于评估师的经验；扩展累积模型是基于因素分析和经验判断来测定基准收益率的一种方法，主要用于小型非上市企业基准收益率评估，但评估过程中带入了更多的主观性。

通过对几种常用模型分析，本文拟采用CAPM模型来研究水煤浆行业权益资本基准收益率并对风险系数的测定方法进行了修正，考虑了股票市场中非同步交易及非系统风险因素，并用WACC和CAPM结合起来对水煤浆行业基准收益率进行测算。

二、基于CAPM模型水煤浆行业权益资本基准收益率

资本资产定价模型（CAPM）是夏普和林纳特在马柯维的方差组合模型理论基础上提出的，在该模型分析下，一个投资项目在某一时间段上的预期收益率等于市场上无风险投资项目收益率再加上这项投资项目的系统性市场风险系数乘以该项目的市场整体平均收益率与无风险投资项目收益率之差。该方法最早用于证券股票的投资组合定价中，后来国内外学者常用于权益资本基准收益率的确定。

本文拟运用资本资产定价模型（CAPM）测算水煤浆行业基准收益率，具体的计算公式如下：

式中，Re为水煤浆行业权益资本收益率；Im为社会投资平均收益率；If为无风险收益率；βe为投资项目系统性风险系数。

（一）无风险收益率If的测算

无风险利率是衡量整个市场上投资者可以获得的最低收益率成本，是最具有稳定性和保障性的。在选用该数据时常常考虑国家的国债利率和存款利率，但国债品种和期限较多，需要分时间段计算，银行利率由中国人民银行根据市场情况统一，具有权威性，能反映市场真实情况，且数据易取得。本文根据水煤浆行业投资周期特点，拟选用2003—2012年三年期的存款利率的平均值，则If=4%（见表1）。

（二）期望市场收益率Im的测算

期望市场收益率是投资者在投资时期望获得的报酬率，是投资者将预期能获得的未来现金流折现成一个现在能获得的金额的折现率。在资本资产定价模型中，期望市场收益率Im反映的是市场平均收益率，应用中的关键是确定市场组合。通过对相关文献研究，目前确定期望市场收益的方法有：利用国内生产总值GDP增长率确定期望市场收益率、利用社会资本收益率确定期望市场收益率，以及利用股票市场上证指数收益来确定期望市场收益率。

国内生产总值（GDP）增长率是指GDP的年度增长率，按可比价格计算的国内生产总值可以计算得出。期望市场收益率研究的是市场组合的资本投入所获得的收益率，确切地说，并不能反映资本所获得的报酬，只有在其他数据缺失或不容易获得时，作为近似的期望市场收益率来使用。

社会资本收益率可以作为判别全社会资本收入水平的依据。一般说来，计算全社会的资本收益率时有两种方法，一是统计法，即利用统计年鉴的基础数据，通过汇总和分析得出有关数据进行计算；二是函数法，采用比较多的是含技术进步的柯布-道格拉斯生产函数进行测算。社会资本收益率可以很好地代表市场组合，但是社会资本总额既包括盈利单位资本也包括非盈利单位资本，是从整个社会的角度研究资本收益率，只能作为基准收益率的下限。

通过股票市场综合上证指数收益确定的期望收益率既可以代表市场组合又可以排除非盈利单位收益率的干扰。本文拟采用2003—2012年沪市的上证指数来确定期望市场收益率。在上证综合指数计算原则中，对股票的分割、送配以及股票新上市等情况已分别作了相应的调整，因此，可以直接按下列公式计算指数收益率ImT：

式中：ImT表示市场组合在T-1时刻到T时刻的收益率；IndexT表示市场组合在T时刻的收盘指数；IndexT-1表示市场组合在T-1 时刻的收盘指数。

通过对2003—2012年股市的年线、季线及月线的上证指数计算确定期望市场收益率如表2所示。

期望市场收益率取2003—2012年按年、季、月综合上证指数收益率的平均值，则Im=13.45%。

（三）水煤浆行业风险系数βe的测算

1.系统风险系数测算

权益资本的系统风险βe反映的是水煤浆行业相对于整个市场组合的风险程度。当水煤浆行业平均收益率对风险的反应比市场投资组合的反应更大，则水煤浆行业投资项目相应的风险系数值就更大；反之，其相应的βe就小。水煤浆行业风险系数βe可由下式计算得出：

式中：I为水煤浆行业市场平均收益率；？滓m2为市场组合的收益率的方差。

通常，在构造关于资产价格的时间序列时，总是假定资产的价格是按照相同的时间间隔记录的。但现实中，市场总是存在着一定的交易摩擦，信息到达市场中不同投资者的时间会存在不同程度的差异，导致有些证券对信息的反映出现时滞，并且造成同一证券市场上的不同证券具有不同的交易频率，即非同步交易。非同步交易并不影响单个股票的期望收益，但会对市场组合的期望收益造成统计意义上的虚假现象，从而造成βe被放大或缩小。本文对水煤浆行业风险系数βe的测算，拟采用休尔斯和威廉姆斯针对非同步交易现象提出的测算方法：

