时间：2023-03-27 16:38:17
导语：在基金收益率论文的撰写旅程中，学习并吸收他人佳作的精髓是一条宝贵的路径，好期刊汇集了九篇优秀范文，愿这些内容能够启发您的创作灵感，引领您探索更多的创作可能。
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
2014年，余额宝掀起了网络营销的一股巨浪，改变了传统的理财投资模式，引发了人们投资的热情。不禁就会思考为什么余额宝会这么火暴，它到底有什么魔力。余额宝的存在并不是完美无缺的，也有不足之处，下面就研究一下余额宝网络营销的情况。
一、对于余额宝的介绍
余额宝是由淘宝支付宝创造的一种余额升值服务项目，即用户使用支付宝将钱投入到余额宝，实际上是购买了天弘基金的自由货币基金。淘宝用户在登录支付宝系统以后会出现两个账户，只需要将支付宝内的钱转到余额宝里就会获得收益，并且对比银行可以获得高于其10倍的收益，收益结算方法以日为单位。其实真正给用户提供收益的不是余额宝，而是货币基金，余额宝只是一个媒介而已，用户是将资金投资到债券和银行协议存款。通过余额宝的迅猛发展和支付宝固有的客户，天弘基金由50名开外蹿升至前三名，成为国内数一数二的基金管理公司。余额宝里的钱同时还可以用于网上购物，在任何时间存储取出都行，不需要手续费。在购物时余额宝里的钱会被自动赎回，赎回时采用T+0模式，即实时赎回。
有很多人会疑惑余额宝与支付宝的不同点在什么方面呢?
余额宝是依赖于支付宝而生存的，是支付宝的附加产物。这两者的区分是:1、余额宝是一种投资理财产品，支付宝是用于第三方支付的东西;2、存到余额宝的钱每天会获得一定的收益，而支付宝是没有收益的;3、余额宝用于购物花销和转出资金，支付宝除此之外另有信用卡付款还款，资金充值等多种功用;4、余额宝比支付宝存在更多的安全隐患，支付宝支付需要证书和验证码，相对比较安全。
二、余额宝网络营销现状分析
网络营销是借助互联网与客户进行双向的交流来满足顾客需求的一种新的营销模式，不受时间空间限制，成为时下企业营销手段的宠儿。从余额宝问世以来，从刚开始网民对其充满疑虑，再到大部分人对阿里巴巴权威性的认可和马云的信赖，渐渐开始尝试这个新奇的赚钱工具，成为人们茶余饭后讨论的话题。余额宝是在网络营销下一种新型的资金管理方式，规模增长速度极快。据官方统计，截至2014年6月30日，拥有的用户数已经超过100，000，000，平均每人占有5，030元，与2013年末的4，307元相比拟，上升了17%;规模超过5，700亿元，与2013年底相比上升3倍以上。用户年龄以20~40岁为主流客户，都较为年轻，尤其以九零后居多。经过发展，余额宝进入了缓慢增长的成熟期，需要采取措施才能继续站稳脚步。仅一年时间，尽管余额宝会暴露出很多问题，仅从成绩来看，已经是网络营销的一次大成功。余额宝的实质等于支付宝加上货币基金，余额宝利用货币基金为一些小型的零散客户构建一座桥梁，将一些数量不庞大的散钱存到余额宝同样可以获得收益。
余额宝与支付宝紧密相连，提高了用户的热情，更多的人愿意将资金转到余额宝。有一件事人们每天要做的就是打开电脑或者手机，看看余额宝的盈利情况如何。从余额宝的运营情况来看，从63.763%的年化收益率后开始下滑，尽管余额宝的年化收益率有所下降，但只是小幅度的，它依旧能获得民心，关键在于余额宝与客户密切的接触联系，关注分析用户的心理需求。
关键词:结构性理财产品 特点 风险
一、前言
通常意义上对结构性理财产品的定义,是按照对理财基金的特殊的投资运作方式为标准的,它是一种根据需要定制的金融投资,既投资于债券、股票等基础资产,又要投资于以相应基础资产为标的的期货、期权、互换等衍生金融工具,通过复杂多样的投资模式,以保证在规避风险的同时获得超过居民定期存款的到期收益率。总而言之,它是将固定收益证券特征与衍生交易特征融为一体的新型金融产品。
目前我国市场上最火热的理财产品可以大致分为三种类型:固定收益类、浮动收益类、保本浮动收益类。固定收益类理财产品是最早出现也是相对发展最为成熟的理财产品,按投资标的和产品设计不同分为信用联结型、票据债券类、信贷资产转让类和信托贷款类四种类型。浮动收益类理财产品在股市活跃时应市场呼声而出,可以投资于信托贷款、新股申购、货币市场、股票基金等等方向。构成保本浮动类理财产品最庞大的队伍就是结构性理财产品,它与上述两类最大的区别就在于通过投资于以基础及产为标的的衍生金融工具规避了相应的系统性风险,也因此成为最复杂多变的理财产品。
二、结构性理财成品的诞生动因
(一)银行规避资本金管制的要求
商业银行在经营自有业务时需要按监管当局规定的风险权重计算资产对应的资本充足率和核心资本充足率,常常会出现因为资本金约束而无法满足客户信贷需求或经营高盈利项目的情况,结构性理财产品和其他理财型产品一样同属于银行的中间业务,能够使银行在不增加或减少自有资产负债的条件下,即不占用或极少占有资本金条件下,满足客户的特别投资理财需求并获得手续费等收益,避免了上述情况的发生。
(二)规模化运作降低成本,便于涉足金融衍生产品交易市场
结构性理财产品将众多投资者闲散资金聚集到一起,聘请专家进行专业化投资,由于规模巨大对投资方向和产品就有选择性,能够以批发价格进行交易,获取规模化收益。同时,结构性理财产品能够进入金融衍生产品交易市场的自有特点,使其区别于其他理财产品,能够同时满足投资者和银行在自有资信不足或自有经营项目方向受限制的情况下涉足金融衍生市场的要求。
(三)能够在一定程度上降低投资者的交易成本
无论是投资债券、股票等基础资产,还是投资期货、期权等金融衍生工具进行套期保值,都会在买卖过程中承担相应的印花税和手续费,这是实际发生的成本。投资前所做的信息搜集、数据处理、形势分析都会造成相应的决策成本,这是隐性的成本。万一信息掌握不充分或决策失误,也会带来选择其他资产获得收益的机会成本。而这些成本,在结构性理财产品专业化运作、规模化运作的情况下都会在一定程度上被降低。
三、结构性理财产品特点分析
(一)原理上近似于购买一个零息票债券的同时持有一个看涨期权多头
以保本型股票挂钩结构性理财产品为例,它是这样一类理财产品,其收益率可能与某只股票或某股票组合或股票指数相挂钩,挂钩标的资产的市场表现决定该产品的到期收益率。一般情况下,标的资产的市值越高,产品可以获得的收益也越高,当然这也要受到产品收益率设计的影响,有的产品就是观测期内标的资产表现越平常波动越小,收益越高。而同时,其本金得到全部或部分保护。对于投资者来说,这种理财产品在一定程度上与同时购买一个零息票债券和持有一个看涨期权的多头近似。零息票债券保证投资成本和无风险收益,看涨期权保证在支付相应期权费(理财费)条件下获得未来的一个权利,该权利帮助投资者实现价格上涨时获取收益价格下跌时成本为0的投资模式。对保本型股票挂钩结构性理财产品的定价亦是按照这一原理,产品价值等于零息票债券价值与看涨期权价值之和(v=b+s),产品收益率等于1+min(k,max〔(st/st-1)θ,λ〕,其中,k表示保本型产品的最高收益率,st/st-1表示股票
收益率,θ表示参与率,即挂钩股票价格上升时,投资者可从股票收益率上涨中获得的分享比例。(st/st-1)θ就表示投资者从股票收益率上涨中获得的实际收益率。λ表示保本型产品的最低收益率,即保本率。λ等于0意味着完全保本,λ小于0意味着部分保本。
(二)一般挂钩的标的资产都要求有某种金融衍生工具相对应
结构性理财产品的设计就是一种满足特定需求的金融投资,这种投资的特征就是投资挂钩的基础资产的同时投资以相应基础资产为标的衍生金融工具,依据复杂的计算和衍生金融工具的杠杆性原理,对全部或部分本金套期保值,最终暴露的风险头寸仅局限于运用市场资金成本与产品设计的最低收益之间的利息差异。这就要求,在挂钩的基础资产选择上,需要以是否存在对应的金融衍生工具为标准。目前我国国内金融市场尚不发达,无法为发售产品的金融机构提供相应的该类避险工具,现有的结构性理财产品的主要标的资产依然局限于国外金融市场上的基础资产。
(三)投资收益率结构制定以大数法则为标准
结构性理财产品的投资收益率计算都只保证投资者获得市场在正常状态下的收益,是以大数法则为依据的,当市场由于遭受利好或利空信息冲击价格大幅震荡时,银行不对其收益进行保证。还是以花旗1年期人民币结构性投资帐户挂钩新华富时a50中国指数基金为例,其投资收益率计算方法如下: (1)5% + (50%×挂钩基金期末绝对表现):于产品期间,只要挂钩基金绝对表现从未大于20%,到期就可获得此投资收益率。 (2)5%:于产品期间,若曾有一个交易日挂钩基金绝对表现高于20%,但从未大于40%,则到期就可获得5%的到期投资收益率。 (3)0%:于产品期间,只要有过一个交易日挂钩基金绝对表现大于40%,则到期投资收益率为0%。 * 挂钩基金绝对表现:即挂钩基金表现的绝对值 = 绝对值 ((挂钩基金观测值/挂钩基金初始水平-1) x 100%) 。可见只有在产品期间,挂钩基金的绝对表现,无论上涨还是下跌都不超过40%的情况下,投资者才能获得对应的收益,该产品是适应对象为熟悉香港股票市场并且认为挂钩基金绝对表现在产品观测期内不会大于40%的投资者。
(四)封闭式操作,赎回条款向多样性发展
由于投资期限一般为一年以上,结构性理财产品在通常情况下都是不可赎回的,即使设有投资者赎回条款也会规定特定的时间,同时需要支付赎回费用。如如东亚银行推出的“股票篮子挂钩保本投资产品”,其中就规定投资者可在交收日后每年的3月、6月、9月和12月的第三个营业日向银行申请提前赎回投资金额,但银行要扣除相关手续费用和损失。但是,由于结构性理财产品市场的扩大,产品差异性的要求迫在眉睫,一些银行开始尝试改革某些产品设计条款,如赎回条款,以获得自身优势。
四、投资结构性理财产品需谨防的风险
(一)市场风险
目前结构性理财产品的挂钩标的资产种类十分丰富,包括债券、股票、基金、股指、利率、汇率、大宗商品价格等等,而结构性理财产品的收益又是与这些标的资产的市场表现相挂钩的,当市场萎靡不振或遭遇危机时,标的资产的走势就相应步入盘整或下跌区间,此时很难保证相应的预期到期收益。即当市场向不利的方向变动时,投资者将面临由于标的资产价格波动导致到期收益很小或为零的市场风险。
(二)流动性风险
一般来说,由于结构性理财产品操作复杂,都会选择封闭式运作,对投资者设定赎回限制。虽然这能够保证在封闭期内理财基金全仓位运作,但是不存在结构性理财产品二级流通市场的限制,又会使投资者不能像投资固定收益类债券、股票、交易型基金等其他投资工具时主动地买卖套现,进行主动性管理。因此,当投资者面临资金缺乏时,会遭遇到无法赎回或卖出手中结构性理财产品的流动性风险。
五、总结
我国第一款结构性理财产品是中国工商银行2003年7月发行的挂钩伦敦银行同业拆借利率(libor)的价幅累积产品,之后,国有银行、股份制银行、城市银行、外资银行纷纷推出自己的结构性理财产品,纷繁的产品创新和复杂多变的产品设计将中国银行结构性理财产品市场推向全面的茁壮成长期。然而,国内投资者在这方面的知识仍然有所欠缺,与市场的接轨程度尚不充分。文章尝试从结构性理财产品的定义、产生、特征以及涉及风险四个方面简单论述该产品的与众不同之处,希望能为提高投资者对结构
性理财产品的认知程度贡献一二。
参考文献:
[1]谭利宁,2009年结构性理财产品的投资研究[j]. 消费导刊,2009,(10).
[2任敏、陈金龙,保本型股票挂钩结构性外汇理财产品定价研究[j].经济研究,2002,(12).
