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基金的市場時機把握能力研究
內容提要：本文對我國證券投資基金的市場時機把握能力進行了實證研究。在研究設計上，本文以中信指數(shù)作為市場基準指數(shù)，使用3種基于CAPM基礎的模型和3種基于Fama-French三因素模型基礎的改進模型，以相互印證結果的可靠性。同時，本文也采用了非參數(shù)檢驗方法，對基金年報的有關內容和投資組合公告中的持倉信息進行分析，以使結論更具有可信性。研究結果表明，整體而言，我國基金缺乏市場時機把握能力，但具有定的證券選擇能力，不過其對基金收益的貢獻并不顯著。
一、研究背景
2001年9月我國首只開放式基金華安創(chuàng)新發(fā)行以后，基金再次引起市場的極大關注。由于開放式基金是按照凈值進行購買和贖回的，因此，其業(yè)績的好壞直接影響到投資者的收益，對基金業(yè)績進行研究，無論對學術界還是實務界，都具有較大的現(xiàn)實意義。
影響基金業(yè)績的因素非常多，國外已進行了大量的實證研究。Fama(1972)認為，基金業(yè)績可以通過基金的兩種預測能力進行分析，一是“微觀預測”能力，指相對于各股票整體而言，預測個股的價格走勢的能力；二是“宏觀預測”能力，指預測整個股票市場的總體價格走勢的能力。前者通常稱為證券選擇能力，后者稱為市場時機把握能力。證券選擇能力的體現(xiàn)，主要看基金經理能否識別那些相對于整個市場而言被低估或高估的股票，在資本資產定價模型(CAPM)下，主要體現(xiàn)在基金經理能否識別那些期望收益明顯偏離證券市場線的股票，并預測與股票收益相關的非系統(tǒng)性因素或具體股票的特征因素。市場時機把握能力的體現(xiàn)則要看基金經理能否預測市場組合未來的實現(xiàn)情況，如果基金經理相信他能夠預測市場收益情況，他將根據(jù)期望的市場走勢調整其投資組合的風險水平，在預期市場收益上升時增加組合的風險水平，下降時則降低組合的風險水平，通過高風險資產和低風險(或無風險)資產之間的不斷轉換來戰(zhàn)勝市場。本文將圍繞我國基金的市場時機把握能力展開多角度的實證研究。
二、文獻回顧
Treynor和Mazuy(1966)是最早對市場時機把握能力研究做出顯著貢獻的學者。他們認為，如果基金能夠預測市場收益，那么，當它認為市場收益高時，將持有更高比例的市場組合，反之，則會減少市場組合的持有比例。因此，組合收益和市場收益之間會呈現(xiàn)出非線性的函數(shù)關系。據(jù)此，他們建立了一個包含二次項的模型，用來檢驗基金的市場時機把握能力(以下簡稱TM模型)，即：
Rp,t-Rf,t=α+β1(Rm,t-Rf,t)+β2(Rm,t-Rf,t)2+ε
其中Rp,t為基金收益率，Rm,t為市場基準組合的收益率，Rf,t為無風險資產收益率，α為常數(shù)項(反映了基金的證券選擇能力，以下模型的。也均有此意)，ε為隨機干擾項。他們認為，市場時機把握能力可以通過觀察二項式系數(shù)β2(類似指示器功能)來檢驗，如果β2大于零，則表明基金經理成功地實施了市場時機把握策略，否則表明基金缺乏市場時機把握能力。他們選擇了57只開放式基金為樣本，研究結果表明很少有基金表現(xiàn)出顯著的市場時機把握能力。
Jensen(1972)發(fā)展了一種評價基金經理業(yè)績的微觀和宏觀預測的理論框架。他假設存在市場指示器可以預測證券市場的實際收益。在此前提下，基金的預測能力可以通過基金經理對市場的預測情況和市場的現(xiàn)實收益之間相關性來加以衡量。但這種方法是很難區(qū)分證券選擇能力和市場時機把握能力對業(yè)績的貢獻。
