如何基于持倉(cāng)刻畫共同基金的擇時(shí)能力

1、1 簡(jiǎn)介共同基金是近些年興起的一種投資工具，其資金由投資者匯集而成，基金經(jīng)理負(fù)責(zé)將這些資金投資于股票、債券、貨幣市場(chǎng)中。因此分析基金經(jīng)理是否能夠?yàn)橥顿Y者提供附加價(jià)值對(duì)投資者和管理者來說都是一個(gè)很重要的問題?；鸸芾碚咧鲃?dòng)管理的兩個(gè)基本工具：第一個(gè)是選股，即經(jīng)理人對(duì)被低估（高估）的資產(chǎn)進(jìn)行投資（不投資）的能力。第二個(gè)是擇時(shí)，即預(yù)測(cè)市場(chǎng)表現(xiàn)的能力，在上漲的市場(chǎng)中增加投資組合的 值或在下跌的市場(chǎng)中減少 值。在此背景下，本文旨在分析共同基金的業(yè)績(jī)歸因，特別關(guān)注市場(chǎng)時(shí)機(jī)選擇能力。評(píng)估共同基金業(yè)績(jī)的一種方法是將其收益與相同風(fēng)險(xiǎn)特征的被動(dòng)型組合所取得的收益進(jìn)行比較。因?yàn)槭找鏀?shù)據(jù)的可得性，大部分的共同基金業(yè)績(jī)

2、研究都是基于資產(chǎn)定價(jià)模型和多因子模型。詳細(xì)的投資組合持倉(cāng)是評(píng)估共同基金業(yè)績(jī)的另一個(gè)數(shù)據(jù)來源。最常用的方法之一是由 Grinblatt 和 Titman（1993）提出的，通過分析投資組合持有的權(quán)重變化來衡量基金業(yè)績(jī)。關(guān)于擇時(shí)能力，目前市場(chǎng)實(shí)證證據(jù)還不太統(tǒng)一，主要取決于所使用的方法。早期基于收益的衡量標(biāo)準(zhǔn)的結(jié)果表明，共同基金并沒有反映出顯著的擇時(shí)能力，或者在某些情況下顯示出負(fù)面的結(jié)果。但由于 值是隨時(shí)間變化的，所以這樣衡量擇時(shí)能力會(huì)有偏差，這些問題可以通過使用基于投資組合持倉(cāng)的衡量基準(zhǔn)來解決。在基于持倉(cāng)的衡量標(biāo)準(zhǔn)的背景下，本文提出了一個(gè)評(píng)估共同基金主動(dòng)管理的新模型。與 Daniel 等人（199

3、7）和 Kacperczyk 等人（2014）一致，通過分析投資組合持倉(cāng)的變化來觀察投資經(jīng)理的決策，衡量這些變化對(duì)共同基金收益的貢獻(xiàn)。本文提出了一個(gè)新的績(jī)效歸因模型，該模型由與選股和擇時(shí)四個(gè)相關(guān)部分組成，能夠分離出被動(dòng)擇時(shí)的影響。在實(shí)證部分，本文首先展示了通過傳統(tǒng)的基于收益率的擇時(shí)能力的衡量標(biāo)準(zhǔn)得到的結(jié)果。該分析表明存在有效和無效擇時(shí)情況，無效擇時(shí)的情況的更多一點(diǎn)。平均而言，基金的擇時(shí)是無效的。接下來，本文采用類似于 Elton 等人（2012）的基于持倉(cāng)的擇時(shí)能力的衡量標(biāo)準(zhǔn)，擇時(shí)的有效性有所改善。然后，基于投資組合的持倉(cāng)數(shù)據(jù)應(yīng)用本文提出的業(yè)績(jī)歸因模型，以全面的方式衡量選股和擇時(shí)能力對(duì)共同基金

4、業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)。相對(duì)于證券選擇而言，本文考慮了兩個(gè)組成部分。第一個(gè)部分，衡量基金經(jīng)理過去的動(dòng)量策略所增加的價(jià)值，這些策略包括對(duì)具有特異性回報(bào)的證券進(jìn)行增持或減持。本文結(jié)果表明，這部分的貢獻(xiàn)平均為負(fù)值。第二個(gè)部分是經(jīng)理人預(yù)測(cè)證券的意外表現(xiàn)而產(chǎn)生的增值，這部分的貢獻(xiàn)一般是正值，是共同基金業(yè)績(jī)的平均最大貢獻(xiàn)者。關(guān)于擇時(shí)能力，主要考慮兩個(gè)部分。第一個(gè)是與經(jīng)理人預(yù)測(cè)市場(chǎng)走向的能力有關(guān)。本文結(jié)果顯示，其意義不大，貢獻(xiàn)值接近于零。被動(dòng)擇時(shí)的部分也遵循類似的規(guī)律；它接近于零，沒有意義。本文還分析了業(yè)績(jī)歸因與基金業(yè)績(jī)水平的關(guān)系。將共同基金從最低業(yè)績(jī)到最高業(yè)績(jī)被分成十等分，最好的基金在挑選股票和把握市場(chǎng)時(shí)機(jī)方面都表現(xiàn)

