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證券投資基金時機選擇能力的實證研究
大部分基金的業(yè)績優(yōu)于市場，一定程度上反映了我國證券市場的效率還不夠高。實證檢驗不支持證券投資基金具有時機選擇能力的假設(shè)，相反，部分基金有明顯的負選擇能力。華安創(chuàng)新基金和南方穩(wěn)健成長基金的發(fā)行拉開了開放式基金試點的序幕，也使我國證券投資基金業(yè)的發(fā)展進入了一個新階段。自1998年3月基金金泰、基金開元發(fā)行，規(guī)范化證券投資基金快速發(fā)展以來，有關(guān)基金的經(jīng)營運作，投資行為、管理績效以及監(jiān)管政策都成為市場關(guān)注、研究的熱點。本文在回顧國內(nèi)外研究文獻的基礎(chǔ)上，對證券投資基金的管理績效進行評估，重點對其時機選擇能力進行實證檢驗，以衡量其是否具有超過市場的超額收益及時機選擇能力，為證券投資基金等機構(gòu)投資者的投資戰(zhàn)略提供有價值的依據(jù)。
文獻回顧
投資基金業(yè)績評價對評估基金經(jīng)理績效、投資者選擇投資對象具有十分重要的作用，有關(guān)評估方法及其應(yīng)用的研究引起了廣泛的關(guān)注。20世紀 60年代前，投資基金業(yè)績評價的傳統(tǒng)方法主要是根據(jù)基金單位凈資產(chǎn)和投資基金的投資收益率這兩個指標來進行的，但對基金資產(chǎn)組合的風險未能進行系統(tǒng)和合理的量化分析。
Markowitz（1952,1959）的資產(chǎn)組合選擇理論提供了精確測量證券投資收益和風險的手段，Sharpe （1964）、Lintner（1965）和Mossin（1966）進一步將其發(fā)展為資本資產(chǎn)定價理論（CAPM），它是基于風險資產(chǎn)期望收益均衡基礎(chǔ)上的定價模型，以此為基礎(chǔ)，比較適用的評估投資基金整體業(yè)績的方法被提出并逐步完善。Terynor（1965）提出了以單位系統(tǒng)風險收益作為基金績效評估指標。Sharpe （1966）認為，管理較好的投資基金的總風險可能接近于系統(tǒng)性風險，而管理不好的投資基金的總風險可能因非系統(tǒng)風險不等而相差很遠，提出用單位總風險所獲得的超額收益率評價基金的業(yè)績。Jensen （1968）通過比較評價期的實際收益和由CAPM推算出的預(yù)期收益進行評價，提出了以CAPM為基礎(chǔ)，能在風險調(diào)整后以百分比的形式來評價基金業(yè)績的模型。這3個指標模型都是以CAPM為基礎(chǔ)的單因素整體績效評估模型，在Jensen指數(shù)的基礎(chǔ)上，估價比率（appraisal ratio）用資產(chǎn)組合的阿爾法值除以其非系統(tǒng)風險，測算出每單位非系統(tǒng)風險所帶來的非常規(guī)收益；而在Shafpe指數(shù)的基礎(chǔ)上，Leah Modiglian和Franco Modiglian（1997）提出了改進的 Sharpe指數(shù)——M2指數(shù)，把無風險收益?zhèn)牖鹳Y產(chǎn)組合構(gòu)建總風險等于市場組合風險的虛擬資產(chǎn)組合，通過比較虛擬資產(chǎn)組合與市場組合的平均收益率來評價基金業(yè)績。
基金經(jīng)理的投資才能表現(xiàn)為時機選擇能力（timing ability），也就是廣義的資產(chǎn)配置選擇能力和證券選擇能力 （security selection ability），包括市場中行業(yè)的選擇和行業(yè)中具體股票的選擇。評價基金的時機選擇能力是衡量其績效的重要內(nèi)容。市場時機解決的是何時在市場指數(shù)基金和安全資產(chǎn)之間轉(zhuǎn)移資金的問題，安全資產(chǎn)是指國庫券和貨幣市場基金。決策的依據(jù)是市場作為整體是否有優(yōu)于安全資產(chǎn)的業(yè)績，也就是在市場上漲的后期增加安全資產(chǎn)的比重，減少股票資產(chǎn)的比重；而在市場上漲的初期增加股票資產(chǎn)的比重，減少安全資產(chǎn)的比重。