Meaon(1981)發(fā)展了一種評價市場時機把握能力的非參數(shù)檢驗理論模型。該模型的基本思路是，基金經理要么預測股票市場收益高于無風險資產的收益，要么預測無風險資產收益高于股票市場收益，并不預測股票收益與無風險資產收益差別的大��；如果基金經理希望把握市場時機，他就會根據(jù)其預測情況，調整基金持有的市場組合和無風險資產的比例；通過對市場收益高于或低于無風險收益的條件概率進行分析，研究者即可判斷基金是否具有市場時機把握能力。該模型的局限性在于，如果采用這種非參數(shù)檢驗模型來評價預測能力，研究者必須能夠觀察到基金實際的預測情況，但對于一般的研究者而言是很難做到的。
Henriksson和Merton(1981)秉承Merton(1981)的思路，提出了一種市場時機把握能力的參數(shù)檢驗模型(以下簡稱HM模型)，該模型的表達式為：
RP,t-Rf,t=α+β1(Rm,t-Rf,t)+β2Max(0，Rf,t-Rm,t)+ε
HM假定，如果基金經理具有市場時機把握能力，那么，他在股票和無風險資產之間做出資金配置決策時，會按照下述規(guī)則進行：在期間t初，如果預測在期間t無風險資產的收益將超過股票市場的收益，即Rm,t≤Rf,t則選擇目標貝塔為η1的組合；相反，如果預測在期間t股票市場的收益將超過無風險資產的收益，即Rm,t>Rf,t則選擇目標貝塔為η2的組合，如果基金經理是理性的，即η2>η1，則模型中兩個變量的參數(shù)估計分別是：β1=P2η2+(1-p2)η1和β2=(p1+p2-1)(η2-η1)，我們可以用β2來衡量基金經理的市場時機把握能力。如果基金經理沒有預測能力(p1+p2=1)或者不進行這類預測(η2=η1)，則β2等于0。HM對前述模型做線性變換之后得出下式：
RP,t-Rf,t=α*+β1*min[0,(Rm,t-Rf,t)+β2*Max[0，(Rm,t-Rf,t)]+ε
如果Rm,t-Rf,t>0，則Min[0，(Rm,t-Rf,t)]=0，Max[0，(Rm,t-Rf,t)]=Rm,t-Rf,t，此時β2*表示組合的市場上升貝塔，如果Rm,t-Rf,t≤0，則β2*表示市場下降貝塔。與前面模型的α一樣，α*表示證券選擇能力對組合收益的貢獻。如果β2*顯著高于β1*，則表示期望的投資組合的上升貝塔要高于下降貝塔，這表明基金經理具有市場時機把握能力。
上述HM模型只是一種理論框架，但此后該模型即為研究者廣泛采用。Henfiksson(1984)利用1968至1980年間的116只開放式基金的數(shù)據(jù)，采用HM的參數(shù)模型和非參數(shù)檢驗方法，得出基金在整體上并不能夠成功地把握市場時機，也沒有明顯的證券選擇能力的結論。Chang和Lewellen(1984)利用1970至1979年間67只基金的月度收益數(shù)據(jù)，也采用HM的參數(shù)檢驗模型，得出與Henfiksson(1984)相同的結論。
TM模型和HM模型都是基于CAPM基礎建立的。近年來的實證研究表明(如Fama和French，1993)CAPM在解釋橫截面股票收益時并沒有涵蓋各類風險因素，其有效性值得懷疑，學者們開始采用Fama和French三因素模型(以下簡稱FF3)對上述模型進行改進(改進后的模型分別簡稱為TM—FF3模型和HM—FF3模型)。改進后的模型增加了FF3中零成本投資組合的小盤股組合超過大盤股組合的收益率，高B／P(賬面值市值比)股票組合超過低B／P股票組合的收益率(分別用SMB，和HML，表示)。
Goetzmann，Ingersoll，Ivkovic(GII，2000)認為，利用月度收益數(shù)據(jù)的HM參數(shù)檢驗模型可能難以發(fā)現(xiàn)市場時機把握能力，因為對于大多數(shù)基金來說，基金經理進行有關市場風險方面決策的頻率要小于1個月，因此，使用月度數(shù)據(jù)進行回歸檢驗，可能低估了市場時機把握能力。由于缺乏基金日收益率數(shù)據(jù)，他們使用相關指數(shù)的日收益率數(shù)據(jù)構建了一個類似看跌期權的公式，對月度內的這種看跌期權價值進行累計，以評估每日市場時機把握產生的月度價值。該公式表達如下：