2.价格系数修正

近年来，随着洁净能源的推广，水煤浆行业在我国市场化不断加快，但市场化程度并不高。目前，国内还没有以水煤浆为主营业务的上市公司。水煤浆项目多为煤炭企业的一条生产线，与煤炭企业的关联度较高。因此，本文从全国31家煤炭上市企业中选取以煤炭生产、洗选加工及销售为主营业务的上市公司为研究样本，并对样本的净资产收益率进行修正。价格是产品价值的货币表现形式，可以使用两种产品市场价格的比值作为价格修正系数。

式中，P水煤浆、P煤取2012年每月市场价格平均值。

3.非系统风险修正

资本资产定价模型中风险系数βe为系统风险，除了地区修正外，水煤浆项目还应考虑非系统风险，风险的主要来源有经营管理风险、决策风险、财务风险、技术风险、政策风险、社会风险等。可采用方根法确定上述主要非系统风险因素的权重，采用专家打分法确定主要非系统风险因素对该项目投资收益率的影响程度。

（1）方根法确定权重。根据1—9标度法，对水煤浆内部决策风险A1、财务风险A2、项目经营风险A3、市场推广风险A4、技术风险A5五项指标的相对重要程度进行比较后，可以得到如表3所示的判断矩阵。

所以上述权重可以采用。

（2）采用专家打分法确定主要非系统风险因素对水煤浆项目投资收益率的影响程度，并确定个别因素的修正系数，如表4。

4.风险系数βe的确定

从全国31家煤炭上市企业中选取以煤炭生产、洗选加工及销售为主营业务的上市公司为研究样本，并对样本的净资产收益率进行修正，如表5所示。

股票市场所有上市公司的加权净资产收益率如表6所示。

所有上市公司风险系数观察值：

（四）水煤浆行业权益资本金收益率的测算

通过对资本资产定价模型CAPM中三个因素的测算，可以得出水煤浆行业权益资本金的基准收益率。

三、水煤浆行业基准收益率取值确定

水煤浆行业自有资金与借贷资金比例的确定依据所选研究样本2012年资金结构，取其平均值作为水煤浆行业的资金比例。经计算得借贷资金比率为46.95%（表7）。

水煤浆行业债务资金成本取我国2003—2012年中长期贷款利率平均值，三年期贷款利率见表8。

根据以上数据，将WACC结合CAPM可得水煤浆行业基准收益率如下：

四、结束语

本文运用股票市场综合上证指数测算了期望市场收益率，用休尔斯和威廉姆斯针对非同步交易现象提出的测算方法对水煤浆行业系统风险系数进行了测算，并用方根法对风险系数进行了修正，以WACC结合CAPM测算了水煤浆行业基准收益率。

本文的研究可以为水煤浆行业的投融资决策、风险分析提供参考依据，促进水煤浆行业的市场化进程，但是，我国水煤浆行业市场化程度不高，目前还没有纯粹的以水煤浆为主营业务的上市公司，本文的研究样本源于煤炭采选业中以煤炭的洗选、销售为主营业务的上市公司且对借贷资金的比例没有进行更细化的研究。随着水煤浆行业市场化进程的加快，以水煤浆为主营业务的样本更容易获取，届时水煤浆行业基准收益率将更加准确。

基金收益率论文篇10

关键词：股票型基金；选股能力；择时能力

一、研究背景及意义

（一）研究背景

中国股票市场在2015年历经了大起大落，上证指数年涨幅在一年中曾经达到71.95%的高度，但最终却只收获9.4%的涨幅。在2015年股票市场动荡不安的环境中，基金公司收获了好成绩。2015年第二季度，股票型基金达到了全年的规模顶峰（4.21万亿元），随着股市后半年转向下跌，第三季度末股票型基金缩水至2.39万亿元。暴跌过后，年尾指数有所反弹，股票型基金规模才渐渐上升。我国非货币基金加权平均净值涨幅达到14.6%，超越了上证指数的年涨幅；公募基金净值规模也增加到84062亿元，比去年底增长了83.1%。其中，货币基金规模增至44832亿元，同比增幅高达110%，债券型基金增幅102.06%。2016年一季度股票型基金业绩已出，即使2016年一季度上证指数处于下滑阶段，仍有许多基金公司获得了较好的成绩。基金市场的活跃与快速发展，很大程度上与基金经理的选股能力和择时能力相关。即使在市场行情低迷的情况下，股票型基金收益水平更多的取决于基金经理的选股能力和择时能力。2016年一季度，伴随着市场行情的继续下滑，熔断机制（Circuit Breaker）践行的失败，基金市场业绩也遭受打击。