Terynor & Mazuy（1966）首次對基金經(jīng)理的時機選擇能力進行了計量分析。他們分析了時機選擇產(chǎn)生的兩種情況（見圖1），在折線情形下基金經(jīng)理準確預(yù)測市場的轉(zhuǎn)折點，并進行相應(yīng)的調(diào)整，這是最理想的情形，但現(xiàn)實中很難發(fā)生。在弧線的情形下，基金經(jīng)理在行情上升或下滑過程中逐漸調(diào)整其證券組合，根據(jù)弧線情形引入了一個二項式進行回歸分析，在實證研究中幾乎找不到任何基金經(jīng)理把握市場時機的證據(jù)。比較有意思的是，許多研究發(fā)現(xiàn)二項式的參數(shù)c值為負數(shù)的居多，呈現(xiàn)出一種負的市場時機選擇能力。Admati等（1986）論證了T-M模型在衡量市場時機選擇能力上是有效的，Cumby & Glew（1990）對美國15個國際投資基金在1982年1月至1988年6月（不包括1987年）的業(yè)績進行了分析，研究發(fā)現(xiàn)樣本的c值絕大部分為負值，且大部分樣本的檢驗并不顯著，總體上呈現(xiàn)出一種負的市場時機選擇能力。 Gupta（2001）對印度73個共同基金在1994年4月至1999年3月的業(yè)績用T-M模型進行了分析，得到了同樣的結(jié)論。個別c值為正但沒有達到5%水平顯著，而38家基金（52%）c值為負且有5%水平顯著。
Henriksson & Merton（1981）提出了另一種相似但更簡單的方法。他們假設(shè)投資組合的9只取兩個值：當市場走好時日取較大值，但市場萎靡時取較小值。在這個假設(shè)下，投資組合的特征線如圖2所示。他們引入了一個帶有虛擬變量的模型（簡稱H-M模型）并對 1968-1980年的116家共同基金進行回歸檢驗，發(fā)現(xiàn)盡管其顯著性水平?jīng)]有達到5%的一般要求，但c（虛擬變量的參數(shù)）的平均值都是負的（-0.07），11家共同基金具有顯著的c值，同時8家具有顯著的c負值，從總體上看，62%的基金的市場時機選擇能力是負的。這些結(jié)果對基金經(jīng)理把握市場時機的能力同樣沒有提出多少有力的證據(jù)。Gupta（2001）對印度73家共同基金在 1994年4月至1999年3月的業(yè)績用H-M模型進行了分析，發(fā)現(xiàn)只有2家基金c值為正且達到5%水平顯著，52家基金沒有體現(xiàn)出時機選擇能力，t檢驗不顯著，但有19家基金c值為負且t檢驗達到 5%水平顯著。
由于規(guī)范化證券投資基金的運作時間不長，國內(nèi)早期對基金業(yè)績的評價主要是評價其單位資產(chǎn)凈值及其增長率，這一片面的評價標準也使基金管理人出現(xiàn)“操縱凈值”現(xiàn)象。隨著運作時間增加，各種量化模型和方法也逐步應(yīng)用到實證研究中，得出了有關(guān)基金的時機選擇能力的一些有益結(jié)論。
王慶仁等（2001）用1999年7月14日到2000年7月14日優(yōu)化指數(shù)基金普豐、基金興和的周收益率衡量其收益率（沒有剔除新股配售收益），以其跟蹤的滬、深綜合指數(shù)為基準指數(shù)，無風險收益采用1999年記賬式（八期）國債年收益率3.3%折算成周收益率0.0635%,分別計算了Jensen、Treynor、Sharpe指數(shù)，均表明兩只指數(shù)基金的業(yè)績優(yōu)于市場組合；并應(yīng)用T-M模型和H-M模型評估其時機選擇能力，結(jié)論表明：基金興和成功地實現(xiàn)了市場時機的選擇，而基金普豐在市場時機選擇方面較為欠缺。