其中Pm,t表示每日市場時機把握帶來的單位基金資產增加值，t為月度，τ為交易日。計算該累計值的前提是假設基金經理每天都在進行市場時機判斷并實施相應的策略，理想化的情況是，如果經理預測市場超額收益為正，那么他就將頭寸全部投入股票之中；反之，則將頭寸全部投入到無風險資產中。通過這種操作，基金至少可以獲取無風險資產收益率水平的收入，如果他能夠正確把握市場時機，則基金將取得正的超額收益。據(jù)此，GII發(fā)展了一種新的模型，表達式如下(簡稱GII模型)：
Rp,t-Rf,t=α+β1(Rm,t-Rm,t)+β2Pm,t+ε
考慮CAPM可能缺乏有效性，GII也同時采用FF3對GII模型(簡稱GII-FF3模型)進行改進：
Rp,t-Rf,t=α+β1(Rm,t-Rf,t)+β2Pm,t+β3HMLt+β44HMLt+ε
GII(2000)選擇了558只基金在1988年1月至1998年3月間共123個月的月度收益率作為樣本，利用HM、GII模型及基于FF3基礎的改進模型，對這些基金的市場時機把握能力進行了分析，研究結果表明很少有基金在統(tǒng)計意義上表現(xiàn)出顯著的市場時機把握能力。
三、研究樣本和數(shù)據(jù)
(一)研究樣本。本文研究樣本為2001年以前上市的33只基金，非參數(shù)檢驗的研究期間為1998年6月30日至2001年6月30日�？紤]到與分年度檢驗結果的比較，在總體檢驗中，研究樣本為22只基金，樣本期間為1999年1月2日至2001年10月26日。在分年度檢驗中，研究期間為相應年度，研究樣本選擇周收益率數(shù)據(jù)在30個以上的基金，分別為10、22和33只。由老基金改制而成的基金，收益率數(shù)據(jù)從擴募以后起算。
(二)數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)和資料來源于中國易富網、中國證券在線等網站上公布的基金凈值、投資組合公告及年報。中信指數(shù)系列數(shù)據(jù)由中信證券金融產品開發(fā)小組提供。在計算收益率數(shù)據(jù)時，對基金年中、年末分紅均進行了復權處理。
(三)市場基準組合的選擇。我國證券市場雖經多年的發(fā)展，但股票指數(shù)的建設還不夠完善。目前滬深兩市股票指數(shù)的局限性也很明顯，主要表現(xiàn)在：(1)品種單一，且只有綜合和成分兩類指數(shù)被市場認可；(2)覆蓋面窄，兩市缺乏統(tǒng)一指數(shù)；(3)現(xiàn)有指數(shù)多以總股本加權而不采用流通股本，難以反映市場的真實狀況。萬朝領等人(2001)的研究認為，上海綜合指數(shù)和深圳綜合指數(shù)2000年漲幅的21．22％和15．06％是由新股上市引起的，采用這兩種指數(shù)作為市場基準，會出現(xiàn)明顯的失真。
有鑒于此，本文選擇中信證券公司的中信指數(shù)作為市場基準組合。中信指數(shù)選擇滬深兩市各行業(yè)上市公司股票中流通市值占該行業(yè)前60％的若干只股票為樣本股，按流通股本加權構建而成。該指數(shù)反映了中國股票市場中各個行業(yè)最大和最具有流動性的A股股票的價格走勢，因此，它克服了兩市指數(shù)的上述缺點。經過幾年的運行，該指數(shù)體系已經逐漸得到了市場的認可，為一些大證券公司和基金公司所采用。