关键词：基金规模；基金业绩；费用；流动性
中图分类号：F832.3 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）08-0-01
自2001年9月我国推出首只开放式基金以来，开放式基金无论在数量、规模，还是种类上都取得了迅猛发展。尤其是最近两年，随着股权分置改革的逐步完成，特别是国内宏观经济形势的持续走好，导致中国股市凸现“赚钱效应”，投资者购买基金的热情日趋高涨，这进一步促进了开放式基金的急剧发展。据不完全统计，2007年前三季度我国共成立新基金51只，而上半年307只开放式基金资产净值就高达15971.84亿元，占A股流通市值的三成左右。尽管基金市场异常火爆，投资者购买需求旺盛，但出于投资者利益保护和自身业绩考虑，多只基金都公告暂停申购，以控制基金规模。
在我国，基金规模和基金业绩之间的关系到底如何？这已经成为理论界和投资者共同关注的话题。一般认为，由于存在规模经济效应，因此基金规模越大，基金业绩就会越好。但有趣的是，实践中基金排名状况与之并不完全吻合，超大规模基金并没有比小规模基金取得更好的业绩。同时，也有另外一种观点认为，小规模基金由于其操作灵活性，因此更容易取得骄人业绩，但这一观点也并未得到实际数据的支持。以上的两种观点更多的只是一种推测，缺乏严格的证据。那么基金规模是否会显著影响到基金业绩呢？特别是在中国这一新兴资本市场情境下基金规模和基金业绩之间到底呈现何种关系？本研究将在相关理论分析基础上，运用中国基金数据对此进行实证检验。
（一）基金规模与费用。费用是影响基金业绩的重要因素之一，但费用在很大程度上受到基金规模的影响。在我国，开放式基金的费用主要包括四部分：第一部分是付给基金管理公司的报酬，即基金管理人报酬；第二部分是给基金持有人提供交易服务和交易记录的行政管理费用，其中包括托管费、卖出回购证券支出、信息披露费用、审计费用等；第三部分则是销售费用；第四部分是其他费用，主要包括无法归入上述三类的费用。
（二）基金规模与流动性。基金规模的增加在通过规模经济降低费用率的同时，也会降低基金资产在证券市场上的流动性。一般来讲，持有证券规模越大，则其变现能力越低，其证券价值也就相应降低。通过实证研究证实，由于流动性和价格影响等原因，基金规模会侵蚀基金业绩。
由于很难直接测度流动性，本文利用股票差价收益率来反映流动性特性。其中，股票差价收入率反映单位资产可获得的股票差价收入。之所以利用股票差价收益率来反映流动性特性，主要是因为如果流动性的侵蚀作用主要表现在降低基金管理人买卖证券的自由度，则其无法获得如愿的证券差价收入。另外，我国的开放式基金80%以上的收入来自股票差价收入。而小规模的基金则不存在这个问题，由于交易规模较小，他们很难受到流动性的影响。诚然，大规模的基金可以通过分散投资来降低流动性的影响，但市场上好的证券和基金经理的选择能力都是有限的。另外，大规模基金现金流入带来的压力可能使得基金经理投资于次优股票，从而侵蚀了业绩。基于以上分析，论文提出如下研究假设：
（三）基金规模与业绩。基于前面的分析可以发现，基金规模可以从两个方面影响基金业绩，其一，基金规模增加带来了费用上的规模经济效应。因此，在其他条件不变的情况下，越低的费用率意味着越高的投资收益。其二，基金规模增加降低了基金流动性。在其他因素不变的情况下，流动性越差，则基金的变现能力越差，基金经理人获取证券差价收入的空间大大降低，这会对基金业绩产生负面效应。可见，基金规模对基金业绩而言是一把双刃剑。在规模逐步扩大的过程中，由于费用方面的规模经济会使得基金业绩先上升（因为此时规模还相对较小，流动性的侵蚀效应小于费用的规模经济带来的节约），但当基金规模扩大到一定程度，流动性的侵蚀作用开始放大，甚至超过费用经济带来的节约，这将使得基金业绩开始下降。这些研究都是针对成熟资本市场展开的，在中国资本市场情境下基金规模和基金业绩的关系仍有待进一步探索。
基于以上分析，论文提出如下研究假设：基金业绩和规模基金间存在一个倒U型的非线性关系，即基金业绩先随着基金规模的增加而上升，但当基金规模达到一定程度后，基金规模的进一步增加反而会降低基金业绩。
（四）样本选择与数据来源。2004年至2006年间的偏股型开放式基金。根据晨星基金分类方法，我们将基金投资类型为股票型和积极配置型的开放式基金定义偏股型基金。以深圳和上海证券交易所的所有股票型和积极配置型开放式基金为总样本，选取符合以下标准的基金作为研究对象：（1）考虑到其他类型的基金很少，这里只选择契约开放型基金；（2）须为非指数型基金，指数型基金属于被动管理型，不太符合研究需要；（3）当年周净值数据完整且没有进行拆分。遵循以上标准，共获得189个有效样本。
为了进一步检验各变量之间的关系，论文进一步进行回归分析，表4给出了回归模型（1）的结果。同绝大多数研究的结论一致。因此，研究假设H1得到了较好的支持，即基金费用率同基金规模之间存在着显著的负相关关系。
本文以我国2004-2006年间的偏股型开放式基金为研究对象，首先分析了基金规模对费用率和流动性的影响。研究结果表明，基金规模的增加在引发费用规模经济的同时，也会降低基金流动性。因此，对基金业绩而言，费用的规模经济和流动蚀使得基金规模成为一把双刃剑。在此基础上，本文进一步检验了基金业绩同基金规模的关系，实证研究结果表明，基金业绩同基金规模之间呈现倒U型非线性关系。这一研究结论将为投资者、基金管理者和监管者提供必要的理论借鉴。
关键词： 社保基金； 金融工具； 投资运营
中图分类号： F832.51 文献标识码： A 文章编号： 1009-8631（2011）04-0128-03
进入21世纪以来，我国的老龄化现象日益严峻。第六次全国人口普查显示，我国60岁及以上人口为1.78亿人，占总人口的13.26%，其中65岁及以上人口为1.19亿人，占总人口的8.87%。为了解决“老有所养”的问题，我国不断完善养老保障制度，并于2000年正式成立全国社会保障基金理事会来筹集养老保障战略资金。但由于2008年世界性金融危机带来的负面影响，2010年以来节节攀升的CPI指数以及物价的飞速上涨，实际上人们将来用来养老的钱正在缩水。如何选择适当的理财工具对社会保障基金进行合理投资使其得以保值、增值，成为当下社会密切关注的问题。
一、我国社保基金规模及投资运营现状
（一）社保基金的构成及规模
社会保障基金是根据国家立法通过各种方式为实施社会保障制度而建立起来的专款专用资金。社保基金主要有四个部分构成：一是基本养老保险体系社会统筹账户上的基金；二是基本养老保险体系个人账户上的基金；三是全国社会保障基金；四是企业补充养老保险基金。
社会保险基金包括养老、医疗、失业、工伤、生育五项保险基金，一般由用人单位（或雇主）和劳动者（或雇员）或公民个人缴纳的社会保险费组成，国家财政给予适当的补贴，用于支付劳动者或公民在患病、年老伤残、生育、死亡、失业等情况下所需要的各项保险待遇。自我国社会保险制度设立以来，我国五个险种基金发展规模惊人，具体参见图1。2010年全年五项社会保险（不含新型农村社会养老保险）基金收入合计18823亿元，基金支出合计14819亿元。其中，全年城镇基本养老保险基金总收入13420亿元，基金总支出10555亿元，年末基本养老保险基金累计结存15365亿元；全年城镇基本医疗保险基金总收入4309亿元，支出3538亿元，年末城镇基本医疗统筹基金累计结存3313亿元（含城镇居民基本医疗保险基金累计结存306亿元），个人账户积累1734亿元；全年失业保险基金收入650亿元，支出423亿元，年末失业保险基金累计结存1750亿元；全年工伤保险基金收入285亿元，支出192亿元，年末工伤保险基金累计结存479亿元，储备金结存82亿元；全年生育保险基金收入160亿元，支出110亿元，年末生育保险基金累计结存261亿元。
全国社会保障基金是指全国社会保障基金理事会负责管理的由国有股减持划入资金及股权资产，中央财政拨入资金，经国务院批准以及其他方式筹集的资金及其投资收益形成的资金。2010年底全国社保基金总额8567亿元，基金权益总额为8376亿元，其中全国社保基金权益7809亿元，个人账户基金权益566亿元，基金负债余额191亿元。基金权益投资收益额321亿元，投资收益率4.23%。基金自成立以来的累计投资收益额2773亿元，年均投资收益率9.17%。
企业年金是指企业在依法参加基本养老保险的基础上自愿建立的补充养老保险制度。2010年底全国有3.71万户企业建立了企业年金，参加职工人数为1335万人；年末企业年金基金累计结存2809亿元。此外，还有商业保险机构经办的商业补充养老和健康保险。
但与此相对的是，我国人口老龄化的进程也在不断加快，养老金缺口将会越来越大。世界银行的一份研究报告指出，以目前的人口与养老模式推测，2001年到2075年，我国的养老金缺口将达到9.5万亿元，这还未考虑货币购买力贬值的因素。由此可见，对社会保障基金进行投资运营刻不容缓。
（二）社保基金的投资运营现状
为逐步完善我国的社会保障体系，保证人们“老有所养”，同时也减轻一部分企业、个人和政府的负担，安全高效的社保基金投资运营不可或缺。从理论层面来说，对社保基金进行投资会出现三种可能的结果，即贬值、保值、增值。（1）贬值。由于通货膨胀等原因，若只将基金存入银行即只进行最保守的投资，货币的实际购买力下降，意味着社保基金实质上发生了贬值。（2）保值。即投资收益率与通货膨胀率保持一致，维持社保基金的购买力不变。（3）增值。也是最优的结果，是对社保基金投资运营的目的所在。只有将社保基金不断进行增值，才能应对日益增长的庞大的支付压力。
我国已步入“未富先老”的国家行列，人口老龄化使社保基金面对更为严峻的支付挑战，也促使我国开始对社保基金进行一系列投资。但由于金融投资的风险性和不稳定性，全国社保基金理事会以及有关部门通过法规或部门规章的形式对社保基金的投资进行了严格的限制，如《全国社会保障基金投资管理暂行办法》规定全国社保基金的货币资产投资、银行存款和国债比例不得低于50%，企业债、金融债投资比例不得高于10%，股票、证券投资基金不得高于40%等。从表1可以看出，全国社保基金投资收益不稳定，在成立后的大多数年份其投资收益率偏低，若再考虑通货膨胀率的因素，其结果会更糟，如2008年投资收益率为-6.79%。而分散于各地的社保基金只能将其存银行或购买国债，收益率只有2%，若考虑通胀率，情况会更糟，存在严重的贬值风险。因此，如何根据金融工具的风险收益权衡，选择社保基金的投资工具组合成为迫切的问题。
二、金融投资产品的种类及其风险性分析
（一）金融工具以及衍生工具的种类
金融工具指在金融市场中可交易的金融资产，是用来证明贷者与借者之间融通货币余缺的书面证明，其最基本的要素为支付金额与支付条件。随着资本市场的发展，金融工具的品种越来越多，风险也越来越大。根据新准则的规定，金融工具可分为基本金融工具和衍生金融工具，包括金融资产和金融负债。基本金融工具包括库存现金和银行存款等。金融衍生工具是从传统金融工具中衍生而来的新型金融工具。从理论上讲，金融衍生工具是根据某种相关资产的预期价格变化而进行定值的金融工具。这种相关资产可以是货币、外汇、债券、股票等金融资产，也可以是金融资产的价格(如利率、汇率、股票价格指数等)。FASB在SFAS119中进一步定义了衍生金融工具，是期货合约、远期合约、互换和期权合约以及类似的金融工具，如利率上限与下限和固定利率借款义务(承诺)等。
金融衍生工具林林总总，品种繁多，有的在金融现货的基础上产生，结构和形式相对简单；有的则是通过组合再组合、衍生再衍生的方式而形成，集多种特点和功能于一身，十分复杂。目前国际金融市场上最为活跃、交易量最大的三类衍生产品分别是：
1. 外汇类衍生产品。外汇衍生产品是一种金融合约，外汇衍生产品通常是指从原生资产发展出来的外汇交易工具。其价值取决于一种或多种基础资产和指数，合约的种类包括远期、期货、掉期（互换）和期权。外汇衍生产品还有远期、期货、掉期（互换）和期权中一种或多种特征的结构化金融工具。
2.利率类衍生产品。利率衍生工具指以利率或利率的载体为基础工具的金融衍生工具，主要包括远期利率协议、利率期货、利率期权、利率互换以及上述合约的混合交易合约。
3.股指类衍生产品。股指衍生工具指以股票或股票指数为基础工具的金融衍生品，主要包括股票期货、股票期权、股票指数期货、股票指数期权以及上述合约的混合交易合约。