沈維濤等（2001）則應(yīng)用風險調(diào)整指數(shù)法、T-M模型和H-M模型，對證券投資基金的業(yè)績進行了實證研究，結(jié)果表明：經(jīng)過風險調(diào)整后，基金的業(yè)績總體上優(yōu)于市場基準組合；基金經(jīng)理的良好業(yè)績是通過一定的證券選擇獲得的；即使不參考風險因素，只根據(jù)基金凈值增長率進行排序也具有較好的價值；沒有足夠的證據(jù)表明基金經(jīng)理具有市場時機選擇能力。其研究的時間段為1999年5月14日至2001年3月 23日，用剔除新股配售收益后的收益率衡量基金收益率，無風險收益率則采用同期一年期定期存款利率2.25%（忽略利息稅）按52周折算周收益率，并擬合一個涵蓋滬、深兩市證券和國債的市場基準組合：上證綜指40%權(quán)重、深圳成指40%權(quán)重，另外20%按年收益4%投資于國債。
劉紅忠等（2001）選取截止2000年12月30日深滬證交所上市的33只基金為樣本集，時間段從1999年9月1日至 2001年3月31日，用未剔除新股配售收益的基金周收益率衡量基金收益，無風險利率采用同期3個月定期存款利率，以上證綜合指數(shù)為基準指數(shù)，對證券投資基金的業(yè)績及其持續(xù)性進行了評價和分析。結(jié)果表明：從整體來看，檢驗期內(nèi)14個基金的業(yè)績表現(xiàn)在周收益上與其市場系統(tǒng)風險顯著相關(guān)，基金管理人的投資才能（證券選擇能力和時機選擇能力）在基金業(yè)績中的作用不顯著，業(yè)績表現(xiàn)在季度收益（包括原始收益和風險調(diào)整收益）上不存在持續(xù)性；33家基金在2000年11月1日至 2001年3月31日的業(yè)績表現(xiàn)在月收益（包括原始收益和風險調(diào)整收益）上也不存在持續(xù)性。
實證分析
一、樣本數(shù)據(jù)選擇
1.樣本集和樣本期間選取
本文中我們選取了2001年以前上市的33家證券投資基金作為樣本集，樣本期間為2001年1月1日至2001年10月21日。因為這33家基金已經(jīng)成立和運作了一段時間，同時相對于老基金這些新基金運作比較規(guī)范，投資范圍都是深滬兩市的股票或債券，具有可比性。國內(nèi)其他關(guān)于基金經(jīng)理時機選擇問題的有關(guān)研究已對2001年以前的時間段有過統(tǒng)計，本文選取2001年以來的數(shù)據(jù)作為樣本。在這段時間中，我國股市經(jīng)歷了年初的上漲和本輪的深幅調(diào)整，因此對這段時期的研究可以看出基金經(jīng)理們在本輪下跌行情中是否具有明顯的時機選擇能力，同時這段時期包含38個交易周，也符合統(tǒng)計上的大數(shù)定理。另外，由于在2000年5月以前基金享有優(yōu)先配售新股的特權(quán)，因此其收益中包含一部分參與配售的超額收益，選取2001年的數(shù)據(jù)就合理地避免了上述超額收益的存在，并且2001年以前成立的這33家基金都可以獲得完全的樣本數(shù)據(jù)。
2.市場基準和無風險收益率選取
這里對于市場基準的選擇借鑒了沈維濤（2001）對我國證券投資基金業(yè)績的實證研究與評價時的市場基準周收益率：
Rmt=40%×上證綜指的周收益率
+40%×深證成指的周收益率
+20%×4/52
這一市場基準的設(shè)計是基于我國的證券投資基金可以投資于深滬兩市的股票，并且根據(jù)《證券投資基金管理暫行辦法》，證券投資基金投資國債的比例不得低于20%.由于我國目前缺乏一個統(tǒng)一的指數(shù)來反映兩市的整體變動，因此采取了用上證綜指和深證成指這兩個被投資者普遍認可的指數(shù)加權(quán)的方法反映股票市場組合的收益，同時假設(shè)國債投資的年收益率為4%.