5、出正向的能力。表現(xiàn)最差的基金業(yè)績(jī)主要是由他們?cè)愀獾膿駮r(shí)能力導(dǎo)致的。作者還分析檢驗(yàn)了上述結(jié)果的穩(wěn)健性。首先，根據(jù)金融市場(chǎng)的情況，將樣本期分為兩個(gè)子期，即增長(zhǎng)期和危機(jī)期。結(jié)果顯示，共同基金的業(yè)績(jī)?cè)谖C(jī)時(shí)期反應(yīng)更好， 關(guān)于對(duì)業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)，選股能力在兩個(gè)時(shí)期都是正的，但在增長(zhǎng)期更高。然而，資產(chǎn)配置策略和擇時(shí)能力的貢獻(xiàn)在增長(zhǎng)期是負(fù)的，而在危機(jī)期是正的。管理者似乎在經(jīng)濟(jì)繁榮期能更好地挑選股票，而在經(jīng)濟(jì)衰退期更好的擇時(shí)。其次，通過使用 Carhart（1997）的四因子模型而不是單因子模型來分析業(yè)績(jī)歸因模型的穩(wěn)健性，結(jié)果依舊是一樣的。簡(jiǎn)而言之，本文的結(jié)果表明，無論所考慮的樣本期和使用的資產(chǎn)定價(jià)模型如何， 選股

6、是業(yè)績(jī)的最重要組成部分，而且平均貢獻(xiàn)為正。擇時(shí)對(duì)業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)接近于零， 并且根據(jù)所分析的樣本期結(jié)果會(huì)有不同。盡管本文研究表明：表現(xiàn)最好和最差的共同基金的擇時(shí)能力存在重要差異，特別是在危機(jī)時(shí)期，但平均而言，共同基金不能有效地對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行擇時(shí)。盡管投資策略也根據(jù)所考察的樣本期而呈現(xiàn)出不同的貢獻(xiàn)， 但總體來看它對(duì)共同基金業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)是相當(dāng)重要的，而被動(dòng)擇時(shí)在所有進(jìn)行的分析中都有幾乎無意義。最后，本文還分析了處于業(yè)績(jī)衡量標(biāo)準(zhǔn)的前百分之二十的共同基金的特征。結(jié)果表明，業(yè)績(jī)處于頭部的基金的規(guī)模明顯較小，比其他共同基金更集中，而且其投資組合的換手率更高。本文的其余部分組織如下。第 2 節(jié)描述了數(shù)據(jù)。第 3 節(jié)，提

7、出了方法論框架。第 4 節(jié)包含實(shí)證結(jié)果，第 5 節(jié)包含穩(wěn)健性和附加分析，第 6 節(jié)是結(jié)論。2 數(shù)據(jù)本文所提出的業(yè)績(jī)歸因模型在西班牙共同基金的樣本中測(cè)試。為了展開研究， 作者在分析中結(jié)合了兩個(gè)共同基金數(shù)據(jù)集。第一個(gè)是由西班牙監(jiān)管機(jī)構(gòu)-西班牙證券交易委員會(huì)（CNMV）提供的 CNMV 共同基金數(shù)據(jù)集。這個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)有每日收益和每月基金特征的信息，如總凈資產(chǎn)和所有西班牙共同基金的投資者數(shù)量。該數(shù)據(jù)庫(kù)還包含所有西班牙共同基金的季度投資組合持倉(cāng)信息。因此，這個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)不存在幸存者偏差。除了這些信息，CNMV 還為本文提供了 1999 年 12 月至 2006 年的 12 月的月度投資組合持倉(cāng)，這克服了以往文獻(xiàn)

8、中使用共同基金的管理公司自愿提供數(shù)據(jù)時(shí)可能存在的報(bào)告選擇偏差問題。第二個(gè)數(shù)據(jù)來源是Morningstar Direct，使本文完善 2007 年 1 月開始的 CNMV 季度投資組合持倉(cāng)數(shù)據(jù)庫(kù)，并提供了月度數(shù)據(jù)。Morningstar 和 CNMV 的持股數(shù)據(jù)既包括交易性股票的持有量，也包括債券、優(yōu)先股、其他共同基金、非交易性股票、衍生品和現(xiàn)金的持有量。兩個(gè)數(shù)據(jù)集使本文能夠分析樣本期間 81.5%的每月基金投資組合持倉(cāng)情況。最終的樣本包括 160 個(gè)西班牙國(guó)內(nèi)股票基金和 13287 個(gè)投資組合。表 1 的 A 組報(bào)告了 2000-2014 年期西班牙國(guó)內(nèi)股票基金樣本中的 160 只基金的一些描

