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1、 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/ 证券与投资我国开放式基金业绩评价的实证研究 基于VaR的业绩评价方法与三大经典评价方法的比较分析胡宗义,张 杰(湖南大学 统计学院,湖南 长沙 410079)摘 要:现代投资理论认为,只有经风险调整后的收益才可以作为相互比较的基础来评价投资基金的投资业绩。因此,基金业绩评价的核心应该是对其所面临的风险进行准确的计量。通过对我国开放式基金应用基于VaR的评价方法与三大经典评价方法进行业绩评价的比较分析发现,从投资者注重下
2、跌风险的角度来看,基于VaR的基金业绩评价指标相对于三大经典指标有较明显的应用优势,投资者又多一种能符合自己风险偏好的评价指标作为投资参考。关键词:VaR;证券投资基金;业绩评价中图分类号:F830.91 文献标识码:A 文章编号:1003-7217(2007)02-0020-06 在投资基金发达的欧美国家,很多投资资讯机构都定期发布各基金投资组合的业绩排行榜。我国还没有建立完善的投资基金评价体系,但也有一些文章探讨基金投资组合业绩评价的理论和方法,特别是应用三大经典评价指标(特雷诺指数、夏普指数和詹森指数)对基金业绩进行评价。所谓基金业绩是指基金投资组合管理的综合表现,因为,高收益的基金一定
3、也承担高的风险,低收入的基金一般承受的风险也较低。因此,仅仅计算出基金投资组合的平均收益率是不够的,必须根据风险大小来对收益率进行调整,即计算风险调整的收益率,只有这样,各基金收益的评价和比较才有意义。本文对我国开放式基金的业绩表现应用基于VaR的业绩评价方法与三大经典评价方法进行比较评价分析,一方面探索基于GARCH模型的证券投资基金VaR计算模型,为基于VaR的业绩评价方法的应用打下基础;另一方面分析基于VaR的业绩评价方法的应用可行性,为投资者提供风险偏好选择的评价指标。一、证券投资基金业绩评价方法(一)证券投资基金的三个经典业绩评价指标1.特雷诺(Treynor)指数Treynor指数
4、是用证券市场线SML来构建评价业绩的基准,SML表示由资本资产定价模型(CAPM)确定的期望收益与系数之间的线性关系。它衡量的是与基金的市场风险有关的收益率。Treynor指数等于基金的超额收益率除以系统风险,即每单位系统风险获得的超额收益率,其公式为:Tp=E rp-rfp(1)其中,E(rp)为组合p的期望收益率;rf为无风险利率;p是历史值,它是基于基金的历史收益率,通过资本资产定价模型计算得出。2.夏普(Sharpe)指数Sharpe指数源于CAPM模型,与Treynor指数不同,它是以资本市场线CML作为基准的一种评价方法。CML是由所有有效投资组合组成,计算公式为:Sp=E rp-
5、rfp(2)3.詹森(Jensen)指数用Sharpe指数和Treynor指数都能比较不同基金的投资表现及对其进行排序,但它们不能反映基金表现优于基准组合的具体情况。1968年,Jensen提出了另一个以CAPM为基础的业绩衡量指数,它把证券市场线作为评价的标准,能在风险调整以后以百分比的形式来评估出基金的业绩表现。Jp=E(rp)-rf+(E(rm)-rf)p(3)Jp大于0时表示基金业绩优于市场中具有相同系统风险的各类投资的平均业绩;Jp小于0时表示基金的业绩不如市场中具有系统风险的各类投资收稿日期:2006-10-31基金项目:湖南省社科基金(05ZC49)作者简介:胡宗义(1964),
6、男,湖南宁乡人,湖南大学统计学院教授,博士生导师,研究方向:数理金融与计量金融。第28卷 第147期2007年5月财经理论与实践(双月刊)THE THEORY AND PRACTICE OF FINANCE AND ECONOMICSVol.28No.147May1 2007 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/的平均业绩。因此,当基金与基金之间比较时,Jensen指数越大越好。(二)基于VaR的业绩评价方法1.报酬-VaR比率(RV比率)指标夏普认为对于管