此外，選取上述市場基準收益就可以將本文的統(tǒng)計結(jié)果與沈維濤（2001）的統(tǒng)計結(jié)果進行比較，分析基金經(jīng)理在市場不同時期的表現(xiàn)如何。由于我國債券市場不發(fā)達，無風險收益率選取的是同期一年期銀行定期儲蓄存款利率2.25%,利息稅忽略不計，按52周折算的無風險周收益率為：
Rf=2.25/52
二、研究方法與假設(shè)
1.評價基金經(jīng)理證券選擇能力的詹森指數(shù)計算公式為：
詹森指數(shù)表示基金實際收益與根據(jù)CAPM模型計算的預(yù)期收益的偏離度，如果Jp大于0,說明基金的收益超過它所承受風險對應(yīng)的預(yù)期收益，基金經(jīng)理具有證券選擇能力；反之相反。
2.評價時機選擇能力的模型
T-M模型：
式中，即為隨機誤差項。根據(jù)樣數(shù)據(jù)采用二次方回歸的方法估計系數(shù)項，如果二次項系數(shù)c顯著大于0,則表示當市場收益率提高時，基金投資組合的收益率提高得更快；而當市場收益率降低時，基金收益率降低得幅度要小一點。這說明基金經(jīng)理能夠正確預(yù)測市場變化，顯示出了一定的時機選擇能力。
H-M模型：
式中D是一個虛擬變量，當Rm>Rf時，D=l,否則D=0.于是，投資組合的B在Rm>Rf時為b+c,在Rm<Rf時為b.如果通過樣本數(shù)據(jù)的回歸分析，得到系數(shù)c的估計值大于0,則表示在市場上漲的牛市行情中，基金經(jīng)理會主動調(diào)高β值，在市場下跌的熊市行情中會調(diào)低β值，這正體現(xiàn)了基金經(jīng)理的時機選擇能力。相反，如果c小于 0,則表明基金經(jīng)理具有負的時機選擇能力，在上升行情中調(diào)低β值，在下跌行情中反而調(diào)高β值。
3.本文對時機選擇能力的檢驗主要考慮以下四個假設(shè)：
�。�1）基金經(jīng)理顯示出明顯的市場時機選擇能力；
�。�2）小盤基金比大盤基金有較強的時機選擇能力；
�。�3）運作時間長的基金有較強的時機選擇能力；
�。�4）優(yōu)化指數(shù)基金有較弱的時機選擇能力。
首先，由于基金投資相對于投資者個人投資具有專家理財?shù)奶卣�，因此基金�?jīng)理應(yīng)該顯示出明顯的市場選擇能力。其次，由于小盤基金資金規(guī)模比較小，在市場行情轉(zhuǎn)換的時候應(yīng)該比較容易進行倉位調(diào)整變換投資策略，因此相對于大盤基金應(yīng)該更具有時機選擇能力。第三，運作時間長的基金由于積累了一定的投資經(jīng)驗，因此在時機選擇能力上應(yīng)該更優(yōu)于運作時間短的基金。最后，由于優(yōu)化指數(shù)基金具有部分跟蹤指數(shù)的被動投資，其積極投資的部分相對較少，因此在時機選擇方面能力應(yīng)該相對較差一些。
三、實證結(jié)果
1.業(yè)績指標
由于在2001年1月1日至2001年10月 19日的樣本期間大盤經(jīng)歷了較大的調(diào)整行情，市場基準的平均周收益率為=-0.6708%,而33家基金的平均周收益率在樣本期間的平均值為-0.4715%,從總體看基金的下跌幅度小于市場基準的下跌幅度，33家基金中只有4家基金的下跌幅度大于市場基準。
如以特雷諾指數(shù)來衡量基金業(yè)績，33家基金中有11家基金的特雷諾指數(shù)低于SML斜率=-0.7141,表明有11家基金業(yè)績表現(xiàn)差于市場基準，22家基金的表現(xiàn)好于市場基準。
如以夏普指數(shù)衡量基金業(yè)績，只有1家基金的夏普指數(shù)小于市場基準組合的夏普指數(shù)[/δm]=-0.3921,表明只有1家基金的業(yè)績表現(xiàn)不如市場基準。
通過基金未經(jīng)風險調(diào)整的收益率和經(jīng)過風險調(diào)整業(yè)績指標分析，在樣本區(qū)間，基金業(yè)績隨大盤的調(diào)整而下跌，但是總體看基金業(yè)績的下跌幅度小于大盤的下跌幅度。
通過對各基金的平均周收益率、特雷諾指標和夏普指標的排序，基金興華都位于第一位，三種排序方法具有比較大的相關(guān)性，特別是平均周收益率排序和特雷諾指標排序的相關(guān)性更大。
2.證券選擇能力
33家基金中，22家基金的詹森指標大于0,11家基金的該指標小于0,表明大部分基金具有證券選擇能力。此外，根據(jù)詹森指標對各基金的排序，與前三種業(yè)績指標的排序也有較好的相關(guān)性。
3.機選擇能力