9、述性統(tǒng)計(jì)。通過對(duì)一年中每只基金以及各基金的時(shí)間序列進(jìn)行平均，以獲得每年報(bào)告的投資組合的平均值，樣本中的基金平均總凈資產(chǎn)（TNA）為 5621 萬歐元，平均投資者數(shù)量為 2448 人。這些基金將 78.88%的資產(chǎn)投資于普通股票，基金所持股票的平均數(shù)量為 35 只。此外，表 1 的 B 組還報(bào)告了在所分析的時(shí)間段內(nèi)各年的基金投資組合在主要證券類型中的份額，主要投資于國(guó)內(nèi)股票，投資于固定收益和其他共同基金的比例相對(duì)較小。非受控證券的低比例（不到投資組合的 1%）也保證了樣本數(shù)據(jù)的質(zhì)量。最后，關(guān)于證券收益的數(shù)據(jù)來源是 DataStream，它提供了國(guó)內(nèi)和國(guó)外股票的每日收益信息，并說明了資本運(yùn)作，如股

10、票分割、支付股息和季節(jié)性股票發(fā)行。因此， 有關(guān)于所有股票在整個(gè)樣本時(shí)間段內(nèi)的每日回報(bào)信息。此外，國(guó)庫(kù)券和其他固定收入證券的回報(bào)是使用 Analistas Financieros Internacionales (AFI)公布的指數(shù)計(jì)算的。最后，非受控證券占基金總資產(chǎn)的比例很低（見圖表 1），與現(xiàn)金和現(xiàn)金等價(jià)物一起， 其回報(bào)率為零。Ibex-35 指數(shù)收益率被用作股市收益率的代表，而一天的西班牙 T-billRepos 收益率則是無風(fēng)險(xiǎn)利率的代表。穩(wěn)健性部分也使用了Carhar（t 1997）的四因子模型。這些因子是使用 Compustat日頻數(shù)據(jù)，樣本期是從 2001 年 3 月到 2014

11、年 6 月。圖表 1 西班牙基金特征和持倉(cāng)資料來源：整理3 研究方法3.1 基于收益的擇時(shí)衡量方法基金經(jīng)理可以通過改變對(duì)影響基金收益的一系列因素的敏感性來做出擇時(shí)。在無法直接觀察到基金 beta 的情況下，基于收益的擇時(shí)指標(biāo)較有效。出于這個(gè)原因， 傳統(tǒng)的擇時(shí)模型利用時(shí)間序列回歸，將基金的超額收益與一組因素在一段時(shí)間內(nèi)的超額收益進(jìn)行回歸，具體如下：𝑚,𝑡𝑟𝑝,𝑡𝛼𝑝 + 𝛽𝑝,𝑚𝑟𝑚,𝑡 +

12、 𝛾𝑝𝑟2 + 𝜖𝑝,𝑡(1)𝑟𝑝,𝑡 = 𝛼𝑝 + 𝛽𝑝,𝑚𝑟𝑚,𝑡 + 𝛾𝑝 max(𝑟𝑚,𝑡, 0) +𝜖𝑝,𝑡(2)其中 rp,t 和 rm,t 表示持有期間 t 的超額基金和市場(chǎng)回報(bào)。具體來

13、說，方程式（1） 被稱為 Treynor 和 Mazuy（1966）模型，而方程式（2）被稱為 Henriksson 和 Merton（1981）模型。大多數(shù)研究都表明共同基金的無效或者無意義的擇時(shí)表現(xiàn)。然而，這些模型存在文獻(xiàn)中記載的不同問題，如被動(dòng)擇時(shí)效應(yīng)（見 Jagannathan 和 Korajczyk 1986， Bollen 和Busse2001 和 Matallín-Sáez 等人 2015）。這種效應(yīng)的一部分與基金投資的股票的一些特征有關(guān)，最相關(guān)的特征是與規(guī)模有關(guān)（見，例如，Matallín-Sáez， 2006）。因此，本文考慮到Carh

14、art（1997）提出的額外風(fēng)險(xiǎn)因素，對(duì)模型（1）和（2）做了如下擴(kuò)展:𝑚,𝑡𝑟𝑝,𝑡 = 𝛼𝑝 + 𝛽𝑝,𝑚𝑟𝑚,𝑡 + 𝛾𝑝𝑟2 + 𝛽𝑝,𝑠𝑚𝑏,𝑡𝑟𝑠𝑚𝑏,𝑡