在我国，随着金融交易市场的不断完善，我国大部分商业银行行已经逐步开展了远期利率协议、远期外汇买卖业务、外汇期权、利率期权等业务，同时在外资商业银行竞争的推动下，中资银行大力发展以金融衍生工具为基础的各种理财产品、外汇结构性理财、信托理财、QDII理财以及券商基金合作的理财产品等各类产品。
（二）金融衍生工具交易存在的主要风险
与传统的金融工具不同，衍生工具交易除了三大风险（信用风险、市场风险、操作风险）之外，还面临着流动性风险和法律风险。根据衍生工具的不同，其面临的主要风险也不尽相同。
1.信用风险。是由于对方违约或无力履约而带来的风险，包括两方面的内容：一是对方违约的可能性；二是违约造成的损失。
2.市场风险。指由于金融衍生工具的价值变动的不确定性对其使用者产生影响的风险。但将资产负债业务与衍生产品业务结合起来看，总体风险会由于使用的衍生工具而减小。
3.流动性风险。指由于市场深度不够或因震荡而发生故障，金融衍生工具交易者不能在合理的时间内获得市场价格，面临无法平仓的风险。
4．操作风险。指由于缺乏内部控制，交易程序的不健全，价格变动反映不及时或错误预测行情，操作系统发生故障等原因造成的风险。
5．法律风险。指由于金融衍生工具合约的条款在法律上有缺陷、不具备法律效力等原因无法履约而带来的风险。由于衍生产品交易中交易双方的权利和义务是否受到法律的认可，同时交易对手来自不同的国家，各国法律环境不同，操作方式和惯例也会有所不同。为此，国际上专门成立了国际掉期及衍生产品协会(ISDA)。ISDA对国际衍生产品交易有一个大的制度性框架，各会员都要遵守ISDA的标准化法律条文和游戏规则。
三、根据社保基金保值增值特性选择合适的投资金融工具
（一）社保基金面临的投资难题
由于我国社保基金所面临的支付压力越来越大，因此必须对其进行投资使其保值增值。社保基金投资原则主要是安全性、流动性、收益性，而合理的投资模式是寻求一组收益率高且稳定性好的投资组合，所以，这三者之间存在着不可避免的投资难题。社保基金投资若要保持安全性、流动性，就要放弃收益性，即只能投资在银行存款、政府债券等高安全性、低收益性领域；若要实现收益性、流动性，就要放弃安全性，即倾向投资于股票、公司债券等高收益率、高风险性领域；若要坚持安全性、收益性，就要放弃流动性，即只能投资于国债等高信用领域。所以达到一个完美的投资组合是不现实的，我们必须在实现社保基金保值增值的同时，防控社保基金的投资风险，使基金以较强的流动性、较高的收益性来追赶经济发展的需要。
（二）社保基金的投资风险分析
我国社保基金自2003年进入二级市场以来，在成为金融市场重要资金来源的同时，也面临很高的投资风险。根据风险的可分散程度，社保基金的投资风险主要分为系统性风险和非系统性风险。
1．系统性风险
系统性风险主要是指资本市场固有的投资风险，是所有投资者所面临的共同性风险，是无法通过投资组合进行规避的，它通过社会政治、经济等宏观环境的变动引发整个证券市场的价格波动，进而影响社保基金的投资运营绩效。
系统性风险主要包括：
（1）经济周期风险。经济周期是无规律且难以预测的，其变动过程主要分为衰退、萧条、复苏和繁荣四个阶段。社保基金的投资收益从某种程度上可以看作是经济增长的联动效果。资本市场会跟随经济周期的各个阶段而出现不同幅度的波动，社保基金不管是直接投资还是间接投资，其投资回报率都与经济环境紧密相关。
（2）利率波动风险。利率主要受货币供需状况、物价水平、宏观调控等因素影响，当证券收益率一定时，证券价格与市场利率成反比例的关系。市场利率的变化必然会造成社保基金投资收益的不稳定性。
（3）通货膨胀风险。资本市场中投入的资本和收益都是以货币进行衡量的，单位货币的贬值必然会使入市的本金和收益变相缩水。社保基金的积累与投资都具有长期性，当出现通货膨胀时，其实际购买力便会产生下降的可能性。
（4）汇率风险。汇率受各国外汇管制及财政、货币等因素影响。投资于海外市场的社保基金，在承担资本市场固有风险的同时，也要额外承担货币汇兑过程中的损失风险。
2．非系统性风险
非系统性风险是指引起单只股票价格变动，且可以通过分散或组合投资进行规避的风险。当社保基金所投资的上市公司发生经营财务风险时就会产生投资收益下降的可能性。上市公司由于管理不善或决策失误或财务诈骗等事件的披露，便会直观地反映在其公允价格的变动上，引发股价大幅下跌的风险。
非系统性风险主要体现在社保基金管理公司的运营风险。截至2009年，全国共有南方基金、博时基金等10家基金管理公司成为全国社保基金的境内投资管理人。其运营风险主要包括以下几个方面：
（1）管理水平风险。即由于投资管理者的业务水平或心理素质、经验等因素而引起的投资风险。一旦管理者在市场时机、仓位控制、行业分布和个股（券）选择方面出现失误，其投资决策无法跟随大盘走势进行量力操作，就会使基金存在潜在的资产风险。
（2）委托风险。我国社保基金的投资方式是直接投资相接合的管理方式。其中，间接投资采取委托――的运营模式。作为委托人的社保基金理事会与受托人的社保基金管理公司之间存在着信息不对称，难以形成的一个共同的信用约束链条，进而无法避免各委托方或方发生违约风险。
（3）信用环境风险。市场经济是以信用为基础，良好的社会信用环境能为社保基金投资提供信用保障，进而减少其信托成本，提高收益。我国资本市场的信用环境风险主要体现在政府失信风险、上市公司的失信风险、中介机构失信风险等方面。
（三）社保基金投资渠道选择
我国社保基金采取在社保基金理事会直接投资和社保基金会委托投资管理人运作相结合的投资方式，其主要投资方式按风险程度不同可分为安全型投资和风险型投资两种。安全型投资包括投资于国债、银行存款，风险型投资主要投资购买股票、企业债券、实业投资等方式。图2是不同投资渠道收益率与风险性的相互关系，从图上可以看出：社保基金所投资的产品中，其风险性与收益率呈正相关的关系，风险性越大，收益率越高。
1.银行存款
在物价稳定的前提下，投资于银行存款可以获得相对稳定的利息收入，是实现保值增值的最安全途径。但在通货膨胀的情况下，当实际利率相对稳定时，名义利率与通货膨胀率呈同步上升或同步下降趋势。而且在2007、2008年，我国通货膨胀率均高于同期银行存款利率，此时，投资于银行存款的社保基金无法实现保值增值。为了冲抵物价上涨的影响，确保基金的实际购买力赶上或超过同期物价的增长速度，需要通过合理的投资运营，以获取高于通货膨胀的收益率，增强社保基金的支付能力。
2.政府债券与企业债券
政府债券主要由国库券及地方政府债券构成，是以国家信用作为担保的债券，但它的收益性低于以企业信用为担保的公司债券。企业债券与政府债券的风险程度不同，社保基金购买企业债券需要考虑到违约风险的问题。此外，企业债券属约定投资回报型基金，其利率一般高于同期银行存款利率，虽然企业债券的安全性与流动性与国债相比较差，但就长期而言，可以选择一些高收益和高信用的企业进行投资。
3.抵押贷款与信托基金
抵押贷款由于有抵押财产作为保障，其投资风险性相对较小，收益率相对较高。信托基金是一种“利益共享、风险共担”的集合投资方式，由专门的投资机构进行分化散投资，投资者按出资比例分享收益并承担相应风险，其风险性也相对较小。
4.实业投资
实业投资的风险程度主要是取决于流动变现能力及到期能否及时偿付。投资于基础设施、能源工业、交通运输等的社保基金都具有金额大、投资回收期长的特点，这在很大程度上限制了其流动变现能力。另外，一旦实业投资项目不能顺利运营，无法达到预期收益水平，甚至出现到期无力偿付的风险。由此可见实业投资的风险程度较高且收益期长，但一旦可获得收益，收益率也相当可观。
5.股票
股票是收益率最高、风险性最大的投资途径，股票投资收益权的不确定性主要受到宏观经济运行状况、资本市场的完善与否以及管理水平等因素的影响。2009年，我国社保基金投资收益的22.7％来自股票收入，年末交易性金融资产、可供出售金融资产、长期股权投资余额为4，131.74亿元，占资产总额的53%。
因此，社保基金需要根据保值增值特性，合理权衡收益风险，在银行存款、政府债券与企业债券、抵押贷款与信托基金、实业投资、股票等金融工具中进行投资组合选择。
注释：
① 数据来源：国家统计局，2010年第六次全国人口普查主要数据公报(第1号)，2011.4.28.
① 数据来源：人力资源和社会保障部，2010年度人力资源和社会保障事业发展统计公报，2011.5.23.
③ 数据来源：全国社会保障基金理事会，2010年全国社会保障基金年度报告，2011.5.19.
④ 数据来源：人力资源和社会保障部，2010年度人力资源和社会保障事业发展统计公报，2011.5.23.
⑤ 数据来源：全国社保基金理事会，社保基金历年收益情况表，2011.5.18.
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关键词：生存偏差；市场环境偏差；对冲基金；绩效评价
中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2017）01-0028-10
一、引 言
随着我国证券市场的不断发展，各类金融衍生交易产品也日益成熟，尤其是2013年6月修订后的《中华人民共和国证券投资基金法》（又称《新基金法》）颁布实施以来，公募基金垄断局面被打破，对冲基金获得了迅猛发展。对冲基金最早可以追溯至20世纪50年代末，起初的对冲基金是一种通过风险对冲来避险保值的双向操作运行模式，如今对冲基金更多的是一种通过对冲套利来获利的基金产品。我国对冲基金的初始形式为阳光私募基金，以非公开发行的方式，向特定投资者募集，并投资于二级证券市场，更一般的统称为私募基金。据好买私募数据中心统计①，截止到2016年8月20日，市场上11851家私募基金管理公司共发行了58546只私募产品，在这些私募产品中，有6691只基金已清盘。从图1可知，对冲基金当月累计成立数量从2013年6月起呈直线式上涨，且当月成立数量也一直在高位徘徊。对冲基金的迅速扩容反映了我国民间财富的快速增长以及随之而来的对投资理财的多样化需求。面对众多复杂的私募基金产品时，基金绩效往往成为投资者进行产品选择的重要因素，但是我国并未形成统一规范的对冲基金绩效评价标准。通过系统梳理国内外文献，容易发现已有的绩效评价方法因未考虑对冲基金生存特征和市场环境特征的偏差效应，即生存偏差和市场环境偏差，而使其评价结果的客观性受到质疑。
在生存偏差效应方面：一方面，许多私募基金存活期并不长，消亡率与日俱增，从美国对冲基金的发展历程可知，对冲基金的高退市率会显著影响基金绩效的持续性，并对基金绩效的评价产生影响。另一方面，许多基金的信息披露过多依赖于各大数据供应商以及私募机构的自愿性。这导致投资者能够看到的数据已经超过私募机构的自我选择，披露的数据往往存在自我选择偏误。JT.Horst（2005）发现在流动性偏差和自我选择偏误的共同作用下对冲基金绩效一年被虚增了8%。忽略自我选择偏误和只关注存活的基金会遗失大量有用信息，从而影响绩效评价的客观性。这就是所谓的生存偏差，即“死的基金不会说话”。
在市场环境偏差效应方面：晨星数据显示，2015年末阳光私募产品中，我国股票型基金占据了绝对主流的地位，而其他私募产品如基金中的基金FOF、全球宏观、债券型等数量并不多，其中2015年我国股票型基金的数量约占93%。从这个角度看，我国对冲基金的绩效受到股市波动的影响会比较大，而2010年3月底融资融券交易业务的推出更是加大了这种波动的影响。事实上，当股市行情好的时候，有的基金经理即使能力一般，但借着市场的上涨基金也能获得较高收益。在行情不好的时候，即使有的基金经理能力优秀，市场的下跌也会降低基金的收益。因此，在股市波动大的时候不考虑市场环境的绩效评价很容易使得评价结果带有市场环境偏差。
上述两种典型偏差效应的存在会使得对冲基金绩效的评价缺乏客观性，因此，本文的贡献在于在考虑生存偏差和市场环境偏差的前提下，客观评价对冲基金绩效，这也是对现有研究的一个有益补充。本文主要研究的问题是：我国对冲基金是否存在生存偏差效应和市场环境偏差效应；生存偏差和市场环境偏差是否会对基金绩效评价存在影响。
二、相关文献回顾
（一）基金绩效评价
基金绩效评价内容主要包括基金的绩效、基金经理能力和绩效持续性。本文着重研究两种偏差效应对基金绩效和绩效持续性的影响。国内外众多学者很早就提出了不同的观点。
在基金绩效评价指标方面：Treynor（1965）提出了对收益进行[β]风险调整的特雷诺指数。Sharpe（1966）在特雷诺指数基础上提出了用标准差衡量风险的夏普指数。Jensen（1968）提出了詹森指数这一绝对指标，即超额收益率。