表1為T-M模型的回歸參數(shù)表，表中的R基本上都在0.60以上，表明兩個模型對數(shù)據(jù)的擬和程度都比較好。T-M模型的結(jié)果顯示，33家證券投資基金中c值為正的只有6家，分別是基金普豐、景福、金盛、興科、興安、裕元，但是參數(shù)c的t檢驗值和相應(yīng)的概率值P都表明，這些c值不能在5%的顯著水平上通過c>0的檢驗。H-M模型的結(jié)果（略）顯示，33家證券投資基金中c值為正的有5家，分別是普豐、興科、興安、裕元、漢博，但是其c值的t檢驗值和概率值P也都表明，這些c值不能在5%的顯著水平上通過c>0的檢驗。兩種方法的結(jié)果比較相近，c值為正的基金中有4家基金是重合的。
表1 T-M模型回歸參數(shù)表
基金名稱 c T檢驗（c） P值（c） R2 基金開元 -0.0284 -0.6310 0.5321 0.6298 基金普惠 -0.0552 -1.3700 0.1793 0.7069 基金同益 -0.0888 -3.3330* 0.0020 0.8235 基金景宏 -0.0199 -0.2930 0.7711 0.4825 基金裕隆 -0.0367 -0.9710 0.3380 0.6736 基金普豐 0.0205 0.7700 0.4465 0.8136 基金景博 -0.0074 -0.2130 0.8322 0.7867 基金裕華 -0.0018 -0.0690 0.9455 0.7110 基金天元 -0.0193 -0.5010 0.6197 0.7091 基金同盛 -0.0906 -3.4550* 0.0015 0.8478 基金景福 0.0129 0.3320 0.7421 0.7178 基金同智 -0.0599 -2.2380* 0.0317 0.7576 基金金盛 0.0021 0.0660 0.9475 0.7944 基金裕澤 -0.0349 -1.1540 0.2564 0.7789 基金興科 0.0183 0.6500 0.5200 0.7555 基金隆元 -0.0247 -0.5300 0.5996 0.7248 基金興安 0.0343 1.0150 0.3171 0.7328 基金金泰 -0.0684 -1.6550 0.1069 0.7396 基金泰和 -9.40E-05 -0.0030 0.9976 0.8364 基金安信 -0.0173 -0.4380 0.6643 0.7040 基金漢盛 -0.0348 -0.9530 0.3470 0.7017 基金裕陽 -0.0516 -1.1490 0.2583 0.7145 基金景陽 -0.0163 -0.4290 0.6707 0.7266 基金興華 -0.0022 -0.0860 0.9317 0.7384 基金安順 -0.0171 -0.5030 0.6183 0.7514 基金金元 -0.0154 -0.3980 0.6928 0.7707 基金金鑫 -0.0173 -0.7220 0.4752 0.8615 基金漢興 -0.0542 -1.2820 0.2084 0.7246 基金裕元 0.0074 0.2140 0.8317 0.4927 基金興和 -0.0137 -0.6950 0.4915 0.8160 基金金鼎 -0.0473 -1.3140 0.1973 0.7149 基金漢鼎 -0.0297 -0.7580 0.4534 0.6542 基金漢博 -0.0011 -0.3000 0.9761 0.5711 T-M模型和H-M模型顯示絕大多數(shù)基金的c估計值為負，并且兩個模型都有3家c值為負的基金通過了顯著水平為5%的t檢驗，在兩個模型中這3家基金都相同，分別為基金同益、基金同盛、基金同智。這3只基金同為長盛基金管理公司旗下的基金，統(tǒng)計檢驗顯示這3家基金具有負的時機選擇能力。
因此，實證檢驗結(jié)果并不支持基金經(jīng)理具有明顯的時機選擇能力的假設(shè)。相反，個別基金還具有負的時機選擇能力。
4.基金規(guī)模與時機選擇能力
33家樣本基金的規(guī)模有5億、10億、15億、20億和30億五類，分別對不同規(guī)模下的基金的c值進行統(tǒng)計。表2顯示T-M模型下沒有c值顯著為正的， c值大于0但不顯著的6家基金中，5億規(guī)模的有3只，占該類基金總數(shù)的 27.3%;15億規(guī)模的基金1只；30億規(guī)模的基金2只，占該類基金總數(shù)的 22,2%.在H—M模型下（統(tǒng)計結(jié)果略），同樣沒有c值顯著為正的基金，c值大于0但是不顯著的基金中，5億規(guī)模的有3只，占該類基金總數(shù)的27.3%;15億規(guī)模的有1只；30億規(guī)模的基金有1只，占該類基金總數(shù)的11.1%.