15、+ 𝛽𝑝,𝑚𝑙,𝑡𝑟𝑚𝑙,𝑡 + 𝛽𝑝,𝑤𝑚𝑙,𝑡𝑟𝑤𝑚𝑙,𝑡 +𝜖𝑝,𝑡(3)𝑟𝑝,𝑡 = 𝛼𝑝 + 𝛽𝑝,w

16、898;𝑟𝑚,𝑡 + 𝛾𝑝 max(𝑟𝑚,𝑡, 0) + 𝛽𝑝,𝑠𝑚𝑏,𝑡𝑟𝑠𝑚𝑏,𝑡 + 𝛽𝑝,𝑚𝑙,𝑡𝑟𝑚𝑙,𝑡 +𝛽⻖

17、1;,𝑤𝑚𝑙,𝑡𝑟𝑤𝑚𝑙,𝑡 + 𝜖𝑝,𝑡(4)其中 rsmb,t 是市值因素，定義為小股票和大股票之間的回報(bào)差異，rhml,t 是價(jià)值因素，定義為高和低賬面市值比率股票之間的回報(bào)差異，rwml,t 指的是動(dòng)量因素，為過去贏家股票和輸家股票的回報(bào)差異。文獻(xiàn)中使用了各種形式和不同頻率的數(shù)據(jù)來檢驗(yàn)共同基金的擇時(shí)能力。為此， 在本文中，首先使用月度和日頻收益數(shù)據(jù)計(jì)算了傳統(tǒng)的擇時(shí)模型（以下簡(jiǎn)稱 TM 和HM 模型

18、）及其各自的擴(kuò)展模型（3）和（4）。3.2 基于持倉(cāng)的擇時(shí)衡量方法在觀察到基金的投資組合持倉(cāng)情況時(shí)，可以直接將某個(gè)時(shí)間點(diǎn) 的基金 估計(jì)值估計(jì)為基金持有的每只證券的 估計(jì)值的加權(quán)平均值，如下所示：𝑖𝛽𝑝,𝑡 = 𝑁 𝑤𝑖𝛽𝑖,𝑡(5)其中 w 是股票 i 在持有期 t+1 開始時(shí)的投資組合權(quán)重， 是使用 t+1 之前的數(shù)據(jù)估計(jì)的股票的 。個(gè)股的貝塔系數(shù)是用組合報(bào)告日之前一年的每日收益率的單因素模型來估計(jì)的。要求證券在估計(jì)期間至少有 60

19、個(gè)日頻觀測(cè)值。與 Jiang 等人（2007）類似，非股票證券被假定為 值為零。按照 Jiang 等人（2007）的做法，通過回歸估計(jì)系數(shù) p 來衡量擇時(shí)能力：𝛽𝑝,𝑡 = 𝑐𝑝 + 𝛾𝑝𝑟𝑚,𝑡+1 + 𝜖𝑝,𝑡+1(6)𝛽𝑝,𝑡 = 𝑐𝑝 + 𝛾𝑝𝐼w

20、898;,𝑡+1 + 𝜖𝑝,𝑡+1(7)其中p,t 是在 t+1 期開始時(shí)估計(jì)的基金，Im,t+1 是一個(gè)指標(biāo)，當(dāng) rm,t>0 時(shí)取值為 1，其余為 0，估計(jì)的 p 系數(shù)分別指的是基于持倉(cāng)的 Treynor 和 Mazuy 方法（6）和基于持倉(cāng)的 Henriksson-Merton 方法（7）。正的p 則表示有效擇時(shí)。3.3 基于投資組合權(quán)重的主動(dòng)變化的擇時(shí)衡量方法基于持倉(cāng)的衡量方法本質(zhì)上是衡量某一時(shí)刻 t 的基金 水平與隨后持有期的市場(chǎng)回報(bào)之間的協(xié)方差。然而，正如Jiang 等人(2007)所說，基金 beta 的時(shí)間變

21、化既可以由基金經(jīng)理的主動(dòng)交易驅(qū)動(dòng)，也可以由股票價(jià)格的變化導(dǎo)致的被動(dòng)投資組合權(quán)重變化所驅(qū)動(dòng)。本文遵循 Grinblatt 和 Titman（1993）和 Fulkerson（2013）方法分析投資組合權(quán)重的變化，投資組合權(quán)重是可觀察的，因此，它們是比 betas 更直接的衡量標(biāo)準(zhǔn)。具體來說，從 t-1 期到 t 期，由于主動(dòng)交易導(dǎo)致的證券組合權(quán)重變化計(jì)算如下：(8)其中，wi,t 是證券 i 在 t 時(shí)刻的基金組合權(quán)重，wi,t t-1 是 t 時(shí)刻證券 i 的被動(dòng)組合權(quán)重，該權(quán)重是由前一時(shí)刻 t-1 的基金組合持倉(cāng)推斷出來的。換句話說，wi,t t-1 是如果基金在 t 時(shí)期遵循被動(dòng)的購(gòu)買和持

22、有策略的證券 i 在 t 時(shí)刻的權(quán)重， wi,t 代表由于基金經(jīng)理主動(dòng)交易導(dǎo)致的投資組合權(quán)重變化。將異常表現(xiàn)rp,t+1 定義為共同基金 p 在下一個(gè)時(shí)期（t+1）由于基于 t 時(shí)期的主動(dòng)交易的投資組合權(quán)重變化而產(chǎn)生的回報(bào)。(9)其中 ri,t+1 是證券 i 在 t+1 期間的回報(bào)率，以及wit 由于從 t-1 期到 t 期的主動(dòng)交易導(dǎo)致的投資組合的權(quán)重變化。rp,t+1 比較了共同基金 p 在 t+1 期間根據(jù) t 期間的實(shí)際投資組合持倉(cāng)（wi,t）與 t 期間被動(dòng)管理的假設(shè)投資組合持倉(cāng)（wt1）的預(yù)期收益。i,t+1隨著擇時(shí)的改變，投資組合的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)水平也發(fā)生了變化，有必要引入資產(chǎn)定價(jià)