除中信指數(shù)外，該指數(shù)體系中的系列風格指數(shù)，為本文采用多因素模型提供了較好的基準。這些風格指數(shù)包括中信100(由流通市值排序前30％的股票即大盤股構成)、中信300(由流通市值排序在中間的40％的股票即中盤股構成)及中信400(由流通市值排序后30％的股票即小盤股構成)三個規(guī)模風格指數(shù)；大盤價值(大盤股中B／P高的股票)、大盤成長(大盤股中B／P低的股票)、中盤價值(中盤股中B／P高的股票)、中盤成長(中盤股中B／P低的股票)、小盤價值(小盤股中B／P高的股票)和小盤成長(小盤股中B／P低的股票)六種細分風格指數(shù)。
(四)無風險收益率的確定。在國外研究文獻中，無風險收益率通常用短期國債利率來代替，但并沒有固定的期限，采用期限最短的為1月期，最長的為1年期。雖然目前我國已經建立起相對較為完整的債券市場，既有場內市場(交易所市場)，又有場外市場(銀行間市場和柜臺市場)，基金可參與交易所市場和銀行間市場，但由于交易所市場和銀行間市場處于分割狀態(tài)，缺乏有效的連通，以致不同市場上形成的利率存在背離，而且期限結構也比較單一，因此，本文選擇1年期定期存款利率作為無風險收益率，并按52周折算為周利率。
四、研究設計
本文將分別采用非參數(shù)檢驗和參數(shù)檢驗兩種方式，分析基金的市場時機把握能力。
(一)非參數(shù)檢驗。本文非參數(shù)檢驗方法是依據(jù)Merton(1981)的思路變化而來。從我國現(xiàn)有的基金信息披露情況看，可以從基金每季度公布的投資組合公告中獲取基金持有股票市值占基金凈值的比例及持有國債、貨幣資金占基金資產凈值的比例(簡稱持現(xiàn)比例)等持倉量信息。由于國債受價格波動的影響比股票小，因此，本文選用持現(xiàn)比例作為基金對市場時機判斷的指示器。
假設一：如果基金在t-1季度預測t季度市場行情看好，即Exp(Rm,t)>0，它就會在t-1季度末減少持現(xiàn)比例；相反，如果基金在t-1季度預測t季度市場行情不好，即Exp(Rm,t)≤0，它就會在t-1季度末增加持現(xiàn)比例。為驗證該假設，本文根據(jù)t季度的實際市場收益率，將各基金t-1季度末持現(xiàn)比例變化情況數(shù)據(jù)分為兩組，即Rm,t>0和Rm,t≤0兩組。如果基金能夠正確預測市場走勢并把握市場時機，則兩組持現(xiàn)比例變化數(shù)據(jù)應該存在明顯的差異，反之，則沒有明顯的差異。
假設二：假如基金具有市場時機把握能力，那么，它可能在季度內根據(jù)市場行情的變化調整持倉結構，市場行情好時持現(xiàn)比例低，市場行情差時持現(xiàn)比例高。為驗證該假設，本文根據(jù)t季度實際行情，將t季度末基金持現(xiàn)比例分為Rm,t>0和Rm,t≤0兩組，如果基金在季度內實施市場時機把握策略，這兩組數(shù)據(jù)應該有明顯的差異。
(二)參數(shù)檢驗。本文參數(shù)檢驗模型選擇前述文獻中提及的基于CAPM基礎的TM、HM、GII模型和基于FF3基礎的TM-FF3、HM-FF3、GII-FF3模型。選擇諸多模型的主要目的在于相互印證結果的可靠性。采用FF3作為基礎，是考慮到國內的一些研究表明股票的規(guī)模和B／P值對解釋我國股票收益方面是很有效的(例如陳信元等，2001)。在FF3系列模型中，SMB：等于中信400指數(shù)收益率減去中信100指數(shù)收益率；HMLt等于中信風格指數(shù)中大盤價值與小盤價值收益率之和減去大盤成長和小盤成長收益率之和。
五、實證結果及分析
(一)非參數(shù)檢驗對基金季度持倉情況進行描述性統(tǒng)計結果表明，上升季度基金持現(xiàn)比例的均值為33．88％，標準差為0．102；下跌季度均值為34．82％，標準差為0．128。表1是假設一和假設二兩種情況下兩個獨立樣本的非參數(shù)檢驗結果。
表1 非參數(shù)檢驗結果
t-1季度末持現(xiàn)
比例變化
t季度末持現(xiàn)
比例
WilcoxonZ
Asymp·Sig·(2-tailed)