總的來看，33家基金都不具有明顯的時機選擇能力，但是相對而言，在一定程度上可以說明小盤基金的時機選擇能力相對較強一些，因為c值不顯著為正的基金較多地集中在5億的小盤基金中。但是，5億、10億、15億的基金中各有一只基金的c值顯著為負。由于樣本數(shù)目較少，因此本文的統(tǒng)計只能在一定程度上（但不能完全）說明小盤基金具有比大盤基金更好的時機選擇能力。
5.運作時間與時機選擇
將33家基金根據(jù)上市時間（1998年、1999年、2000年）分為三類，對不同類基金的c估計值進行統(tǒng)計。統(tǒng)計結(jié)果顯示，在T-M模型下，c值不顯著為正的6家基金中，2家為1999年上市的，占該類基金總數(shù)的13.3%;4家為 2000年上市的占該類基金總數(shù)的 30.8%.在c值顯著為負的3家基金中， 2家為1999年上市的，占該類基金總數(shù)的13,3%;1家為2000年上市的，占該類基金總數(shù)的7.7%.在H-M模型下，c值不顯著為正的5家基金中，2家為 1999年上市的，占該類基金總數(shù)的 13.3%;3家為2000年上市的，占該類基金總數(shù)的23.1%.在c值顯著為負的3家基金中，2家為1999年上市的，占該類基金總數(shù)的13.3%;1家為2000年上市的，占該類基金總數(shù)的7.7%.
表2 T-M模型關(guān)于基金規(guī)模與時機選擇的匯總結(jié)果
基金規(guī)模 基金數(shù)目 C>0且
通過t檢驗 C>0且未
通過t檢驗 C<0且
通過t檢驗 C<0且未
通過t檢驗 5億 11 - 3 1 7 10億 2 - - - 2 15億 1 - 1 - - 20億 10 - - 1 9 30億 9 - 2 1 6 合計 33 - 6 3 24
因此，實證檢驗的結(jié)果并不支持運作時間長的基金的時機選擇能力較強的假設(shè)。從c值不顯著為負的基金的分布情況看，似乎與假設(shè)正好相反，運作時間短的基金的時機選擇能力更強。但是，從具有負的時機選擇能力的基金分布看，1999年上市基金的比例相對較大。需要指出的是，由于基金樣本數(shù)有限，1998年上市的基金只有5只，因此，在一定程度上會對統(tǒng)計結(jié)果有影響。
6.基金類型與時機選擇
在這里將基金類型分為優(yōu)化指數(shù)型、積極成長型、穩(wěn)健成長型、平衡型和其他類型五類。統(tǒng)計結(jié)果顯示，在T—M模型下，c值不顯著為正的6家基金中，2家為優(yōu)化指數(shù)型，占該類基金總數(shù)的50%;積極成長型3家，占該類基金總數(shù)的18.8%,其他類型1家。在 H—M模型下，c值不顯著為正的5家基金中，1家為優(yōu)化指數(shù)型，占該類基金總數(shù)的25%;基金成長型3只， 占該類基金總數(shù)的18.8%;其他類型1家。因此，實證檢驗的結(jié)果并不支持優(yōu)化指數(shù)基金的時機選擇能力較弱的假設(shè)。
結(jié)論與建議
本文的研究結(jié)論和國內(nèi)已有的研究有所不同：
�。�1）由于證券投資基金在投資策略、類型上相似，中國證券市場中系統(tǒng)性風險在總風險中占較大比例，使得運用風險調(diào)整指標進行基金業(yè)績評價、排序具有較強的相關(guān)性，大部分基金的業(yè)績優(yōu)于市場的表現(xiàn)；