23、模型來框定證券的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。本文在資本資產(chǎn)定價(jià)模型（單因子模型）的背景下分析了擇時(shí)能力。本文將證券的特異性成分定義為 ridiosync(10)這個(gè)表達(dá)式可以很容易地推廣到一個(gè)多因素模型，其中特異性成分是回報(bào)率中沒有被模型定價(jià)的部分。將這個(gè)表達(dá)式替換到方程（9）中，得到以下表達(dá)式，將共同基金 p 的異常表現(xiàn)分成不同的項(xiàng)。rp,t+1= 𝑁 𝑤𝑖,𝑡𝑖𝑑𝑖𝑜𝑠𝑦𝑛𝑐(𝑟+ 𝛽

24、𝑖,𝑡+1𝑖,𝑡+1𝑟𝑚,𝑡+1)(11)𝑖i,t+1i,t+1作者認(rèn)為 ridiosync和 可能是隨時(shí)間變化的。因此，計(jì)算它們從 t 時(shí)期到 t+1時(shí)期的變化如下：𝑟𝑖𝑑𝑖𝑜𝑠𝑦𝑛𝑐 = 𝑟𝑖𝑑𝑖𝑜𝑠𝑦w

25、899;𝑐 𝑟𝑖𝑑𝑖𝑜𝑠𝑦𝑛𝑐(12)𝑖,𝑡+1𝑖,𝑡+1𝑖,𝑡𝛽𝑖,𝑡+1 = 𝛽𝑖,𝑡+1 𝛽𝑖,𝑡(13)因此，方程（9）也可以改寫如下：(14)方程式(14)的右邊可以分成四個(gè)項(xiàng)，從(i)到(

26、iv)。共同基金的研究通常認(rèn)為業(yè)績(jī)的兩個(gè)來源：證券選擇和擇時(shí)。前者與經(jīng)理人投資被低估/高估的證券的能力有關(guān)，而后者指的是經(jīng)理人對(duì)股票市場(chǎng)時(shí)機(jī)的把握能力。部分(i)捕捉了給定基金 p 的業(yè)績(jī)部分，它對(duì)應(yīng)于基金經(jīng)理根據(jù)之前的特異性回報(bào)改變了證券 i 的組合權(quán)重。部分(ii)反映了與經(jīng)理人選股能力有關(guān)的業(yè)績(jī)部分。如果經(jīng)理人在 t 時(shí)刻超配（減配）證券 i，并在下一階段增加（減少）其特異性回報(bào)，則其數(shù)值為正。因此，這個(gè)術(shù)語(yǔ)衡量了經(jīng)理人在預(yù)測(cè)證券的意外表現(xiàn)方面的附加值。以前的文獻(xiàn)也曾用特異性條款來衡量業(yè)績(jī)。部分（iii）反映了經(jīng)理人由于擇時(shí)能力而增加的價(jià)值。正如方程(15)表明，共同基金經(jīng)理可以在時(shí)刻

27、t 改變給定證券i 的權(quán)重，目的是改變共同基金 p 在 t 時(shí)期的 值，從而試圖預(yù)測(cè)下一個(gè)時(shí)期 t+1 的超額市場(chǎng)回報(bào)。部分(iv)衡量的是“被動(dòng)擇時(shí)效應(yīng)”。它反映了這樣一個(gè)事實(shí)，即證券的 beta 不是恒定的，而是隨時(shí)間變化，根據(jù)市場(chǎng)狀態(tài)（類似期權(quán)的特征）呈現(xiàn)出不對(duì)稱性。因此， 投資于這些證券的被動(dòng)投資組合的收益可能與市場(chǎng)收益有不對(duì)稱的關(guān)系。4 研究結(jié)果4.1 基于收益的擇時(shí)衡量方法本文使用基于收益率的衡量標(biāo)準(zhǔn)（1）至（4）來評(píng)估西班牙股票共同基金的市場(chǎng)擇時(shí)能力。圖表 2 顯示了使用日頻或月頻收益數(shù)據(jù)時(shí)的結(jié)果。表的左邊顯示了具有正或負(fù)擇時(shí)系數(shù)（p）的基金的占比和顯著性。表的右邊顯示了擇時(shí)參數(shù)