在基金绩效度量模型方面：平均超额收益模型是最为基础的模型。Fama和French（1992，1993）分别建立了三因素模型和五因素模型。Carhart（1997）提出了四因素模型，它不仅考虑了规模和市净率，也考虑了动量效应的影响。
除了基金绩效具体评价方面，投资者往往更关心基金绩效的持续性，这是保障投资收益稳定性的关键。对于基金绩效是否具有持续性、持续期的长短、持续性的显著程度，不同学者基于不同的数据来源，利用不同的计量方法提出了相应观点。部分文献认为基金绩效显著，但不具有持续性，如Jensen（1968）、Phelps和Detzel（1997）。Stafylas D （2016） 对美国1990―2014年的对冲基金稻萁行研究发现，除了几个特例，风险调整后的收益度量下的基金并没有绩效持续性。也有一部分文献认为基金绩效不仅显著，而且具有持续性，而有的学者认为只存在短期持续性，有的认为存在长期持续性，有的认为整体具有持续性。2007年以前有关对冲基金绩效持续性的文献研究认为，对冲基金绩效短期内可以持续1―3个月，或者最多长达1年，长期并不存在持续性。然而在后续研究中，利用更先进的计量方法，有学者发现对冲基金绩效存在长期持续性，有的情况下基金持续期甚至长达5年。Harri，A.和Brorsen，B.（2004）利用回归法和Spearman秩相关系数法发现了4个月持续性；Capocci，D.（2009）利用回归法和排名比较法发现了短于1年的持续性；Ammann、M.Huber，O.和Schmid，M.（2013）用Probit模型发现了长达3年的持续性。
总的来说，国外大部分学者认为对冲基金绩效持续性显著，只是对持续期长短产生分歧。而国内很多学者认为我国基金并不存在绩效持续性。在开放式基金持续性方面，周泽炯（2004）认为基金绩效总体不存在持续性；在对冲基金持续性方面，绩效持续性不强；麦静銮（2013）利用列联表法发现赢家组合和输家组合绩效都不具有显著持续性；邱龙淼（2012）用横截面回归对各个基金单独考察发现绝大多数对冲基金在考察期内不具有好的持续性。
为了综合比较不同基金绩效评价的结果，减少单一评价指标的偏差，本文将采用多个绩效评价指标和两大类持续性度量方法：在研究生存偏差对绩效影响时将使用多个绩效度量指标和分组比较法，在研究市场环境偏差对绩效持续性影响时将使用平均超额收益绩效度量模型和横截面回归法。
（二）生存偏差和基金绩效
生存偏差一般定义为生存基金组合和全部基金组合的绩效差，但是两个组合的具体构造方法却不同。确认生存偏差的标准方法最先由Malkiel（1995）提出，即在一个给定的时间内获取所有活跃的共同基金信息，在期末将所有基金的平均回报与生存基金的平均回报进行对比，回报率的差额便是生存偏差。Fung和Hsieh（2000）也采用了这种定义。Brown、Goetzman和Ibbotson（1999）用整个样本期间存活基金和全部基金的绩效差来定义生存偏差，这是第二类定义，很明显第二类定义比第一类定义对生存基金组合要求更高，任何在样本研究期间成立或清算的期末存活基金都不包括在内。
Xu、Liu和Loviscek（2009）发现对冲基金的收益通常被虚增，因为很多失败的基金会停止上报绩效，而失败基金和其他基金收益间的差距平均为每月0.54%。Brown（1992）认为生存偏差会高估基金绩效持续性，而Grinblatt和Titman（1989）认为生存偏差会导致基金绩效的虚假反转。
国内研究生存偏差主要以公募基金居多。史仕新和范孟君（2008）采用三因子模型和分组比较法来考察生存偏差对我国封闭式基金绩效及绩效持续性的影响。研究结果表明：忽略生存偏差效应会导致我国封闭式基金绩效的高估，且在一定程度上夸大了我国封闭式基金绩效的持续性。杨艳林（2011）采用四种基金绩效度量模型发现我国封闭式基金生存偏差效应为负，生存偏差会减弱基金绩效持续性，并且在生存基金定义、权重处理方式选择不同时不改变该结论。
我国的私募基金近几年才真正发展起来，数据获取困难，因此对私募基金进行的生存偏差研究并不丰富。陈道轮和陈强（2013）首次用Probit模型对私募基金的消亡现象进行了深入分析，并发现影响生存偏差的因素与绩效波动、规模大小和年轻程度相关。林鲁森（2016）利用分组比较法发现，生存偏差夸大了对冲基金的分组整体绩效持续性。利用游程检验对基金个体绩效进行检验时，存在绩效持续性的基金很少，而生存偏差高估个体基金持续性程度为1.18%。
（三）市场环境偏差和基金绩效
许多学者研究了不同基金绩效度量方法对排名的影响，但是却忽略了所选样本的完整性和样本因处于不同期间、不同市场环境所带来的绩效差异。Bal和Leger（1996）研究对象是样本期间一直存活的基金。Stotz（2007）研究了不同绩效度量方法的关系，所选择的样本包含了生存基金和死亡基金，但是却没有考虑市场环境的影响。
Pastor和Stambaugh（2002）认为将新的市场环境信息引入到基金绩效评价模型会得到更为精确的结果。Scholz和Schnusenberg（2008）采用了Pastor和Stambaugh（2002）的绩效修正方法，对包含死亡基金的样本分为不同市场时期进行了研究。匡荣彪（2009）也采用了该绩效修正法对我国开放式基金的市场环境偏差进行了研究，发现修正后的绩效指标能够提高基金当期不同绩效指标的排序一致性，也会缩小牛熊市组合的绩效差。
三、研究方法和数据处理
（一）基金绩效评价
1. 基金绩效度量。本文的绩效度量方法采用常用的夏普比率、特雷诺指数、詹森比率三大经典指标和平均超额收益模型、Fama三因子模型等。
其中，[MKTi]是市场收益率减去无风险利率后的市场超额收益率，[SMBi]、[HMLi]分别代表规模因子、价值因子序列。[βM-3Fi]、[βS-3Fi]、[βH-3Fi]分别代表的是三因子模型的市场[β]、规模[β]和价值[β]。这三个指标为正且值越大，那么基金绩效越好。
2. 相关定义。
（1）业绩基准选取。本文的无风险利率根据人民银行公布的一年期定期存款利率折算而成，即按照一年52周折算成周利率，市场指数为沪深300指数。
（2）规模因子和价值因子。采用巨潮风格指数中的大盘成长（[LG]）、大盘价值（[LV]）、中盘成长（MG）、中盘价值（[MV]）、小盘成长（[SG]）、小盘价值（[SV]）来构建[SMB]和[HML]。
（3）基金净值收益率。出于对基金的分红或拆分因素的综合考虑，本文的基金净值采用基金复权单位净值，@样能还原基金历史增长率。
其中，[Ri]为基金复权净值增长率，[de]为本周首日的复权单位净值，[df]为上周首日的复权单位净值。
3. 基金绩效持续性度量方法。绩效持续性检验方法一般分为参数法和非参数法，参数法主要是横截面回归法，非参数法主要是分组比较法、Spearman秩相关系数法。
（1）横截面回归法。横截面回归法首先将样本分为相等的评价期和持续期，通过检验后者对前者的横截面回归的斜率系数是否显著进行绩效持续性判断。横截面回归的公式如下：
如果[b]的t统计量具有显著性，则说明评价期与持续期基金绩效相关。如果斜率系数[b]显著为正，则表明基金绩效具有持续性特点。由于持续性检验结果可能对不同的期间具有敏感性，因此本文将采用许林等（2016）使用的滚动回归法建立不同评价期和持续期。
（2）分组比较法。分组比较法是将基金考察期分为排序期[p]年和评估期[q]年。在排序期将所有基金按绩效从大到小排序，分为N组。1组合的绩效最好，N组合最差，持有组合[q]年后分别得到N个组合在评估期间的收益率序列，[q]年后再重新按绩效进行排名和分组，依次下去，可以得到除排序年份的其他年份的N个收益率序列。考虑到退市基金，如果有基金在排序期退市就直接剔除，评估期退市的基金退市前的收益仍考虑在所在组合，该排序期和评估期都未成立的基金不考虑在这次排序中。然后通过计算组合1和组合N的收益差可以得到新的序列，也即相对超额收益序列。最后再用平均超额收益率模型对这个相对超额收益序列进行度量。如果[α]显著大于零，那么基金分组整体具有绩效持续性，如果生存基金样本对应的值大于全部基金样本，那么生存偏差夸大了基金分组整体的绩效持续性。
（3）Spearman相关系数法。Spearman秩相关系数检验属于非参数法，利用两变量的秩次大小做线性相关分析，对原始变量的分布不做要求，而且受极端值的影响很小，因此可以用来检验基金绩效排名的持续性，等级相关系数[ρ]的正负程度可以分别反映两期排名的正相关和负相关程度。
（二）基金组合收益的处理
一般有两种方法来加总基金组合的收益：一个是先对样本期间每个时间点进行横截面收益加总，然后再根据绩效度量模型来计算组合的绩效；另一个是计算整个样本期间每只基金的绩效然后再横截面加总。采用第二种方法的前提是基金组合的每只子基金存活的时间必须要长，才能保证对应的时间长度的数据，这样结果才可靠。但是我们的基金样本中有许多在研究期间成立或者退市的基金，如果去掉这些基金则无法研究生存偏差，反而会带来人为计算偏差。因此，本文选择第一种方法作为基金收益率组合的加总法。
在对每个时间点横截面加总时一般涉及等权重法和等价值法，由于本文的基金数量多、时间跨度大，单只基金市值影响有限，再加上很多基金市值信息不完善，因此采用等权重加权法。
（三）生存偏差效应
Rohleder（2010）认为不同的生存基金定义本身也会导致生存偏差估计结果出现差异。为了更好地对样本存活基金进行统计描述和保证实证部分的严谨性，本文将分别使用两种生存基金定义，即分为一直存活基金组合和期末存活基金组合。大部分文献的死亡基金都定义为到期清算和提前清算基金，但是笔者整理基金数据时发现，许多基金并未清算却停止公布净值。私募基金披露数据遵从自愿性原则，一般情况下基金管理人愿意主动向数据供应商定期公布其运作信息，但当基金因绩效表现优异而吸引到足够多的资金时，基金管理人可能会失去向外界公布信息的动力。或者是，当基金绩效表现糟糕时，基金管理人也可能不愿继续公布其绩效。因此本文将死亡基金定义为已清盘基金以及自我选择偏误基金，所谓自我选择偏误基金是指连续4周以上（不包括4周）停止公布净值。本文的生存偏差采用一般定义，即生存基金组合和全部基金组合的绩效差，如果生存基金组合绩效大于全部基金组合说明存在生存偏差效应。
（四）市场环境偏差度量和修正方法
借鉴Pastor和Stambaugh（2002）的方法修正基金绩效评价方法，并比较修正前后绩效的差异，如果存在差异说明存在市场环境偏差，这与Scholz和Schnusenberg（2008）的定义相一致。本文在划分市场时期时，分为牛市基金组合、熊市基金组合以及牛熊市基金组合。首先本文筛选出了在2014年10月24日（2390.7点）到2015年6月5日（5230.55点）和2015年6月12日（5335.11点）到2016年2月26日（2848.03点）均有数据的641只基金作为牛熊市基金组合，这641只基金包含了部分死亡基金，从而减小生存偏差效应的影响。再把牛熊市基金组合按时期分为牛市基金组合和熊市基金组合。图2为研究期间沪深300指数月末收盘价走势图。
匡荣彪（2009）、Scholz和Schnusenberg（2008）都是基于四因子模型的因子载荷和样本期中的市场风险因子对基金绩效指标进行修正。李体委（2011）利用沪深A股全部上市企业的数据进行实证检验，结果表明标准Fama-French三因子定r模型能解释A股的月收益率。因此本文将使用Fama-French三因子模型。
首先分别对（5）式求均值和方差：
（五）数据来源和处理
研究区间的选择对研究结论的推广至关重要。本文将研究时间区间锁定为2011年7月1日―2016年7月1日。从2008年、2009年开始私募基金绝大多数都是以周为单位公布净值，为了获得更多基金净值信息，本文将使用基金周单位复权净值。在我国按产品类型不同，可分为结构化私募和非结构化私募。结构化私募会把投资者分为优先和一般两个层级，对外会两组净值报告，由此得到的数据无法反映真实的收益。而非结构化产品与普通基金产品类似，对外只公布一组净值报告。按投资策略不同我国私募基金可以分为股票型、债券型、FOF、套利、事件驱动等策略，其中股票型基金在我国占了绝大多数。因此，本文首先以非结构化的股票型基金为首要筛选条件。为了保证每只基金有足够的净值数据，将成立两年以上且有连续104周的基金净值数据作为另一个筛选条件。为了研究生存偏差，分别筛选出了在样本研究期间一直存活的生存基金和期末存活基金（前者是后者的子集）、提前清算基金、到期清算基金以及自我选择偏误基金，后三者组成了死亡基金。本文所用数据皆来自于万得数据终端、私募排排网以及格上理财网。初始数据有39384只，利用Python软件筛选后最终得到了796只对冲基金，其中324只生存基金、614只期末存活基金、182只死亡基金（142只清算基金和40只自我选择偏误基金）。本文后续的数据处理均在Stata14.1和Excel 2016软件中完成。