�。�2）在檢驗期內(nèi)，2/3的基金體現(xiàn)出正的證券選擇能力，1/3體現(xiàn)出負的證券選擇能力，與其他研究基金整體有證券選擇能力相比產(chǎn)生分化，這與基金傳統(tǒng)的集中投資、重點持有的策略面臨轉(zhuǎn)型密切相關(guān)，大部分基金的業(yè)績優(yōu)于市場表現(xiàn)的主要因素正是基金重倉股股價的穩(wěn)定性，盡管部分基金重倉股受到減持而大幅下跌，而與市場表現(xiàn)比較，每只基金的部分重倉股股價的穩(wěn)定使其業(yè)績下降低于市場基準的下跌幅度；
�。�3）實證檢驗不支持證券投資基金具有時機選擇能力的假設(shè)，相反，部分基金有明顯的負選擇能力，與國外相關(guān)研究相吻合；
（4）基金的規(guī)模效應(yīng)并不明顯，一定程度上但不能完全說明小盤基金具有比大盤基金更好的時機選擇能力，說明規(guī)模大小對操作靈活性的影響并不明顯；
�。�5）證券投資基金運作時間長短對其時機選擇能力沒有明顯影響，似乎正好相反，運作時間短的基金的時機選擇能力更強，只能說明證券投資基金資產(chǎn)運作和配置的合理性較差，基金業(yè)績更多地取決于其入市的時機，這與檢驗期內(nèi)市場所處位置和對市場預(yù)期密切相關(guān)：
�。�6）不同類型基金在時機選擇能力上并沒有體現(xiàn)出明顯差異，主要是基金類型和投資策略的趨同，而優(yōu)化指數(shù)基金也并未完全體現(xiàn)出指數(shù)化投資部分的優(yōu)勢，沒有體現(xiàn)出基金應(yīng)有的特征。
大部分基金的業(yè)績優(yōu)于市場，一定程度上反映了我國證券市場的效率還不夠高。但是，從理論上講，對低效率證券市場的利用在規(guī)范、有序的市場中能夠改善證券市場的效率，而部分證券投資基金重倉持有銀廣夏、東方電子等違規(guī)上市公司股票的事實說明，證券投資基金的投資行為不是改善了市場效率，而是降低了市場效率，這是發(fā)展證券投資基金業(yè)必須重視的問題。
基于以上分析，對我國證券市場和證券投資基金業(yè)的發(fā)展提出如下建議：
�。�1）放開對證券投資基金發(fā)行人、管理人的限制，建立充分競爭、規(guī)范的基金市場，使其成為市場效率改善的力量�，F(xiàn)今只有證券公司和信托投資公司才能作為基金和基金管理公司主要發(fā)起人的規(guī)定在制度上使基金運作的獨立性很難保證，證券投資基金運作的實踐也證明這一規(guī)定的缺陷很大，應(yīng)適時放開限制，增強基金業(yè)的競爭性。同時，強化立法和自律監(jiān)管，樹立基金業(yè)的公信力，嚴懲違規(guī)和侵害基金持有人利益的行為，使其通過科學(xué)、規(guī)范的投資行為實現(xiàn)“集中投資、專家理財、分散風險”的目標。
�。�2）加快基金品種創(chuàng)新的進程，使契約型與公司型、開放式與封閉式、積極投資與被動投資等都能得到發(fā)展，滿足不同風險收益偏好投資者的需求�；甬a(chǎn)品的細化和投資策略的多樣化能夠完善資本市場的內(nèi)在運作機制，增加資本市場的深度和寬度，提高市場效率。
（3）完善證券市場的運作機制，為證券投資基金的運作提供必需的制度環(huán)境和交易條件，包括提供機構(gòu)投資者所要求的大宗交易和多樣化指令的交易條件，加快證券市場指數(shù)創(chuàng)新的進程，盡快推出包括指數(shù)基金、交易所交易基金（ETF）、指數(shù)期貨、指數(shù)期權(quán)、股票期權(quán)等的衍生證券品種，對上市公司的融資行為和分配行為進行規(guī)范等。
作者：上海證券有限責任公司 姚興濤 遲海燕 張乃祿
來源：《證券市場導(dǎo)報》2001年第12期
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