28、的一些橫截面統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。將模型（1）和（2）（即傳統(tǒng)的 TM 模型和 HM 模型）聯(lián)系起來，圖表 2 顯示， 具有無效擇時(shí)能力的基金數(shù)量高于具有有效擇時(shí)能力的基金數(shù)量。在使用日頻數(shù)據(jù)和應(yīng)用 HM 模型時(shí)，這一結(jié)論再次驗(yàn)證。此外，平均數(shù)和中位數(shù)的擇時(shí)系數(shù)的負(fù)號(hào)指出了市場(chǎng)整體無效擇時(shí)能力。平均而言，共同基金表現(xiàn)出負(fù)面的擇時(shí)能力。在 B 組中使用模型(3)和(4)時(shí)，具有無效擇時(shí)能力的基金數(shù)量減少。雖然平均值仍然是負(fù)的，但平均值和中位數(shù)都增加了。因此，在應(yīng)用考慮額外風(fēng)險(xiǎn)因素的模型時(shí)，擇時(shí)能力的證據(jù)有所提高。最后，在使用四因子模型時(shí)，最明顯的發(fā)現(xiàn)是有效擇時(shí)的基金數(shù)量在下降。圖表 2 基于收益數(shù)據(jù)衡量基金

29、擇時(shí)能力資料來源：整理4.2 基于持倉(cāng)的擇時(shí)衡量方法根據(jù)基于持倉(cāng)的衡量標(biāo)準(zhǔn)（6）和（7），市場(chǎng)擇時(shí)能力分別被定義為基金的 值與股票市場(chǎng)回報(bào)率之間的斜率或其在下一時(shí)期的方向。本文考慮了不同的時(shí)間段來預(yù)測(cè)股票市場(chǎng)的回報(bào)，具體是在投資組合報(bào)告日之后的 1、3、6 和 12 個(gè)月。表 3 顯示了得到的結(jié)果。具體來說，表的左邊報(bào)告了具有正或負(fù)擇時(shí)系數(shù)（p）的基金的占比及其顯著性，而表的右邊顯示了市場(chǎng)擇時(shí)參數(shù)的一些橫截面統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。對(duì)于(6)中的 TM 模型，正負(fù)擇時(shí)系數(shù)的比例，平均約為 41%至 59%。在考慮 1 個(gè)月的市場(chǎng)回報(bào)預(yù)測(cè)期時(shí)，其顯著性較低，但在考察較長(zhǎng)的時(shí)間段時(shí)，其顯著性會(huì)增加。圖表 3 顯

30、示，無論樣本時(shí)間周期如何，兩個(gè)模型的平均數(shù)和中位數(shù)都是正的， 具有正的和有統(tǒng)計(jì)意義的時(shí)機(jī)的案例數(shù)量明顯高于負(fù)的擇時(shí)系數(shù)的案例數(shù)量。圖表 3 基于持倉(cāng)數(shù)據(jù)衡量基金擇時(shí)能力資料來源：整理4.3 基于投資組合權(quán)重的主動(dòng)變化的擇時(shí)衡量方法利用投資組合的持倉(cāng)信息，本文通過方程（9）來估計(jì)西班牙股票共同基金的月度業(yè)績(jī)，并將其分解為方程（14）中解釋的四個(gè)部分。具體來說，方程（9）和（14） 是針對(duì)每個(gè)共同基金 p 和每個(gè)月 t 計(jì)算的，這些值是每個(gè)共同基金 p 在其樣本期的平均值。表 4 顯示了共同基金業(yè)績(jī)歸因的平均值。表的左邊顯示了平均數(shù)為正或負(fù)的基金的占比及其顯著性，而表的右邊則展示了這些平均數(shù)的橫截

31、面統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。表的第一行報(bào)告了共同基金的業(yè)績(jī)統(tǒng)計(jì)?？梢钥吹?，45%的西班牙股票共同基金報(bào)告了負(fù)業(yè)績(jī)，盡管這些數(shù)值只有 0.63%的統(tǒng)計(jì)意義。此外，因投資決策導(dǎo)致投資組合權(quán)重變化而產(chǎn)生的基金業(yè)績(jī)，平均每年為 0.099%?？紤]到這一數(shù)值是扣費(fèi)前數(shù)據(jù)，這一證據(jù)與以前的文獻(xiàn)一致，即分析基金凈收益，通常得到的是平均負(fù)數(shù)或不明顯的業(yè)績(jī)。接下來，圖表 4 展示了方程（14）中解釋業(yè)績(jī)的不同組成部分的結(jié)果?？梢钥吹?，第一部分（i）反映了基于過去特異性回報(bào)的投資策略所帶來的業(yè)績(jī)，55.63%的共同基金分析中達(dá)到了負(fù)值。平均而言，這項(xiàng)對(duì)西班牙共同基金的業(yè)績(jī)有負(fù)面的貢獻(xiàn)。這一發(fā)現(xiàn)意味著，一般來說，投資（撤資）于近期

32、表現(xiàn)好（差）的證券的不會(huì)給共同基金帶來任何價(jià)值.然而，業(yè)績(jī)歸因的第二部分（ii）表明有更多的經(jīng)理人具有積極和統(tǒng)計(jì)意義上的選股能力，它對(duì)整體業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)每年平均為 0.574%。因此，本文研究表明西班牙股票共同基金的基金經(jīng)理有明顯的選股能力。此外，表的右邊顯示，擇時(shí)能力對(duì)整體業(yè)績(jī)的貢獻(xiàn)是負(fù)面的，而且不顯著。關(guān)于第四部分（iv）中收集的被動(dòng)擇時(shí)效應(yīng)，可以看到，具有正值和負(fù)值的共同基金數(shù)量幾乎相同，盡管被動(dòng)擇時(shí)對(duì)整體業(yè)績(jī)的平均貢獻(xiàn)是負(fù)的（每年-0.008%）， 但并不顯著。圖表 4 基于投資組合權(quán)重的主動(dòng)變化的衡量擇時(shí)資料來源：整理本文根據(jù)每個(gè)共同基金 p 的平均業(yè)績(jī)，將其分為十等分。圖表 5 顯示了