四、实证分析与结果讨论
（一）我国对冲基金生存偏差效应
表1显示了不同绩效度量方法下的生存基金、期末存活基金与全部基金的绩效差，除了用夏普比率表示的绩效在生存基金定义为研究期间一直存活时出现负数以外，其余都在1%水平上显著为正，这表明无论生存基金取何种定义，退市基金的平均超额收益要小于生存基金的平均超额收益，生存偏差效应的存在高估了基金绩效。这与林鲁森（2016）得出的研究结论相一致。
（二）生存偏差对基金绩效持续性的影响
为了不遗漏死亡基金带来的宝贵信息，本文采用分组比较法对基金绩效持续性进行研究。根据前面的介绍，考虑到研究样本的取样情况，本文将所有的基金分为五组，排序期分别取P=1/4、3/4、1，评估期为q=1/4，表2给出了检验结果。
在组合5中，当p=1/4时，相对于全部基金组合，一直存活基金和期末存活基金组合表现出相对较弱的持续性，说明生存偏差的存在削弱了基金绩效持续性。这虽然与杨艳林（2011）得出的结论一样，但是杨艳林考察的是数量较少绩效稳定的封闭式基金绩效持续性，而本文考察的是样本多、绩效不稳定的对冲基金，可比性并不大。在p=3/4和p=1时，一直存活基金组合的绩效持续性均强于期末存活基金组合和全部基金组合（p=1时绩效持续性反转）。这说明，在生存基金定义为一直存活基金时，生存偏差会夸大三季度和一年的持续性，但是定义为期末存活基金时并不能得出该结论。这与林鲁森（2016）得到的全部基金组合平均超额收益率大于生存基金这一结论不一致。
在组合1和组合5中，除了在p=3/4时，全部基金的平均超额收益并没有总小于一直存活基金和期末存活基金平均超额收益的规律。这与上文得出的生存偏差的存在应该降低基金收益率这一结论不一致。林鲁森（2015）认为可以从我国死亡基金的结构和收益情况来解释为何生存偏差在短期并没有降低全部基金平均超额收益。死亡基金样本主要为到期清算和提前清算基金，而一部分提前清盘的对冲基金会在行情火热的时候扩大规模，大量发行产品，基金收益率会在一段时间内暴涨，一旦触及清盘线容易被动清盘，这些基金历史收益率并不是特别差。而到期清盘的基金发行期限往往很短，历史绩效好的更有可能发行短期产品，因此这些基金的历史收益率也不会特别差。而且，在使用分组比较法的时候，在排序期退市的基金将直接剔除，这本身就与前一部分研究生存偏差对绩效的影响时样本数量不一样。再加上分组比较法是分各个持续期反映了最好的与最差的绩效组合，比起考虑全部研究期间所有样本各个时点的绩效是不完整的。因此，组合1和组合5的绩效情况并不能反驳生存偏差高估基金绩效这一结论。
因此，从表2来看，生存偏差会影响基金绩效持续性，但并不能简单地说生存偏差高估了或者低估了基金绩效的持续性。在不同的生存基金定义下，在不同的持续期，得到的结论会有所差异。这一方面说明了我国对冲基金发展仍处于瞬息万变的阶段，许多情况并不能被量化，另一方面也说明对冲基金的发行和死亡在备案方面并没有规范化。
（三）市场环境偏差
1. 描述性统计。表3分别是三个时期市场环境因子、规模因子、价值因子的描述性统计分析。无论哪个时期，三个因子的相关系数都较弱，方差膨胀因子都小于临界值10，因此回归模型不存在多重共线性。最后两列是[SMB]和[HML]分别对[MKT]进行回归的[α、]和[β]。
2. 移动平均线。图3是三个因子的26周移动平均线，从图中可以看出三个因子都有随着时间剧烈波动的特征，从而说明平均超额收益、夏普比率、特雷诺指数等基金绩效指标都容易受到市场环境影响。
3. 三因子模型回归结果。表4是牛市基金组合、熊市基金组合、牛熊市基金组合的三因子模型估计结果，我们对每个组合的每个基金都进行了回归，然后再计算组合内各个基金的截距项、系数和调整过的[R2]的均值和标准差。从[βM-3F]、[βS-3F]、[βH-3F]的值可以看出，牛市基金受到各个指标的影响程度要大于其他两个组合，这说明不同市场环境下各个因子的解释程度有所不同。从调整后的[R2]可以看出，三因子模型一定程度上可以解释基金的超额收益。
表5是641只基金样本不同指标度量下的绩效排名在牛市和熊市的相关性分析。指标修正前，除了夏普比率度量下的两期绩效有弱持续性外，其余都不存在持续性。进行修正后平均超额收益指标和夏普比率度量的绩效排名相关系数没有太大变化，而特雷Z指数和詹森指数度量的相关系数都分别增大了0.271和0.289，基金排名出现了一定程度的持续性。本文认为平均超额收益指标和夏普比率变化小是因为这两个指标在修正时并没有像詹森指数和特雷诺指数那样加入市场环境因子与规模因子、价值因子的关系，再加上绩效修正前后变化不大时并不一定能够在绩效排名上体现出来。因此上述结果有效地说明了在市场波动大的时候，市场环境偏差是很明显的。事实上，大部分对冲基金经理具有不一致的投资风格，某些能力较好但是稳健型的基金经理可能在行情好的时候并没有获得超额收益，而能力较差但是激进型基金经理却获得了很大的超额收益。因此忽略这种偏差很容易只片面地看到基金绩效的高低排名，而这种未修正的指标特别是特雷诺指数和詹森指数并未真实地反映基金经理绩效持续性能力。
5. 横截面回归法。为了更好地研究修正指标对基金绩效持续性的影响，本文将用平均超额收益率指标来考察单个基金的短期绩效持续性变化：分别以修正前后超额收益作为变量，以13周为评价期，以随后13周为持续期，对牛熊市期的641只基金分别进行滚动回归（一次滚动一周）。这样得到全部基金的45个b值系数，由于数据繁多，对每个基金的b值分别求平均值。通过统计所有基金回归系数平均值发现，无论修正前后，641只基金只有93只略大于零，这说明我国对冲基金绩效绝大多数不存在短期绩效持续性，一少部分存在弱持续性。通过对每只基金修正前后回归系数做比较发现，共有496只基金系数有稍稍提高，即提高这些基金的绩效持续性和削弱其绩效反转性。这说明对冲基金绩效持续性差是存在市场环境偏差所导致的，这种偏差虽然并不是主要原因，但是对指标进行市场环境偏差修正能够更好地研究其他因素对绩效持续性影响。因篇幅限制，不再列出对冲基金修正前后的回归系数变化情况②。
五、结论与建议
（一）研究结论
因现有文献关于对冲基金绩效评价的方法，缺乏考虑基金生存特征和市场环境特征对基金绩效评价的影响，导致绩效评价结果失真。基于此，本文引入这两种偏差效应进行修正绩效评价。首先，选取我国796只对冲基金作为样本，对其生存偏差和市场环境偏差效应进行实证检验。其次，研究了这两种偏差对基金绩效评价与绩效持续性的影响。最后，据此提出了一种基于偏差修正的对冲基金绩效评价方法。实证结果发现：我国对冲基金均存在显著的生存偏差与市场环境偏差效应，且生存偏差高估了绩效评价，并影响基金绩效持续性；市场环境偏差的修正能够整体上提高不同时期绩效排名的相关性，也能提高大部分对冲基金的绩效持续性和削弱绩效反转性，这无疑提高了对冲基金绩效评价结果的客观性。
（二）对策建议
针对上述研究结论，本文从以下三个维度提出相关对策建议，力求更进一步推动对冲基金绩效评价方法的科学客观化，促进对冲基金的良性健康发展。
对监管者来说：一方面，要提高成立阳光私募基金的准入门槛，规范基金备案。2016年2月，中国基金业协会的《关于进一步规范私募基金管理人登记若干事项公告》正式实施，私募基金的监管也更严，从最初的宽进自律性监管，到高准入门槛监管，私募基金行业也面临大洗牌。面对最新出现的保壳乱象，监管者需更多地进行引导，把握好疏堵的力度。这样抑制阳光私募基金的数量、提高其质量，防止股市行情好时基金数量泛滥，也能够改善基金整体的绩效和绩效持续性。另一方面，要加强对冲基金信息披露制度，尝试和国际接轨，规范基金披露信息的内容和格式，提高基金运作的透明度，帮助投资者正确决策。对于出现绩效虚报的行为应进行惩戒，对此，可借鉴美国的经验设计出相应的虚报预警系统。
对基金公司来说：要对基金绩效评价指标进行生存偏差和市场环境偏差的修正，帮助投资者有效决策。要根据自身基金的特点定期或不定期向数据供应商提供数据，减少信息披露的随意性，尤其是不能在绩效差的时候虚报绩效。
ν蹲收呃此担阂环矫妫要理智选择对冲基金产品，不要盲目跟风，不要简单地关注近期绩效好的基金，应该更加关注那些长期绩效好且相对更稳定的基金。这样就会完善对冲基金行业优胜劣汰的竞争机制，减少那些绩效差的基金对基金整体绩效的影响。另一方面，投资者在选择基金的时候要参考对市场环境偏差进行修正后的指标，这样能排除那些“靠天吃饭”的基金经理管理的基金，而且修正后的指标能够排除市场环境对基金绩效持续性度量的干扰，从而提高基金绩效评价的真实性。
国内有关对冲基金绩效评价的定量研究文献尚不多见，本文创新性地从生存偏差和市场环境偏差两个角度来完善对冲基金绩效评价方法，这无疑是对该领域的深化研究，为后续研究者提供思路，也为监管者、投资者和基金公司提供了决策参考。当然，本文也存在不足之处：比如在样本选择过程中可能会造成某些信息的缺失，使得实证结果可能存在偏误等。
注：
①数据来自于好买网（http：///）。
②如需更多其他基金回归系数结果的数据，可向作者索取。
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关键词:基金 绩效
一、实证分析的研究样本、基准组合及数据来源的选取
(一)研究样本的选取
本文的研究对象选取于我国2003年及以前上市发行的10只股票型开放式基金,研究区间为2005年1月1日到2007年12月31日。
(二)基准组合的选择
1.无风险收益率的确定(rf)
本文采用一年期银行定期储蓄存款利率为无风险收益率,具体数据如表2所示。在计算时,把年利率按照实证研究的各自包含的区间,进行加权平均计算,然后按12个月折算成月收益率,最后得出整个时间窗口内的无风险收益率为0.2167%。
2.市场基准组合的确定(rm)
本文中采用相应的中信指数,即有:
基准组合收益率=80%×中信标普A股综合指数收益率+20%×中信国债指数收益率。
(三)数据来源
本文数据主要来源于中信标普指数服务网、巨灵金融终端和中国基金网,本文中的实证分析部分使用Excel,Eviews5.0软件操作完成。本文所使用的研究方法主要是描述统计与实证研究分析方法,主要涉及统计分析方法、计量经济分析方法的运用。
二、开放式基金绩效评价的实证研究
(一)经典的风险调整业绩评价指标
我们从表1的数据中可以分析得出,对于平均收益指标其结果排在前三名的分别是华安中国A股指数、易方达策略成长和国泰金龙行业精选三只基金;而对于特雷诺指数而言,位居前三的基金分别是嘉实理财通增长、华宝兴业宝康消费品和国泰金鹰增长这三只基金;再者,对夏普指数而言,嘉实理财通增长、华安中国A股指数和易方达策略成长三只基金分列前三位。综合三项指标考察,华安中国A股指数、易方达策略成长和嘉实理财通增长三只基金的综合排名比较靠前,从这三个指标上看可以说这两只基金的绩效比较好。通过对表1的分析,我们不难发现詹森指数和特雷诺指数、夏普指数的结论对照变动不大,但因为詹森指数考虑了相对于大盘指数的超额收益,因此能更好地体现基金绩效。其他基金的各项指标排名略有差异,但取值都无异常变化,所以,通过综合对比评价结果的可信度还是比较强的。
(二)基金择时与选股能力评价T-M模型
T-M回归模型为:ri-rf=αi+βi(rm-rf)+ri(rm-rf)2+εi
如果αi 在统计意义上显著大于零,则说明基金经理人具有选股能力。通过对表2中数据的分析,我们知道大部分基金经理能随市场的涨、跌而提升或降低其组合的风险水平并且具有一定的选股能力。但通过对ri值的观察,绝大多数的 ri值小于零,由此可见基金经理并不具备良好的择时能力。
三、结论与建议
(一)本文结论
1.开放式基金的业绩排序问题
我们在检验了10只样本开放式基金经过风险调整的各项业绩比率后,对各个时期内样本基金的业绩进行了排序,发现特雷诺指数、夏普指数及詹森指数在内的各种风险调整业绩评价指标在用于对基金业绩排序方面相互之间也有较强的相关性。当然,这并不是说用多种业绩指标来评价基金的业绩是不必要的,因为不同指标的评价侧重点不同,通过多个指标的对比更有利于全面的反映基金业绩的真实水平。
2.开放式基金的选股能力和择时能力评价