同样是在市场行情下滑阶段，基金的表现却不同。可见，基金的业绩表现不仅市场行情相关，还与基金管理自身的因素有关。在行情低迷时最能够体现基金经理是否具备良好的选股能力和择时能力。

（二）研究意义

为了研究2016年1季度股票型基金市场行情低迷与2015年市场行情低迷状况下基金市场能够保持业绩的原因，本文提出对股票型基金管理者的择时能力和选股能力进行研究分析，并通过分析2015年业绩靠前的前十只股票型基金和2016年1季度业绩领先的十只股票型基金作为样本基金数据，对我国整个股票型基金市场中基金管理者的选股能力和择时能力做出判断，用以解释说明2015年股票型基金的业绩表现和2016年1季度股票型基金表现差异大的原因，这很大程度上取决于基金经理的选股能力以及择时投资能力。

二、理论分析与模型介绍

市场行情作为一种外部因素能够影响股票基金的表现，由于股票型基金是80%以上资产投资于股票的基金种类，在行情好时，股票基金的业绩会因为所投资股票价格上涨而获益，反之，行情低迷时股票基金也很难不受牵连。

（一）理论分析

基金经理的股票选择能力是指在特定的基金经理投资风格下，基金管理者能够从满足其投资风格的股票中选择出收益较高的股票，从而使得投资者获得最大收益的能力；基金经理的择时能力是指基金管理者能够跟随市场的变化，主动调节证券投资组合，调整组合风险（β）的能力。

Fama（1972）认为，基金经理主要通过选股能力和择时能力来获得超额报酬；①Grinblatt 和Titman（1989）通过检验那些被共同基金频繁买卖的股票，从而发现了基金经理具有选股能力；②Danniel 和Titman（1997）以及Chen、Jegadeesh 和Wermers（2000）通过考察共同基金业绩，得到在没有扣除管理费用和交易费用之前，基金经理具有显著的选股能力的结论；③国内学者晏艳阳和席红辉（2003）认为开放式基金经理具有相对较强的选股能力和择时能力；④杨湘豫、谭国威（2007）认为基金经理的选股能力、基金净值增长率均有持续性。⑤

（二）模型介绍

在研究基金经理的选股能力和择时能力过程中，学者们使用了许多模型，包括Daniel（1997）使用的特征选择模型（CS模型）和特征择时模型（CT模型）；Treynor 和Mazuy（1966）的二次式模型（T-M 模型）；Jensen（1972）使用的最优效用模型；Heriksson 和Merton（1981）的选择权模型（H-M模型）等等。在评价基金经理的择时能力与选股能力的模型中，国际上比较成熟的主要是T-M模型和H-M模型。

1、二次式模型（T-M模型）

T-M模型是由Treynor和Mazuy（1996）提出的用于测度基金经理的选股能力和择时能力的方法。在实证研究过后，他们发现基金经理的择时能力都比较弱。

（1）模型假设：在市场行情好时，基金经理可以通过提高投资组合的风险来获得较高的收益机会，在市场行情差时价格低投资组合的风险水平，因此，这种情况下的CAPM模型特征线是一条斜率随市场状况变动的曲线，T-M模型就是这条曲线的回归模型。

（2）模型介绍：

Rp-Rf=a+b（Rm-Rf）+c（Rm-Rf）^2+ep

当a越大，表明基金经理的选股能力越强，反之，a越小，表明基金经理的选股能力越差。

2、选择权模型（H-M模型）

H-M模型是由Henriksson和Merton（1981）提出的判断基金经理的选股能力和择时能力的方法。H-M模型与T-M模型的不同之处在于，H-M模型是一个带有虚拟变量的模型，研究结果表明基金管理者的有正的选股能力和负的择时能力，并且这两种能力能够相互抵消。

（1）模型假设：假设基金经理在具有择时能力的情况下，资产组合的β 只取两个值：市场上升时期取较大的值，市场下降时取较小的值。Henriksson和Merton通过在一般回归方程中加入一个虚拟变量来对择时能力进行估计。

（2）模型介绍：

Rp-Rf=a+b（Rm-Rf）+c（Rm-Rf）D+ep

D是一个虚拟变量，当Rm>Rf时，虚拟变量D=1，反之，当Rm

三、数据收集与处理

（一）样本选取

本文主要研究的样本有20只股票型基金，其中包括2015年全年业绩排名前十的十只股票型基金和2016年一季度基金业绩排名前十的十只股票型基金。收集2015年及2016年一季度表现较好的股票型基金数据，包括基金的收益率、资产配置状况及净值变动情况，分析股票型基金业绩靠前的基金管理者的选股能力和择时能力。