Kolmogorov-SmirnovZ
Asymp·Sig·(2-tailed)
-0．355
0．722
O．176
1
-0．668
0．504
0．963
0．312
檢驗結果顯示，在Rt>0和Rt≤0兩種情況下，t-1季度基金的持現(xiàn)比例變化沒有顯著的差異，t季度末各基金的持現(xiàn)比例也不存在顯著的差異。檢驗結果不支持假設一和假設二，表明季度為周期的期間內基金沒有表現(xiàn)出明顯的市場時機把握特征。
(二)參數(shù)檢驗
1．總體期間參數(shù)檢驗
表2列示了整個樣本期間22只基金基于CAPM基礎的三個模型的檢驗結果，表中系數(shù)估計值、標準差、t值和p值分別為各基金檢驗結果對應值的平均值(下同)。在三個模型下，分別有13、18和8只基金具有正的β2系數(shù)估計值，表明這些基金具有正向的市場時機把握能力，但在TM模型和GII模型下，分別只有2只和1只基金的β2估計值顯著為正，所占比例不到10％。與62估計值形成對照的是，證券選擇能力系數(shù)。的估計值為正的基金達68％以上，其中GII模型和TM模型中。為正的基金達到95．5％，不過這些估計值在統(tǒng)計上具有顯著性的比例只有36．4％。
表2 總體期間基于CAPM基礎的參數(shù)檢驗結果
模型調整后R2
系數(shù)
系數(shù)估計值 標準差 t值 p值 系數(shù)>0的個數(shù) 顯著個數(shù)
TM
0．701
a
0．0018 0．0014 1．3371 0．2745 21 8
β1
0．6336 0．043 14．9523 0 22 22
β2
0．0816 0．6557 0．06870．3635132
HM
0．701
a
0．0009 0．0019 0．5835 0．5132 15 3
β1
0．6715 0．0619 11．022 0 22 22
β2
0．0856 0．1146 0．716 0．2939 18 7
GII
0．698
a
0．0024 0．002 1．33 0．3126 21 8
β1
0．6279 0．0458 13．8952 0 22 22
β2
-0．0177 0．0513 -0．4143 0．5103 8 1
注：顯看個數(shù)表不在10％水平上正向顯著的基金個數(shù)。下同。
為印證CAPM基礎上的檢驗模型，本文進一步對基于FF3的三個模型進行了檢驗。表3顯示，基于FF3的各模型的調整后R2均有明顯的增加，對應系數(shù)的平均標準差也有所降低，說明FF3對基金超額收益的解釋力度比CAPM強。在各模型的檢驗結果中，β2估計值為正的個數(shù)比CAPM有所減少，許多基金表現(xiàn)出負向的市場時機把握能力。α估計值全部為正值，而且正向顯著的基金個數(shù)較CPAM明顯增多，分別占樣本總數(shù)的77．3％、45．5％和63．6％，表明在整個樣本期間基金表現(xiàn)出了一定的證券選擇能力。但是，各模型的α估計值和β2估計值都很小，β1估計值卻非常高，表明市場時機把握和證券選擇對基金超額收益的貢獻甚微，而市場超額收益對其影響很大。
表3 總體期間基于FF3模型基礎的參數(shù)檢驗結果
模型
調整后R2
系數(shù) 系數(shù)估計值 標準差 t值
p值 系數(shù)>0的個數(shù) 顯著個數(shù)
TM
- FF3 0.742
α
0.0031
0.0013
2.212
0.084
22
17
β1
0.6415
0.0402
16.1263
0
22
22
β2
-0.3315
0.6234
-0.5713
0.4166
6
0
β3
-0.0542
0.075
-0.673
0.2537
6
3
β4
-0.1911
0.0566
-3.3594
0.0284
0
0
HM
- FF3 0.74
α
0.0025
0.002
1.