从传统的几个基金绩效指标中可以看出,多数基金可以取得超额利润,说明我国基金投资可以有效地避免风险,可以达到分散风险的目的。我们利用改进后的T-M模型对我国开放式基金的证券选择能力和市场时机把握能力进行了检验。结果发现,我国开放式基金的证券选择能力较好,随着开放式数目的增多和操作理念的不断成熟,其证券选择能力得到了较好的体现,但大多数基金并不具备较好的择时能力,尤其是在行情波动剧烈的情况下,如本文的考察区间为2005年至2007年,其中以2006年为牛熊市分界线,因此,对于基金经理择时能力的体现比较全面,从而进一步说明,我国开放式基金经理的择时能力还有待进一步提高。
(二)建议
本部分在对我国开放式基金评价理论、方法及实证研究的基础上进行阐述,对优化我国基金的业绩评价体系提供政策性建议,同时依据对开放式基金的业绩进行实证评价得出的结论,为开放式基金的基金的监管部门、基金管理者及投资者提出如下建议:
1.对基金业监管部门的建议
基金业监管部门应大力发展金融市场和资本市场,同时加强对基金业的监管和扶持力度。从实证角度不难发现,证券市场行情对基金业绩影响很大,尤其自08年至今我国资本市场一直处于低迷状态,投资者信心大失。因此,必须采取切实可行的措施加快金融市场和资本市场的发展,为基金业的发展打下坚实的基础。站在保护投资者利益角度,基金业应该加大信息披露的力度,因此需要基金监管部门促使基金管理公司提高运作的透明度,防止损害投资者利益的行为发生,同时也应该加大对基金业发展的扶持力度。
2.对基金管理公司的建议
基金公司应加强基金品种的创新,同时加强对市场走势的研究。尤其是在证券市场低迷的背景下,可多推出低风险的保本基金、债券市场基金等基金品种,从而达到分散投资者投资风险的目的。同时,基金经理在进行证券选择时,要加强对风险的控制,避免过于集中的选股模式,避免片面追求过高的净值,要根据市场变化适时调整所持的股票组合。
3.对基金投资者的建议
投资者在投资过程中切莫孤注一掷,且对基金选择不能单纯依据其过去的业绩。许多投资者在进行基金投资时将全部资金投入到股票型开放式基金中,这种行为是不理性的,尤其是在市场大幅下跌时,多数股票型开放式基金很难保持过往骄人的业绩。因此,最好能做到分散投资,即将资金投向高、中、低风险的基金组合。同时,选择基金不仅要考察其历史业绩,更要考察其风险。
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关键词：机构投资者；基金风格；基金排名
中图分类号：F832.51 文献标识码：A 文章编号:1003－9031(2012)05－0039－07 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.05.09
一、引言
研究基金排名，主要是想了解业绩排名压力会对基金的投资行为产生什么影响。在排名压力下，基金会经常变换投资风格（Brown and Goetzmann，1997；Chan，Chen and Lakonishok，2002；Kim，Shukla and Thomas，2000；熊胜君，杨朝军，2005）。如果投资风格发生变化，基金能否保持业绩排名优势呢?或者说是否会损害基金投资者的利益？这些问题正是本文所关心的。
对于基金投资策略风格的变动，本文用“漂移”一词来表述，以体现这种变化的经常性和不稳定性。基金风格在不同年度是频繁变换的，主要原因有三个：基金的业绩排名压力、宏观经济的波动以及基金本身治理结构的改变（包括基金经理的变动）（熊胜君,杨朝军,2005; Gallo and Lockwood ,1999）。但是就我国的情况来看，哪种原因起主要作用呢？目前尚未达成一致认识。
研究基金的风格漂移问题，必须先解决基金投资风格的分类问题。本文采用纵向收益率方法（Sharpe,1992），对各基金的投资风格进行分类。一改以往国内只关注基金截面研究角度，对不同年度的基金风格分类进行了连续观察。
二、文献回顾与假设发展
（一）有关基金风格漂移的研究
国外的相关研究认为，基金风格漂移是存在的，尽管有些基金的风格漂移可能是由于与基金经理决定不相关的疏忽所造成的，但是有证据表明风格漂移是外界压力所致的故意行为。Gallo and Lockwood （1999）认为，基金风格的漂移可能是管理方人员变更所导致的。Cooper, Gulen and Rau（2005）发现，风格改变后的数月中会引起显著的异常现金流，这可能暗示基金进行了时间选择以利用投资者的非理性。Brown, Harlow and Starks（1996）研究发现，当市场基准回报为负时，风格变动频繁的基金会表现出更好的业绩。国内相关文献不多。熊胜君,杨朝军（2005）认为市场预期是主要原因，其次是前期业绩压力，最后是基金经理调整。刘荔（2003）认为，市场巨幅波动、基金资产分配变化、基金经理调整和投资过程变化都可能导致基金投资风格变化。从文献看，早期的研究多集中于漂移现象存在性研究，之后有关漂移现象的解释成为了学者们关注的热点，但国内外关于基金风格漂移的成因还没有形成共识。
（二）有关基金风格分类的研究
国内关于基金分类也有定性和定量两类。在定性方面，依据中国证监会的分类，基金分为：股票型基金、债券型基金、货币市场基金以及混合基金。另外，还可以根据基金招募说明书中所宣称的类型进行划分。后一种分类方法在对国内基金进行评级时比较常见，也有一些论文是照这种分类方法来进行研究的。这一方法也称“事前分类方法”。国内对基金定量分类的研究主要出现在2003年之后。张经孟（2003）借用了MORNINGSTAR的分类方法，针对有两年完整数据的20只基金，选取市盈率和市净率与整个股票市场的相对比重所组成的复合指标作为风格值，确定每只基金的具体分类。罗真（2004）运用因子分析和聚类分析等多元统计方法，利用2002年以前成立的50只封闭式基金在2002年度的相关数据，考虑收益、风险、流动性、资产配置、投资风格、选股思路以及成本费用等7个因素，把样本基金分为了两类：指数基金和非指数基金。曾晓洁等（2004）提出按投资目标、投资风格和投资策略等特征为标准进行划分，结果发现我国基金的投资风格趋于相同，而宣称的投资风格在很大程度上不能代表其实际的投资风格。杨朝军等（2004）在投资风格分类中引入了聚类分析方法，并同时采用晨星风格箱方法和聚类分析方法，结果表明，大多数基金违背了募集说明书中约定的风格。周铨等（2006）也发现类似的结果，即投资基金风格趋同现象严重，实际风格与宣称风格有较大差异。
（三）研究假设
本文重点考察影响基金风格漂移的因素。从文献综述中可以看到，影响基金风格漂移的因素主要有三个方面：市场预期的影响、基金业绩评价机制和基金经理的变动。一般来说，基金对市场的预期包括三个方面，即对宏观经济、资金面和二级市场的预期。
由于这些因素会对资本市场中不同行业、不同公司的股票产生不同的影响。另外，各种评级机构推出不同排名，在一定程度上也会改变基金的投资行为，排名压力可能也是导致基金风格漂移的一个原因。此外，国外学者利用欧美市场数据得出基金经理的变化会使基金的投资风格发生变化。由此本文推测，业绩排名、市场预期、基金经理变化是导致基金风格漂移的重要因素。本文的第一个研究假设是：
假设1。基金风格漂移的主要原因是市场预期、业绩排名、以及基金经理变动。
如果假设1成立，业绩排名是基金风格漂移的主要原因，那么本文是否可以进一步推测，业绩排名的基金变换其风格更主动积极呢？或者说，业绩排名靠前的基金可能会表现出与其他基金不同的投资手法和策略，风格漂移程度上也表现出差异。
短期来看，基金业绩压力较大，体现投机获利的动机，各基金投资者风格的高低可能被掩盖。但从长期来看，如果基金能够始终处于排名靠前位置，表明基金具有较强的长期战略性资产配置能力。这也即是说，长期业绩排名靠前的基金比业绩排名靠后的基金风格漂移现象更明显。由此提出第2个假设：
假设2。短期来看，排名靠前的基金其风格漂移程度与排名靠后的基金没有显著差别；长期来看，排名靠前的基金其风格漂移程度显著高于排名靠后者。
三、研究设计
（一）样本选择
样本筛选遵循以下原则：（1）选取在2006年1月1日之前设立以及存续期超过2008年12月31的基金，以保证有三年的完整数据；（2）剔除研究期间内相关数据缺失的基金。截至2008年年末，我国基金一共有574家，剔除不满足第一条件的基金（365家）以及数据缺失的基金（20家），最后得到研究样本基金（189家），具体的研究样本的分布见表1。本文中样本分类指标各变量数据分别来自Wind金融数据库、港澳资讯金融数据库、上海财汇金融数据库，样本风格漂移解释模型中各指标变量数据来自CSMAR数据库，部分宏观数据来自中国人民银行网站。收益率风格分类收益率变量选取的是2006―2008年间的周数据，样本风格变化分析中各指标变量选取的是2006―2008年间的季度数据。稳健性研究采用的横向分类法中各指标变量选取的是2006―2008年间的半年度数据。
（二）基金风格漂移的研究设计
（1）基金风格漂移的界定。本文采用两种基金风格分类方法：纵向收益率分类法和横向截面指标分类法。纵向收益率分类法的基本原理是，选取现存的标准的风格资产，把单个基金的历史收益与各种风格资产的历史收益进行回归分析，根据回归系数大小以及可决系数（R square）来决定基金与哪类风格资产关系更接近，从而定义该基金为哪类投资风格。风格资产的划分有两个标准。标准之一是资产收益来源，依次分为成长型、价值型和平衡型。标准之二是按照所投资股票规模的大小分为大盘、中盘和小盘。为了排除基金分类方法对研究结果的影响，本文在稳健性检验部分还运用了横向截面指标分类方法。该方法主要是选取能够反映基金投资风格的影响因素，之后运用统计聚类分析，把风格相同的基金归为一类。如果不同比较期间同一家基金的类别归属发生了改变，那么本文就认为风格发生了漂移现象。
（2）纵向收益率分类法。纵向收益率分类法就是通过对比基金的历史收益率和同期风格资产收益率的相关程度从而判别基金类别的一种方法，这种相关程度的量化是通过以下限制条件回归模型的求解来实现的：
Rpt=（bp1f1t+bp2f2t+…+bpnfnt）+ept
s.t ∶ bp1+bp2+…bpn=1
bp1,bp2…bpn≥0
在模型中，假设不同基金收益中的非因素部分是不相关的。其中：Rpt指基金p在时期T的收益率，f1t表示在时期T选取的第一种风格资产的收益率；第一个约束条件表示所选取的风格资产能代表基金在市场上完备的风格手法；第二个约束条件标志基金在资本市场上不能卖空。该模型首先是由Sharpe(1992)提出的。根据他的解释，ept代表是基金的择时选股能力。（Rpt－ept）才是代表的基金的投资风格。因此，基金投资策略的资产配置对收益的方差解释（即资产配置对基金收益的贡献度）比例为：R2=1-。
本文采用基金的累计净值增长率作为基金收益率的衡量指标。具体计算公式如下：Rpt=累计净值增长率=（t期累计净值/t-1期累计净值）－1。
风格资产需要满足三个条件：一是选取的风格资产必须是互斥的，这样才能保证一种特定的资产只能归为一种类别。二是选取的风格资产的收益相关程度较低，如果是高相关，则需要求它们的标准差应该显著不同。三是所选取的风格资产应是完备的，也就是能够代表基金所投资的所有股票。本文选取中信风格指数作为模型中的一系列的风格资产，包括大盘成长、大盘价值、中盘成长、中盘价值、小盘成长以及小盘价值。考虑到现有的关于基金资产的政策性规定，本文还选取了中信国债指数作为控制变量①（见表2）。从表2可知，除了中信国债gb与大盘成长lg以及中盘成长mg表现出高相关性之外，总体上相关性不强，且中信国债的标准差与大盘成长和中盘成长的标准差有显著的差异，因此，中信风格指数作为风格资产符合相关性条件要求。
（3）基金风格漂移的解释模型
本文选取基金投资风格变化的虚拟变量作为被解释变量（见表3）。其中，基金风格类别的划分主要是利用本文的研究方法进行分类。
对于假设1的检验，本文主要考察三大影响因素：基金业绩排名、市场预期、基金经理变化。作为解释变量，基金业绩排名变量不同以往研究，本文将综合现有的评级机构的业绩排名，取其加权平均。基金对市场的预期包括三个方面，即对宏观经济、资金面和二级市场的预期。本文用四个变量来衡量基金经理：GDP同比增长率（gdp）、消费者价格指数环比增长率（cpi）、银行同业拆借利率（bank）、基金的二级市场表现（mar）。这些变量在模型中均取上一期的值，以考察它们对当期的影响。有关变量的定义见表3。