（二）无风险收益率rf 与市场收益率rm的确定

1、无风险收益率rf的确定

无风险收益率选取2015年10月24日央行降息后至今的一年期存款基准利率，1.5%（不包含利息税），按照每年52周计算，无风险收益率为0.0002885%。

2、市场收益率rm的确定

一般，确定市场收益、率的方法有两种。一种是根据国家或地区的红利及股息收入，结合在t-1时刻及t时刻的收盘价来确定股指在年度间的波动，进而确定市场收益率。其计算公式如下：

本文主要采用第二种股指收益率计算方法计算市场收益率。2014年12月31日上证指数收盘价为：3234.68，2015年12月31日收盘价为：3539.18。根据公式，计算得到市场收益率rm为9.4136%。下面计算过程中都采用无风险收益率为1.5%，市场收益率为9.4136%。

四、实证检验及结果

（一）检验过程

1、运用T-M模型和H-M模型对2016年一季度业绩靠前的十只样本基金做回归分析，并利用CAPM模型计算基金期望收益，用样本基金的实际收益率与基于CAPM模型的期望收益率做差求出基金的阿尔法值。计算公式如下：

公式①为资本资产定价模型的表达式，公式②为基金a值的求法。

2、再根据夏普比率和特雷纳指数计算公式：Sp=E（r）-rfσp Tr=E（r）-rfβp进一步计算样本基金的夏普比率及特雷诺指数，判断基金的风险和回报比例及基金管理者在管理基金过程中所冒风险是否有利于投资者。

（二）检验结果

1、股票型基金经理选股能力分析

2015年的样本基金标准差在2.7%-3.9%的范围，2016年的样本基金的标准差在0.4%-2.63%的范围内，2前者比后者高，说明在2015年市场环境中投资风险更高。

2、基金经理的择时能力分析

基金的贝塔系数能够反应投资组合对市场的敏感性。基金管理者可以利用对市场走势的预测选择具有不同贝塔值的组合，从而获得较高的收益。当预测到市场行情较好时，应配置高贝塔值组合，从而放大收益率，在市场行情低迷时，应配置低贝塔值组合来减少下跌风险。从2014年12月起上证指数开始快速上升，基金经历配置高贝塔系数的组合能够获取超额收益。而2016年一季度市场行情较为低迷，样本基金的贝塔值普遍较低，说明基金经理能够应对市场走势，采取较低的贝塔值来较少指数下跌带来的风险，具有一定的投资时机选择能力。

（三）结论

本文通过分析2015年、2016年一季度业绩靠前的二十只股票型基金进行回归检验，分析在当前中国股市行情低迷的情况下基金经理选择股票的能力和选择投资时机的能力，利用回归模型检验样本基金数据，发现我国股票型基金经理不具备较好的选股能力，导致股票型基金业绩同样在行情低迷的市场中（2015-2016），但是在2016年一季度却表现更差，说明基金的选股能力存在问题，但是通过对其他分析指标：贝塔系数、a值、夏普比率和特雷诺指数等，我国股票型基金经理不具备正向的选股能力，但具备一定的择时能力。

注解：

① EF Fama，Components of Investment Performance[J]，Journal of Finance，1972，27（3）：551-67

② M Grinblatt，S Titman，Mutual Fund Performance：An Analysis of Quarterly Portfolio Holdings，Journal of Business[J]，1989，62（3）：393-416

③ HL Chen，N Jegadeesh，R Wermers，The Value of Active Mutual Fund Management：An Examination of the Stockholdings and Trades of Fund Managers[J]，Journal of Financial & Quantitative Analysis，2000，35（3）：343-368

④ 晏艳阳，刘振坤，席红辉，封闭型基金业绩及其规模影响研究[J]财经理论与实践，2003，24（5）：57-60

⑤ 杨湘豫，谭国威，开放式基金经理与热手的实证研究[J]，系统工程，2007，25（6）：45-48

参考文献：

[1] EF Fama，Components of Investment Performance[J]，Journal of Finance，1972，27（3）：551-67

[2] HL Chen，N Jegadeesh，R Wermers，The Value of Active Mutual Fund Management：An Examination of the Stockholdings and Trades of Fund Managers[J]，Journal of Financial & Quantitative Analysis，2000，35（3）：343-368

[3] M Grinblatt，S Titman，Mutual Fund Performance：An Analysis of Quarterly Portfolio Holdings，Journal of Business[J]，1989，62（3）：393-416

[4] 吴世农，李培标，中国投资基金证券选择和时机选择能力的实证研究[J]，经济管理，2002（4）：65-70

[5] 谢海芳，尹志超，刘婷婷，中国股票市场个体投资者择时选股能力研究[J]，投资研究，2015（12）

[6] 闫作远，陈超，基金经理选股及择时能力研究――来自中国开放式基金市场的新证据[J]，当代财经，2008（10）：46-52