33、每個(gè)十等分中的業(yè)績(jī)及其組成部分的平均值。第 1 和第 10 檔之間的特異性回報(bào)從-1.96% 到 2.46%不等。業(yè)績(jī)處于底層的基金的異常負(fù)面業(yè)績(jī)表現(xiàn)主要由負(fù)的動(dòng)量策略和擇時(shí)造成的。然而，業(yè)績(jī)頭部的基金 2.46%的正向業(yè)績(jī)表現(xiàn)是由選股和擇時(shí)結(jié)果所解釋的。表 5 還顯示，業(yè)績(jī)墊底基金和績(jī)優(yōu)基金之間 4.42%的總體業(yè)績(jī)差異是由這些投資組合所顯示的擇時(shí)技能的顯著差異（1.80%）所解釋的。通過對(duì)業(yè)績(jī)最好和最差的共同基金的比較，可以發(fā)現(xiàn)，動(dòng)量策略和擇時(shí)對(duì)業(yè)績(jī)最差的基金有負(fù)面影響，而選股和擇時(shí)對(duì)管理最好的基金的正貢獻(xiàn)更高。圖表 5 業(yè)績(jī)歸因分析資料來源：整理5 穩(wěn)健性和其他分析5.1 樣本期穩(wěn)健性上

34、一節(jié)報(bào)告了西班牙股票共同基金在整個(gè)分析時(shí)間段（2000-2014 年）的業(yè)績(jī)歸因。然而，這個(gè)樣本期包括不同金融背景的時(shí)間段。為此，將該時(shí)間段分為兩個(gè)子時(shí)期。2000 年 2 月至 2008 年 9 月期間可稱為“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)期”，2008 年 10 月到2014 年 6 月期間稱為被稱為“危機(jī)時(shí)期”。結(jié)果表明西班牙共同基金在金融危機(jī)期間的業(yè)績(jī)（1.189%）比經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)期（- 0.006%）要好。表 6 還提供了對(duì)不同成分解釋共同基金業(yè)績(jī)的顯著性的穩(wěn)健性。選股能力在兩個(gè)子時(shí)期都趨向于正值，在全球金融危機(jī)期間，擇時(shí)能力是正。圖表 6 使用不同的時(shí)間段對(duì)業(yè)績(jī)歸因的穩(wěn)健性分析資料來源：整理圖表 7 展示

35、了不同成分的業(yè)績(jī)和業(yè)績(jī)歸因，根據(jù)基金在兩個(gè)子樣本中的業(yè)績(jī)， 將其分為十等份。最佳和最差基金的業(yè)績(jī)結(jié)果存在一些對(duì)稱性（2.348%對(duì)-2.304%）。 每年的業(yè)績(jī)差異為 4.652%。這一差異主要由動(dòng)量策略（1.355%）、選股能力（1.101%）和擇時(shí)技巧（2.288%）來解釋。與表 5 一致，只有最佳和最差基金之間的擇時(shí)能力的差異在統(tǒng)計(jì)上是顯著的。其次，圖表 7 中的 B 組顯示，在全球金融危機(jī)期間獲得的結(jié)果的分化度更高。因此，最佳基金和最差基金的異常業(yè)績(jī)的絕對(duì)值都比較高（分別為 10.119%和- 5.006%），這種影響對(duì)業(yè)績(jī)最佳的基金尤其重要。最后，在業(yè)績(jī)歸因方面，選股和擇時(shí)是最相關(guān)的

36、，這再次表明，選股和擇時(shí)能力是解釋異常業(yè)績(jī)的最重要因素。圖表 7 強(qiáng)調(diào)，在投資組合管理的復(fù)雜金融背景下，如全球金融危機(jī)，共同基金經(jīng)理的附加價(jià)值發(fā)揮了重要作用。正如結(jié)果所表明的，復(fù)雜的背景強(qiáng)調(diào)了最好和最差的共同基金所取得的異?；貓?bào)的差異，其中選股和擇時(shí)能力是最重要的技能。圖表 7 業(yè)績(jī)歸因分析，按業(yè)績(jī)對(duì)基金進(jìn)行排序資料來源：整理5.2 資產(chǎn)定價(jià)模型穩(wěn)健性本文還進(jìn)行了穩(wěn)健性分析，以驗(yàn)證結(jié)論是否會(huì)受到所使用的資產(chǎn)定價(jià)模型的影響。因此，本節(jié)建議使用 Carhart（1997）提出的四因子模型，而不是方程（10）中使用的單因子模型。四因子模型定義如下：𝑟𝑖,⻖