下面是本文Probit的回归模型：
表4(a) 给出了风格漂移解释模型中变量的均值和标准差。从表中可知，三年来国内基金的平均评级为2.75，最好为5，最差为1。从基金经理变动来看，均值为0.1，表明总体上不是很高。表4(b) 则为相关分析表，各自变量之间相关度不是很高。除自变量bank与cpi和gdp以及业绩排名(per)之间的相关性在10%的水平上显著之外，其他自变量之间的相关性都不显著。风格漂移变量（ms）与业绩排名在1%的水平上高度相关，但是与基金经理变动无关，同时与市场预期指标的相关性很大，这就为本文提出的假设1提供了初步经验证据。
四、结果与分析
1. 纵向收益率法下的分类
根据第三部分的研究设计，本文对基金进行了纵向收益率限制条件下的回归。分类的依据为各基金对6个风格资产的回归系数以及R2。为了说明分类的详细过程，本文列举了2006年业绩排名前10%基金的回归结果以及分类情况（见表5）。按照此种方法，本文对2006-2008三年的基金进行了分类（见表6）。从表6可以看出，基金存在风格集中的情况，2006 年以成长型（大＋中）最多，占55.92%，2007年亦是成长型（大＋中）最多，占54.29%，2008年则以价值型（大）为主，占33.90%。为了能够清晰的反映基金宣称类型与实际类型的差异情况，本文在统计分析的基础上给出了基金类型变动的比较表（见表7）。其中，表7的第一行是按照基金在招募说明书上宣称的类型进行划分，共分为六类，第一列是表示未来不同的年份。表格中的数字表示在某一年度末基金的实际类型与比较期类型相比发生变动的基金数量占该类型基金总数的比例。例如表格7中的第二行和第六列交叉的数字为0.2857，表示属于收益型类别的基金总数中，在2006年末大约有28.75%的基金与比较期类别相比发生了变动。具体来看，2006年的成长型、2007年和2008年的平衡型以及2007年的价值型等都表现出了较高的类别变动比例，这也就说明了基金宣称类型与实际类型在不同年度存在显著的差异。
2.基金风格漂移影响因素分析
风格漂移解释模型的回归结果见表8。就模型的整体显著性水平来看，Log Likelihood数值都在600以上，最大的为626.05，最小的为608.28，因此三个模型整体上是显著的。在模型1中本文剔除了基金经理变动因素，只观察业绩排名和市场预期对基金风格漂移的影响程度，回归结果与预期符号一致，表明在考虑市场预期影响的前提下，业绩排名仍然在1%的水平上与风格漂移正相关，说明业绩排名越好、漂移越大。另外，四个考察市场预期的变量中除二级市场表现（mar）、银行间拆借利率（bank）外，均在10%的水平上显著。模型2只考虑了基金经理变动、市场预期对基金风格变化的影响，结果表明基金经理变动不显著，市场预期指标当中除了反映资金供求的因素（bank）以及银行间拆借利率（bank）不显著外，其他与模型1的结果相同。在模型3中，同时考察了市场预期、业绩排名和基金经理变动的影响，结果表明业绩排名仍然在1%的水平上显著，基金经理变动同样不显著，市场预期的显著性水平与模型1一致。因此，本文认为，我国基金投资风格漂移的主要原因在于前期业绩排名以及前期市场预期。此外，从模型3的显著性水平视角来看，前期业绩排名较前期市场预期更显著，表明在两个影响因素当中，基金风格漂移的现象更大程度上受到外界业绩排名的影响，这与本文的预测是一致的。假设1中的前两个因素得到支持，后一个因素未得到支持。
3. 排名两端基金的风格漂移差异
从表8可以看到，业绩排名对基金风格漂移程度显著正相关，也就是排名中名次越高，风格漂移程度也越高。对于假设2，本文的检验思路如下：考察排名前后10%的基金风格漂移变量Shtch（1年期）及lotch（3年期）的均值，对其进行T检验。该变量是一个2值变量，如果处于排名中的基金在下一年（或第三年）度末类别发生了变动（即基金所属分类）则定义为1，否则为0。基金排名采用Wind数据库提供的市场综合评级，通过对五家基金评级机构的基金评级求算术平均值后再取整得到的。如果排名两端的基金的Shtch / lotch均值有显著的差异，那么就表明位于两端的基金其风格变化程度是不同的。另外，检验中本文还分了两个时间区间：1年内、3年内，即比较1年内基金的排名变动、以及3年内基金的排名变动。对1年内基金风格漂移Shtch量的均值T检验结果见表9，3年内的结果见表10。从表9可见，排名后10%的基金与排名前10%的漂移变量Shtch的均值之差为0.25，反映出排名后10%的基金变动更加频繁，但显著性水平为0.28，即在10%的显著性水平上都不显著。因此，本文得出结论，从1年期来看，排名前后10%的基金投资风格漂移情况没有显著差异。
表10描述了排名前后10%的3年期基金风格漂移均值T检验。从表中检验结果看，排名前10%的变量Lotch的均值与排名后10%的变量Lotch的均值之差为0.271，且在10%的水平上显著。这表明，从长期来看，排名靠前的基金投资风格策略的变动比排名靠后的基金程度更大。也就是说，排名靠前的基金可能具有较强的资产组合调整能力，比排名靠后的基金表现出更加活跃的风格漂移现象。由此可知，假设2成立。
4.稳健性检验
为了排除基金风格分类方法对研究结果的影响，本文在这里采用横向截面分类，选择了17个关键的分类指标，运用因子分析法从中提取了8个主因子。分类指标和因子分析结果如表11所示，其中表格中加星号的因子表示该指标与对应主因子之间是反向关系。最后通过聚类分析，把所有研究样本中的基金分为8种类型（表12）。在上述重新分类的基础上，本文重新考察了业绩排名前后10%的基金的风格漂移现象（表13）。从表中可以看出，1年期内业绩排名前后10%的基金风格漂移现象差别不大，但3年期内排名前10%的基金比排名后10%的基金发生了更大程度上的风格漂移。这同样证实了假设2，排除了分类方法的不同对研究结果的影响。
五、结论与评述
研究发现，基金投资风格有集中的趋势，并且实际的投资风格与宣称的类别有较大的偏离，基金存在一定的投资风格漂移现象。在风格漂移影响因素中，市场预期可以解释大部分基金的风格漂移的现象，前期的业绩排名的压力也解释了占比29%的基金风格漂移现象。然而，对于在欧美国家具有很好解释力的基金经理变动因素，在我国却不能很好地解释基金风格漂移。本文还发现，处于业绩排名前后10%的基金风格漂移程度不同，那些业绩排名靠前的基金从3年业绩来看表现出更为积极的风格漂移，体现出了基金经理的一些高业绩的资产配置能力。在业绩排名压力下，排名在前的基金采取了积极的变换投资风格的行为，这对基金投资者是有利的。
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关键词：巨灾补偿基金 模拟研究 有效性 可持续性
基金项目：感谢中国自然科学基金委员会面上项目资助，项目批准号：71073129；感谢教育部人文社会科学研究青年基金项目资助，批准号：09YJC790216。
巨灾是全人类共同面对的难题，且造成的损失不断增长，截止2016年7月13日，仅洪灾一项我国已有28省（区、市）1508县遭灾，农作物受灾面积5460.66千公顷，受灾人口6074.67万人，因灾死亡237人、失踪93人，倒塌房屋14.72万间，直接经济损失约1469.80亿元。然而，我国巨灾应对机制却十分落后，目前主要是依靠政府财政转移支付和直接救济等方式，未能有效利用社会力量、保险和全球金融市场的风险分散和转移机制。但巨灾的发生，不会以我们是否准备充分为转移，我们的社会随时都面临巨灾风险的冲击。
潘席龙等（2010）提出巨灾补偿基金基础制度架构后，王艺洁（2010）对其组织结构，陈东（2010）对基金的运作架构，李威（2010）对基金的财产组织，周夏（2010）对基金发行巨灾债券相关问题，伍弋（2010）对基金的运作模式进行了探讨；余为良（2011）对注册地区划，陈雪君（2011）对基金一、二级市场的交易制度、周军（2011）对基金的风险管理进行了探索；刘武华（2012）还对巨灾补偿基金的持仓量问题，潘磊（2012）则以极值理论为基础对巨灾债券的定价、蒋卫华（2012）亦以极值理论为基础对巨灾补偿基金的定价问题进行了研究；潘席龙（2015）对上述研究进行了总结，并就整个基金运作中可能涉及的相关机制和模型做了分析。本文将在上述基础上，结合地震、洪灾、台风三大主要自然灾害的研究成果，利用计算机语言，对巨灾补偿基金的相关制度和模型进行模拟检验。以期发现相关设计中存在的问题并加以完善，同时也为在实际经济过程中的试点和推广做了必要的探索。
一、主要巨灾种类的选择和相关参数设定
我国作为全球巨灾风险最为集中的国家，除了没有活火山的直接影响外，其他各类巨灾在我国都有重要影响。为了便于分析，根据当前相关灾害领域对巨灾风险所掌握的资料和研究情况，我们选择了地震、洪灾和台风三大类主要自然灾害进行本次模拟研究。灾害的分布及造成的损失情况等相关参数，主要以相关专业领域的研究成果为基础。此外，还以我国当前的经济现状及未来增长趋势等为基础，采取相对保守的方式设定了巨灾补偿基金运作的初始参数。
（一）巨灾补偿基金基础参数设定
这里的基础参数，指与整个基金运行相关的、不以个别风险、注册地和时间段而不同的共用参数。主要是有关地区与国家经济总量、GDP及其增长率、基金投资比例、基金的初始投资额、基金投资收益率、运作费用等。
1、GDP和GDP增长率
改革开放以来，我国GDP长期保持两位数的增长，2014年我国提出了国民经济增长的新常态，未来我国GDP的增长速度可能会逐步趋于一个稳定的、较低的增长率。鉴于巨灾风险研究的时间跨度长达50、甚至100年以上，这里我们假定我国GDP的增长率为2%且保持不变，以简化模拟过程。要说明的是，GDP增长率的高低，一方面关系到巨灾补偿基金的投资额度和按GDP增长速度各年追加的新增投资数量；另一方面，当GDP基数增大后，巨灾所造成的经济损失也会增加，二者相互抵消后的影响，取决于投资增长与损失增加二者的相对速度。如果抗风险措施得当、有效，则GDP增长将更有利于基金的积累和补偿比例的提升，否则，基金运行的可持续性将受到影响。
2、巨灾补偿基金投资比例
不同注册地投资于巨灾补偿基金的资金，占当年GDP的比例，与相应注册地所面临的巨灾风险直接相关。正常情况下，所面临的巨灾风险越高，其投资于巨灾补偿基金的比例也越高。按前面对注册地的分级，比如巨灾风险从低到高分为10级，我们可以假定其投资于巨灾补偿基金的资金余额占当期GDP的比例，从万分之一到千分之一。注意，这是一个初始和维持比例，一旦初始投资投入后，只要基金能保持保值和增值，各年则只需要按GDP的增长情况，进行相应的调整，以维持这一占比即可，即各年度的新增投资额度取决于当年的GDP增长情况，除非GDP持续增长，否则，是不需要持续追加投资的。此外，这一比例，既包含了政府投资，也包括社会公众对基金的投入。正常情况下，将以社会公众的投入为主。
在后面的模拟运行中，为简化分析，我们根据巨灾综合预期损失从低到高（包括风险的发生概率和预期损失大小），分为低、中、高三等，分别对应1-3级、4-7级和8-10级巨灾风险，对应的投资比例分别为万分之一、万分之五和万分之十。关于详细的等级划分，限于篇幅，本文且不赘述。各等级注册地的占比，则是根据多年的统计数据和国家相关专业研究部门的灾害区划来确定。
3、巨灾补偿基金投资收益率
由于巨灾补偿基金采用了双账户和半封闭式设计，其社会账户的资金除了巨灾发生时，在灾害发生地的部分投资人可能会赎回其基金份额外，其余部分是不可赎回的。因此，基金的投资资金长期稳定，在保留少量应对巨灾发生时赎回需要的资金须用于短期、流动性强的投资外，其余部分完全可用于长期投资，或按比例逐期进行长期投资。我们假定基金的平均投资收益收益率约等于目前我国商业银行的基准贷款利率6%。在模拟过程中，我们还会分别使用不同的参数，讨论这一参数变化的影响。
4、社会账户利润缴存率
社会账户的投资收益，需要按一定比例缴存到政府账户，以换取在巨灾发生时，相应注册地的投资人获得政府账户按约定倍数补偿的权利。而这一缴存比例究竟多高才合适？如果比例过高，则巨灾补偿基金的投资价值将降低，缺乏对社会投资人的吸引力；如果过低，势必要影响政府账户的资金积累，影响巨灾发生后政府账户的补偿能力。在后面的模拟研究中，我们假定这一缴存比例为50%，也就是社会账户资金的收益，一半会缴存政府账户，为巨灾补偿积累资金，一半作为基金投资人的投资收益。同样，我们也会调整这一比例，以分析其影响。
5、政府账户初始资金