4374
0.
2666
22
10
β1
0.6415
0.059
11.0306
0
22
22
β2
0.0191
0.
1089
0.1599
0.4821
15
2
β3
-0.0488
0.0748
-0.6069
0.2565
6
3
β4
-0.1852
0.0568
-3.243
0.0364
0
0
GII
- FF3 O. 74
A
0.0038
0.002
2.029
0.0992
22
14
β1
0.6187
0.043
14.5359
0
22
22
β2
-0.0337
0.0484
-0.7468
0.4281
5
0
β3
-0.0603
0.0754
-0.758
0.2497
6
3
β4
-0.1859
0.0561
-3.291
0.037
0
0
對以上6個模型檢驗結果進行比較可以發(fā)現(xiàn)，GII模型和GII—FF3模型的β2系數(shù)均值都為負，系數(shù)估計值大于零的個數(shù)和顯著個數(shù)均明顯低于對應基礎的其他模型，其原因可能是這兩個模型都假設基金每日都實施市場時機把握的策略，而實際上很少有基金能夠做到。
2．分年度參數(shù)檢驗
由于我國的證券市場行情呈現(xiàn)明顯的年度特征，且自1998年首只基金成立至今，證券市場基本面發(fā)生了很大變化，因此，有必要進行分年度檢驗。作者分別采用上述六個模型將樣本期間分三年進行了檢驗，由于篇幅所限，只列出HM—FF3模型的檢驗結果。
表4顯示，各年度基金所表現(xiàn)出的市場時機把握和證券選擇能力有一定差別。在1999年10只樣本基金中，表現(xiàn)為正向市場時機把握的基金達到9只，其中5只顯著，但表現(xiàn)為正向證券選擇能力的基金只有3只，且都不顯著，系數(shù)均值為負。在2000年22只樣本基金中，表現(xiàn)為正向市場時機把握的基金達到18只，但只有1只顯著，表現(xiàn)為正向證券選擇能力的基金有21只，其中10只表3顯著，占樣本數(shù)的45．5％。在2001年33只樣本基金中，表現(xiàn)為正向市場時機把握的基金只有7只，占樣本數(shù)的21．2％，且均不顯著，系數(shù)均值也為負；表現(xiàn)為正向證券選擇能力的基金達到29只，其中6只為顯著，占樣本數(shù)的18．2％。由此可以得出結論：比較而言，1999年基金的市場時機把握能力強，但證券選擇能力較弱；2000年基金的市場時機把握和證券選擇能力都較強；2001年基金市場時機把握能力很弱，但證券選擇能力尚可。未列出的其他5個模型的檢驗結果，也支持該結論。值得說明的是，在三年中只有個別基金(如安信和興華等)的市場時機把握能力系數(shù)排序一直靠前(并非都顯著)，表現(xiàn)出了較好的持續(xù)性；大多數(shù)基金時好時差，還有少數(shù)基金排序一直靠后。
表4 HM—FF3模型分年度參數(shù)檢驗結果
模型
調整后R2
系數(shù) 系數(shù)估計值 標準差 t值 p值 系數(shù)>0的個數(shù) 顯著個數(shù)
1999年0.668
a
- 0.0019 0.0048
- 0.3205
0.611 3
0
β1
0.8053
0.1334 6.2185
0.0001 10 10
β2
0.3604 0.2657
1.3645
0.2534 10 5
β3
0.1186