7、理好的基金其总风险可能接近于系统风险,即假设基金位于均值-方差有效边界上,因此,他提出用单位总风险获得的超额收益来评价基金业绩。与之类似,我们假设基金位于均值-VaR有效边界上,基金的风险由VaR来度量,根据Alexander,Gordon J.,AlexandreM.Baptista(2002)1给出的均值-VaR有效组合收益和风险的权衡关系可定义:RVp=E rp-rfV t,rp-V t,rf(4)RVp表示当投资者的效用只取决于收益率的期望和VaR值时,投资者愿意将部分财富从无风险资产投入到选择的风险投资组合中,它表示每单位以VaR度量的额外风险的额外收益测度。2.VM2测度指标VM2
8、测度指标是仿照Modigliani Franco,LeachModigliani(1997)2构造的M2测度指标应用VaR而不是标准差度量风险得到的,VM2测度等于调整的投资组合的期望收益率与市场投资组合的期望收益率之差,与詹森测度形式上一样。VM2指标与报酬-VaR比率指标的不同之处是:前者提供的是投资者较为熟悉和易于接受的收益率指标(基金风险调整后的收益率),属于绝对业绩度量方法;后者提供的只是一个比值,属于相对业绩度量方法。这里rp为投资组合p的收益率,rm为市场投资组合的收益率,调整投资组合的收益率rp3和置信水平为的VaR值满足:r3p=w rp+(1-w)rfV t,r3p=V t
9、,rm(5)在(1)和(2)式基础上可推导出:V M2p=E r3p-E rm=rf-E rm+V t,m+rfV t,p+rf(E rp-rf)=rf-E rm+V Rp(V t,m+rf)(6)二、证券投资基金VaR计算模型的设定金融时间序列往往存在波动集聚性和尖峰厚尾性的统计特性3,当用基于正态假设的风险度量方法去估计开放式基金的风险时,势必造成估计存在大的偏差;而且忽视波动率的时变性不仅会失去风险的变动信息而且会造成风险估计的不准确和较差的预测性。以下采用服从厚尾分布的GARCH模型来刻画证券投资基金的收益率序列的波动性,进而计算出VaR值。1.GARCH(p,q)模型一般的GARCH
10、模型可以表示为:rt=+t(7)2t=0+qi=1i2t-i+pj=1j2i-j(8)方程(7)称为均值方程,其中rt为收益率,为均值。方程(8)为方差方程,其中2t表示t在时刻t的条件方差。给定随机变量2t-1,2t-2,2t-p的值,则ht=E(t|2t-1,2t-2,2t-p),在方程中它被定义为残差滞后项的加权平方和,这与波动率的聚集效应相符合,即:t大的变化后倾向于有更大的变化,小的变化后倾向于有小的变化。其中,t为独立同分布的随机变量,ht与t互相独立,且参数满足条件:E(t)=0,D(t)=1,E(ts)=0(ts);0 0,j0,qi=1i+pj=1j 12.基于G ARCH(
11、1,1)-GED的VaR计算模型为了采用最大似然法估计GARCH模型,需要假定t服从一定的分布,一般常假定t为标准正态分布。但正态分布往往不足以反映金融数据的厚尾性,Nelson(1991)4提出用广义误差分布(GED)来刻画尖峰厚尾特性。其密度函数形式如下:f(x,v)=v2v+1v(1/v)e-12|x|y(0 v,=2-2v1v/(3v)(9)这里v是厚尾参数,广义误差分布通过对参数值v的调整可以处理不同程度的“细峰肥尾”现象。当v=2时,=1,广义误差分布即为标准正态分布;当v 2时,其尾部较正态更薄。大量的实证表明,GARCH(1,1)模型能很好地刻画大部分金融时间序列5。若假设扰动
12、t服从自由度为v的一般化误差分布时,自由度v的下限为0,且如果v 1,则无条件方差将不存在。然而与正态分布相比较,服从GED分布的GARCH(1,1)模型中的参数、t和v的极大似然估计无显式的分析表达式,其似然函数的极大化只能用数值化的方式实现。以上的GARCH模型会产生一个标准差序列122007年第3期(总第147期)胡宗义,张杰:我国开放式基金业绩评价的实证研究基于VaR的业绩评价方法与三大经典评价方法的比较分析 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/t,
13、可以据此估计出标准差的期望值?,然后根据下面公式计算出VaR值:VaR=-+?F-1()(10)先用每日收益率序列估计模型计算出时间间隔为每日的V aR值,再根据下式计算出时间间隔为每月的V aR值:V aR月=30V aR日(11)三、我国开放式基金业绩评价的实证研究(一)研究样本与数据的选取文中的研究样本为2002年12月后上市的17只开放式基金,采用数据为这些基金的每日净值和分红数据,业绩评价的时间范围从2003年1月1日到2005年1月1日。数据来自上海财华信息技术服务公司()制作的基金数据库。基金的日收益率由下面的方法计算:Rpt=L N(NAVt+DtNAVt-1)(12)式中Rp