根据建国以来我国为应对自然灾害的生活救助资金拨款情况，其中1978、1991、2000、2003、2006、2008年分别是3.68、20、30、40、50、509亿元，结合我国经济发展情况和巨灾发展趋势，我们假定这笔初始资金为150亿元人民币。这一金额相比普通年份的拨款金额较高，但毕竟这是一次性、一劳永逸式的投入，不同于每年都要支出的支出。相对于2008年汶川大地震时的拨款、以及2016年洪灾救灾的开支，并不算多。
一次性投入的初始资金，其基本的目标，是为了吸引广大社会资金的投入，发挥政府资金的杠杆作用。只要社会投入达到一定数量后，随着社会账户向政府账户缴存额的增加，国家的初始资金不但不会成为一次性用完的“包子”，相反，还完全可能不断发展和壮大，这在后面的模拟研究中将会得到证明。此外，随着国家经济实力的增强，我们有理由假设，政府会按GDP的增长速度同比增加向巨灾补偿基金政府账户的投资。和前面讨论的一样，我们这里也假定这一增长比例为固定的2%。
6、巨灾补偿基金商业补偿倍数
巨灾发生后，对受灾持有人的商业补偿倍数，取决于注册地巨灾发生概率、损失程度等多种因素。事实上，由于补偿基金均按面值销售，其补偿倍数，才是真正的定价。补偿比例的具体计算，请参考潘席龙（2016）中的详细论证。在模拟研究中，为了简化问题的分析，我们分别为风险发生概率由低到高的1、2和3等注册地设置了10、5和2倍的初始补偿倍数。随着基金的运作，按一定时间窗口移动平均计算的补偿倍数就会逐步形成。由于巨灾影响的范围、损失大小可能存在巨大差异，最高补偿倍数可能存在很大的差别，为了避免这种差异的影响，我们在模拟中还为三个等级的注册地分别设置了最高补偿倍数上限，分别是：12、7和5倍的上限。
7、巨灾补偿基金公益补偿比例
为了模拟上的实用和便利，我们在后面的模拟研究中，将假设公益补偿比例为相应注册地巨灾发生前一年GDP的0.03%。虽然单次巨灾的公益补偿额似乎并不高，但相对于以前全年全国仅50亿元左右的金额，且基金中的补偿是只针对遭受巨灾影响的注册地的单次补偿，其补偿总额在这一假设下已经远高于国家拨出的灾害生活补贴款了。当然，这一比例的拨款，实际是以全国的补偿基金投资人长期“贡献”为基础的。
8、基金运作费用
由于基金属于长期基金、且有国家信用作支持、带有公益色彩，因此，我们假定基金能享受国家的免税政策，运作费用相对较低，为基金收益额的1%。
（二）注册地分级与占比选择
在模拟过程中，根据对应的巨灾风险，为了避免与我们讨论的分级的混淆，模拟研究中我们将注册地分为3等，1等、2等、3等分别代表10级分类中的1-3级、4-7级、8-10级注册地，级别越高表明巨灾风险越大。对于1等注册地的起始补偿倍数为10倍，2等为5倍，3等为2倍。现实运作中，补偿倍数取决于巨灾的类型、巨灾的发生频率、巨灾发生的区域和造成的损失等多种因素，实际的补偿倍数可能是不同的。为了提高与实际情况的相似度，我们分别选取了全国31个省级行政区域和1973个县市作为数据样本，用2013年GDP总量作为计算巨灾补偿基金初始投资、巨灾补偿和公益性补偿的依据。按照我们前面所述，对不同的巨灾我们将县市级注册地分为了3个等级，其中，地震风险中1、2、3等的占比分别为：84.63% 、8.22%和7.15%；洪涝的分别为：48.79%、22.15%和29.07%；台风的分别为：36.41%、42.39%和21.20%。我们在模拟时，将按这里统计的结果分别设置相应比例的注册地、同时匹配各县的GDP计算其投资额和补偿额。
（三）地震巨灾模拟的模型与参数
对于特定级别的地震最大震级分布函数参数的选择，我们参考了陈培善和林邦慧（2014，1973）的研究，根据他们对华北地区地震发生数据的分析，发现使用极值分布可以很好的拟合该地区地震发生频率。由于论文使用的是华北地区京冀一带的地震数据，所以1等注册地的分布参数我们使用了该文章的估计值：位置参数[μ1=2.86]，尺度参数倒数[β=1.71]，对其他级别的注册地，我们在此基础上对不同注册地地震巨灾发生概率做了适当调整。对于2等注册地，我们假设参数[μ=2.5]，[β=1.8]；3等注册地的参数为[μ=2.2]，[β=2]。这些参数，是以相应注册地的灾害发生频率和预期损失为基础设置的。
（四）洪涝巨灾模拟的模型与参数
我国华南地区、长江中下游地区、黄淮海地区为洪涝多发地，东北地区、西南地区为洪涝次频发地，西北地区为洪涝少发地，因此我们将县市注册地划为三个级别：洪涝少发地区注册地为1等，次频发地区注册地为2等，多发地区注册地为3等。三个不同级别的注册地的初始补偿倍数分别为：1等注册地补偿倍数为10倍，2等注册地补偿倍数5倍，3等注册地补偿倍数为2倍，与地震巨灾一致。
对于洪灾发生的模拟，我们参考刘家福和吴锦等的论文《基于泊松―对数正态复合极值模型的洪水灾害损失分析》，通过对我国洪涝灾害数据分析，他们得出我国洪涝巨灾发生的概率符合[Pk=λk！e-λ]的分布。其中，[Pk]为极端事件发生的概率，[k]为极端事件出现的次数。对于参数[λ]的取值，我们使用论文中估计值6.07。
由于论文只是给出全国洪涝灾害发生概率，并未对洪涝灾害进行分类，所以为了将分级机制加入模拟过程，我们假定所有注册地均匀分布在区间[0，[k]]上，其中[k]为当期洪灾发生次数。给定[k]后，我们根据三类注册地数量可知，3等注册地发生次数为总次数的4/8，2等注册地发生次数占比为3/8，一等为1/8。因此，每期给出全国洪灾发生次数后，将其7/8取整作为洪灾发生在2等与3等注册地的次数，然后剩余为1等注册地洪涝发生次数。然后，在1等注册地样本内随机抽取次数的3倍设为洪灾发生数据，2等注册地则抽取两倍，3等注册地按1倍抽取。此外，由于我国洪涝多发生于夏季8、9和10月，为了简化，所以我们将洪灾的发生限定在每年的8到10月，其余月份没有洪灾的发生。在我们50年的模拟结果中， 1等注册地发生洪涝巨灾总数为53次，2等注册地发生洪涝巨灾的次数为104次，3等注册地为133次。3等注册地发生洪涝灾害的概率要明显高于2等注册地，而2等注册地要高于1等注册地，基本符合我国不同地区发生洪涝灾害的频率。
（五）台风巨灾模拟的模型与参数
根据注册地与台风源地的距离将注册地划分为三等，例如海南省距离南海台风源地的距离很近，所以海南省所有的注册地我们归为3等注册地。虽然我国台风巨灾也多发生于夏季，但是发生的季节性与洪灾略有不同，台风发生的时期跨度较长，所以我们将台风巨灾发生的时间限制在每年6-10月。与洪水巨灾模拟相同，我们限制每次发生台风的巨灾注册地数目最多为3，也就是说同时发生台风巨灾的注册最多为3个。对于台风发生次数的模拟，我们借鉴施建祥《我国巨灾保险风险证券化研究―台风灾害债券的设计》中的结论：我国台风的分布符合[Pk=λk！e-λ]的分布，其中[k]为台风的次数，[Pk]为台风发生[k]次的概率，[λ]取文中估计值5.78，三个级别注册地发生台风巨灾的模拟结果显示，1等注册地21次，2等注册地90次，3等注册地50年内发生台风巨灾次数204次，与相关研究结果一致。
二、巨灾补偿基金运行的模拟结果
给定上述参数的设定，我们使用R软件对模型进行了1000次的模拟，重点研究我们的巨灾补偿基金运作机制能否保证政府账户在100年期内持续良好运作。另外，我们也分析了不同参数的变化对模拟结果的影响。
图1 巨灾补偿基金政府账户补偿倍数模拟结果
首先从各级注册地补偿倍数（比例）来看，模拟结果（图1）基本稳定：1等注册地的补偿倍数基本保持在8左右，2等注册地补偿倍数在4左右，3等注册地波动略大，但是也基本在2.5上下波动。因此，补偿倍数的移动平均计算方法既考虑到了不同时期不同级别注册地发生巨灾损失规模的大小，而且很好地平滑了不同巨灾损失规模所带来的波动影响。
从100年基金运行模拟结果来看，政府账户余额的均值为25089.93亿元，方差4855.2亿元，均值方差比为5.2，最小值为7492.3亿元。政府账户基金累积的最小、最大和中间值变化情况，如图2所示，为了更好的看出运行期间政府账户的变动，我们只画出了50年内的累积变化，从图上可以看出政府账户均未出现透支情况，而且运行期间均保持增长趋势。50年左右的时候，政府账户不仅同时兼顾了公益和商业补偿的重任，而且成功地将国家初始投入的150亿扩大至25000亿元左右，政府账户抵御巨灾风险的能力得到了有力的提升。
图2 政府账户运行资金积累的模拟
我们同时模拟了不同参数下的巨灾补偿基金政府账户的运行情况。结果表明，随着GDP增长率的增加，政府账户累积速度也在加快，但是这种提升效应有递减的现象：增长率从3%增加到4%所带来的政府账户累积速度提升作用要小于增长率从2%增加到3%的情况，其原因是，GDP增长后，一方面使国家和社会的基金投入增加，另一方面，因灾造成的损失也会增大，基金的公益性与商业性补偿额也会增加。
图3给出了不同基金投资收益率对政府账户运行的影响。从图上可以看出，投资收益率对政府账户的影响与其他参数相比更大。当我们将投资收益率从6%降低到5%时，政府账户出现了规模缩小的情况；当收益率增加到7%时，政府账户累计速度有了明显的提升。
图3 基金投资收益率对政府账户影响
与前两个参数相比，公益性补偿参数对政府账户的影响相对较弱。当公益性补偿比例从0.01%提高至0.03%时，基金完全可以保持正常运转，但当这一比例提升到0.05%时，会导致基金政府账户余额的负增长。如果再考虑到，这是基金投资人对非投资人的一种转移支付，可能会直接影响基金投资人的投资积极性，这种影响可能会更大。可见，如何控制公益补偿和商业补偿的比例，也是确保基金正常运转的重要影响因素之一。
最后，我们模拟了不同补偿倍数上限对巨灾补偿基金运作的影响。当我们将不同级别注册地的补偿倍数上限提高至7、9和15时，政府账户的累积出现了减少，期末规模显著的降低。在模拟中我们发现，巨灾补偿基金运行机制可以很好的同时保证未来巨灾发生时的公益和商业补偿。虽然公益补偿倍数和商业赔付倍数上限参数过高会使得基金规模变小，但是可以看出基金仍未出现透支。当然基金现实运作中，以上参数都会根据巨灾发生和经济运行实际情况设定，以更好的保证巨灾基金的运作。
三、结论与讨论
从模拟运行的结果来看，巨灾补偿基金在取得政府一定数据基础投资后，只要社会和政府按经济增量保质一定比例的增量投资，且确保基金的保值、增值条件下，完全可能实现长期、稳定、可持续地发展，对增强全国巨灾风险应对能力、提升和完善我国巨灾风险的分散、转移和控制水平，具有传统方式所不具备的优势。
从模拟实验的来看，社会大众只需要累计（注意，这是累计数，不是持续每期的比例）按GDP的万分之一，最多千分之一投资于补偿基金，在遭受巨灾损失时，就可获得巨灾发生时基金净值15到5倍左右的补偿（这里顺序相反，是设定了风险大小与投资比例一致，而与补偿比例相反）。此外，由于基金份额的净值部分还可以被赎回，对灾后重建和救助也具有重要作用。与传统巨灾保险业务最大的不同是解决了巨灾风险信息严重不对称情况下的定价困难；而且投入基金的投资是可以收回的，而不像保险费交出去后，如果不发生巨灾就“一去不返”，并有助于规避投保人的道德风险和“侥幸心理”，加强灾前预防，鼓励及时救助。
从政府账户的模拟运行情况看，不仅能确保基金的平衡运转，包括公益和商业的补偿，而且政府账户能不断增长，国家对巨灾风险的应对能力也能不断增强，当然，随着政府账户积累的增加，公益性补偿比例和商业补偿比例，以及社会账户的利润缴存比例都可以进行调整，以维护基金投资人、政府和非基金投资人在补偿获益中的平衡。
从影响政府账户资金余额的因素来看，投资收益率、最高补偿倍数、GDP增长率等都有重要的影响。以国家信用作支撑、以专家委员会的管理为保证、面向全球的外包投资管理，以及半封闭式的基金结构，可有效支持基金一定比例的长期投资，从而确保基金享有较高的平均收益。模拟试验表明，即使投资收益率降到4%，补偿基金也仍然可以正常运作，只是积累的速度会放缓。
综合整个模拟研究，我们认为巨灾补偿基金制度具有按相关实际情况开展试点工作的一项巨灾应对制度。在实际的试点和真实运行工作中，如何将相关巨灾领域的研究成果和人员综合纳入这一体系，与各专业委员会主席的遴选及委员会的构建有很大的关系。在具体实施和操作前，相关专业委员会还需要开展大量针对各注册地巨灾风险的实地调研等工作。无论如何，本项研究为有效应对我国面临的巨灾风险，从理论、机制、工具、模型、体系等角度，做出了系统的探讨，为进一步的实际工作奠定了坚实的基础。
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