0.1773 0.518
0.3258 6 2
β4
- 0.2213 0.1207
-1.7977 0.1375
0 0
2000年
O. 749
a
0.0043 0.0028
1.6295 0.2468
21 10
β1
0.6445 0.0796
8.2965
0 22
22
β2
0.0849 0.1652
0.4794
0.5041 18
1
β3
-0.1696 0.108
-1.6658 0.169
4 3
β4
- 0.1407 0.078
-1.8545 0.2529
2
0
2001年
0.796
a
0.0015 0.0021
0.8955 0.4276 29
6
β1
0.5379 0.1198
4.9303 0.0058
33 33
β2
-0.1353 0.1717 -0.8691
0.4678
7 0
β3
0.0485 0.1158
0.3095 0.3793 21
3
β4
-0.2997 0.1006 -3.2755
0.0466 1
0
六、進一步的分析
基金缺乏市場時機把握能力，一方面可能是基金確實不具備這種能力，另一方面也可能是基金本身沒有實施市場時機把握策略的意圖(如實施消極的投資策略)。雖然前述檢驗結果與國外相似，但有必要結合我國基金的具體情況作進一步的分析。
(一)基金對市場的預測
基金實施市場時機把握策略的前提是它能夠成功地預測市場走勢，因此，本文選擇33只樣本基金2000年年報的相關內容進行了分析。2001年基金公布2000年年報時，市場走向尚不明朗，但隨后震蕩調整，然后大跌。在這種行情下，基金對市場的判斷非常有利于我們判斷其對市場的預測能力。在基金年度報告的“基金經理工作報告”中對2001年的展望內容中，如果出現(xiàn)“謹慎樂觀”、“向前發(fā)展”、“上行”、“震蕩整固”等字眼，則判斷為預測市場形勢樂觀；如果出現(xiàn)“調整”、“波動幅度較大”、“震蕩”、“超過2000年行情的可能性不大”、“不會出現(xiàn)大行情”等字眼，且上下文沒有表示出認為市場上升的意思，則判斷為預測市場形勢不樂觀，有1只基金認為“國有股減持的價格高低將決定市場的方向”，本文判斷其預測市場形勢不樂觀；如果文中沒有上述字眼，只有“密切關注”、“風險和機會并存”等字眼，則判斷為不置可否。根據(jù)上述標準進行統(tǒng)計(如表5)�？梢钥闯�，對于未來的市場走勢，基金也是把握不準，并沒有表現(xiàn)出比其他投資者更好的預測能力。
表5 2000年報中基金對市場的預測情況
預測情況
樂觀
不樂觀
不置可否
基金數(shù)目
12
12
9
占基金總數(shù)比例
36．4％
36．4％
27．2％
(二)市場時機把握策略的運用
從2000年年報中各基金對2001年的投資展望情況看，雖然各基金所表述的投資風格有所不同，絕大多數(shù)基金表示要“精選個股”、“投資績優(yōu)型上市公司”、“長期持有與組合投資結合”、“行業(yè)輪換”、投資于“行業(yè)前景廣闊”的個股等(即使預測到市場形勢不樂觀的基金也如此)，只有4只基金(均預測市場將調整)提及要根據(jù)市場行情變化調整股票、國債及現(xiàn)金比例。這在一定程度上表明，在基金投資策略中，證券選擇是基金考慮最多的因素，他們通過個股選擇和行業(yè)轉換來調整投資組合，以控制風險和提高業(yè)績，似乎很少考慮通過股票和國債、現(xiàn)金之間的比例配置來進行市場時機把握。