37、5;+1 = 𝛼𝑖,𝑡+1 + 𝛽𝑖,𝑡+1𝑟𝑚,𝑡+1 + 𝛽𝑖,𝑠𝑚𝑏,𝑡+1𝑟𝑖,𝑠𝑚𝑏,𝑡+1 + 𝛽𝑖,𝑚𝑙,𝑡+1𝑟𝑚𝑙,&

38、#119905;+1 +𝛽𝑖,𝑤𝑚𝑙,𝑡+1𝑟𝑤𝑚𝑙,𝑡+1 + 𝜖𝑖,𝑡+1(16)其中 rsmb,t+1 定義了小股票和大股票在 t+1 時(shí)期的回報(bào)率差異，rhml,t+1 定義了高和低市盈率股票的回報(bào)率差異，rwml,t+1 指的是動(dòng)量因子，捕捉了過去贏家股票和過去輸家股票的回報(bào)率差異。使用日頻數(shù)據(jù)，考慮了比以前更短的樣本期從 2001 年 3 月到 2014 年 6

39、 月。為了比較同一時(shí)期使用單因子模型和四因子模型的結(jié)果，作者對(duì)新的樣本期重新估計(jì)方程（14）。單因子結(jié)果顯示在表 8 的 A 組，四因子結(jié)果在 B 組。圖表 8 顯示，無論使用何種資產(chǎn)定價(jià)模型，業(yè)績(jī)歸因的最重要組成部分與正向的選股能力有關(guān)。另一方面，平均而言，擇時(shí)能力在兩個(gè)模型中都展示出一個(gè)很小的負(fù)值。圖表 8 使用不同的資產(chǎn)定價(jià)模型對(duì)業(yè)績(jī)歸因的穩(wěn)健性分析資料來源：整理最后，圖表 9 顯示了業(yè)績(jī)歸因的結(jié)果，根據(jù)基金的平均業(yè)績(jī)，將其分為十等分。在這里，可以看到，管理最好和最差的共同基金之間的主要差異在兩組中都是由于選股和擇時(shí)能力導(dǎo)致的。因此，無論使用何種資產(chǎn)定價(jià)模型，結(jié)論都是穩(wěn)健的。圖表 9 業(yè)

40、績(jī)歸因分析，按業(yè)績(jī)進(jìn)行排序資料來源：整理5.3 業(yè)績(jī)歸因和共同基金特點(diǎn)將業(yè)績(jī)前百分之二十的西班牙共同基金的特征和四個(gè)業(yè)績(jī)組成部分與剩余基金進(jìn)行比較。所得結(jié)果見圖表 10。首先，就管理的資金和將資金投入投資組合的投資者數(shù)量而言，業(yè)績(jī)優(yōu)秀的基金比其余基金規(guī)模小。其次，它們表現(xiàn)出較高的組合換手率，這與更主動(dòng)的管理風(fēng)格相一致。最后，這些基金的投資組合也往往不那么分散化。圖表 10 業(yè)績(jī)歸因和共同基金的特點(diǎn)資料來源：整理5.4 業(yè)績(jī)歸因的可持續(xù)性在分析了共同基金的業(yè)績(jī)歸因后，有必要探討一下業(yè)績(jī)及其組成部分是否存在持續(xù)性。為了衡量持久性，采用組合遞歸法，算法如下：圖表 11 業(yè)績(jī)歸因的持續(xù)性1、用模型（1

41、4）計(jì)算共同基金的業(yè)績(jī)及其組成部分的價(jià)值，并根據(jù)共同基金在排名期間取得的價(jià)值，按遞增順序排列，形成十等分。2、在下一期時(shí)，再根據(jù)這此前排序的十等份投資組合過去業(yè)績(jī)或組成部分再次劃分十等份，形成十個(gè)同等權(quán)重的投資組合。第一個(gè)投資組合（D1）投資于過去表現(xiàn)最差的基金，反之，最后一個(gè)投資組合（D10）投資于前一期最好的基金。其他分位數(shù)的投資策略也是如此。總的來說，構(gòu)建了 50 個(gè)不同的投資組合。3、這個(gè)策略在每個(gè)時(shí)期的開始都會(huì)重復(fù)執(zhí)行。因此，每個(gè)投資組合代表了一種動(dòng)態(tài)的投資策略，根據(jù)以前的業(yè)績(jī)或成分對(duì)所選基金進(jìn)行再平衡。4、根據(jù)模型（14）計(jì)算每個(gè)組合的業(yè)績(jī)歸因。分析在前一個(gè)季度投資于最差（最好）的共同基金是否會(huì)在下一個(gè)季度帶來差（好）的結(jié)果，即一個(gè)基金在一個(gè)季度取得的業(yè)績(jī)是否在下一個(gè)季度顯示出持續(xù)性。圖表 11 和圖表 12 顯示，共同基金的業(yè)績(jī)并沒有