這種投資策略的形成的原因之一可能是，基金從成立至今，經歷了兩年的牛市，一直采取“牛市思維”，“做多情結”明顯，持股比例居高不下，缺乏通過股票和國債、現(xiàn)金之間進行轉換以規(guī)避系統(tǒng)風險的意識和體驗。在股票預期收益明顯高于國債的情況下，為了使凈值增長更快，基金經理人更多地關注于股票市場，對國債投資并不重視。2001年下半年市場大跌，從基金公布的第三季度投資組合情況看，各基金持有國債和貨幣資金的比例明顯上升，這也許是一種很好的反面印證，市場會逐漸教會基金該怎么做。另一個原因也可能是由于目前交易所市場和銀行間市場并不統(tǒng)一，交易方式和規(guī)模差別都很大，國債是以全價進行交易，缺乏套利空間等，影響了基金投資國債的積極性。由于《證券投資基金管理暫行辦法》規(guī)定一只基金投資于國債的比例，不得低于該基金資產凈值的20％，投資于國債似乎是一種“被動投資”，并沒有在把握市場時機中發(fā)揮多大作用。
盡管基金很重視證券選擇，但檢驗結果卻表明基金只具有一定的證券選擇能力，且對其超額收益的貢獻甚微。原因之一可能是，一些基金投資理念及投資風格等還不成熟，甚至“做莊炒作”，使得其雖然能夠“預測”個股走勢，但市場行情不好或者換倉時，由于各種原因，難以順利兌現(xiàn)，也難以把握市場時機。另外，從基金的持股特征看，基金確實有一定的證券選擇能力(汪光成，2001)，但由于相對于股票市場其他投資者(如券商和私募基金等)而言，基金的投資情況相對透明，兩者之間存在嚴重的信息不對稱，一些投資者搭基金的“便車”等，使基金在與其他投資者的博弈中處于相對弱勢，削弱證券選擇能力對基金業(yè)績的貢獻。此外，一些上市公司的造假行為，也讓一些基金防不勝防。
七、結論
本文的主要研究結論如下：
(一)在季度內行情上升和下跌兩種情況下，基金各季度末持現(xiàn)比例變化及各季度內持現(xiàn)比例高低均不存在顯著的差異，表明在季度周期內基金沒有表現(xiàn)出明顯的市場時機把握能力。
(二)在整個樣本期間內，許多基金表現(xiàn)出了負向的市場時機把握能力，只有個別基金表現(xiàn)出顯著的正向市場時機把握能力。1999年和2000年許多基金表現(xiàn)出正向的市場時機把握能力，但大部分缺乏顯著性；2001年大多數(shù)基金的市場時機把握系數(shù)為負值，只有個別基金表現(xiàn)為正向市場時機把握能力。因此，從總體而言，基金沒有顯著的市場時機把握能力。
(三)在基金投資策略中很少考慮通過股票和國債、現(xiàn)金之間的比例配置來控制風險，基金購買國債似乎是一種“被動投資”行為，并沒有將其作為一種把握市場時機的投資工具。
(四)基金具有一定的證券選擇能力，但它對基金超額收益的貢獻甚微，且表現(xiàn)顯著的基金不參考文獻
陳信元、張?zhí)镉�、陳冬華，2001：《預期股票收益的橫截面多因素分析：來自中國證券市場的經驗證據(jù)》，《金融研究》第6期。
王聰，2001：《證券投資基金績效評估模型分析》，《經濟研究》第9期。
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作者：上海財經大學會計學院 汪光成 來源：《經濟研究》
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