14、t为基金在t日的收益率,NAVt为第t日的基金净资产,Dt为基金在t日的现金分红。(二)评价基准的构造和选取本文的基准组合构造如下:基准组合的40%随上海A股变动,40%随深圳A股变动,另外20%投资于国债,由于本文选取的样本跨度2年(20032005年),所以,本文国债的收益率按2003年发行的两年期国债收益率计算,其年收益率为2.25%。则基准组合的日(或月)收益率的计算为:rm=0.4rsh+0.4rsz+0.20.225T(13)其中,rsh为上证A股指数日(或月)收益率,rsz为深证成分A股指数日(或月)收益率,T为一年的日数(365)或月数(12),0.225为现金和国债的年收益率
15、。(三)实证分析及结论1.样本基金日收益率的统计分析从表1中可以看出,17只基金的收益率均值全为正,这说明基金在样本期平均取得的日收益是正的,但标准差普遍比均值大10倍,说明日收益的变化比较剧烈。17只基金日收益率序列中只有2个序列在1%的水平下不是显著有偏的(原假设为偏度等于0),在5%的水平下全部显著有偏,而且绝大部分是右偏的,说明大的上涨比大的下跌多,标准差会高估风险。峰度统计量的 值 在4.135 1到14.722 9之间变动,它们在1%的水平下均是显著的(原假设为峰度等于3),说明样本中的肥尾性要比偏度更为突出。对于检验序列正态性的JB统计量,在1%的水平下也全部是显著的,说明日收益
16、率序列的分布不是正态的,这与前面关于偏度和峰度的检验结果一致。对样本基金的日收益率的均值方程残差序列进行ARCH效应检验发现,当q=12时得到的2检验的相伴概率P值,除华安创新外都仍小于显著性水平=0.05,即检验依然显著,表明残差序列存在高阶的ARCH效应,即收益率序列存在波动集聚性。表1 样本基金日收益率的统计分析结果检验项目 均值 标准差 偏度 峰度JB统计量ARCH华安创新0.000 3850.008 750.520 5334.729 04382.147 1318.057 2南方稳健成长0.000 4090.008 78-0.196 93 39.039 883738.813322.94
17、2 23 3华夏成长0.000 3210.008 870.649 9535.172 163129.229331.581 03国泰金鹰增长0.000 4170.008 430.392 4634.135 12338.410 2326.303 13朋华行业成长0.000 0950.009 000.614 1934.851 76399.582 2338.565 03富国动态平衡0.000 3310.007 350.623 3334.682 05388.400 3324.978 63 3易方达平稳增长0.000 5510.008 110.513 3234.715 72380.620 4324.386 2
18、3 3长盛成长价值0.000 3310.008 430.693 5835.215 463137.789332.149 03博时价值增长0.000 450.010 170.534 9034.859 14392.784 9332.605 03宝盈鸿利收益0.000 1360.009 40-0.245 143 314.722 932 776.31348.265 53大成价值增长0.000 3470.007 830.451 2134.730 06376.784 5323.887 73 3华安1800.000 0290.009 340.507 1334.021 06341.771 3325.863 83
19、 3华夏债券0.000 0210.001 40-1.040 38311.724 531 622.35385.836 03嘉实成长收益0.000 4230.008 930.483 5934.389 37357.794 2337.148 33南方宝元债券型0.000 1630.003 500.504 7435.165 883115.153338.048 93融通新蓝筹0.000 3170.007 960.295 2634.475 86350.959 0332.122 33银华优势企业0.000 2920.009 300.399 3135.201 293110.583362.495 03 注:(1)
20、3、3 3 分别表示在1%及5%的水平下显著;(2)各统计值及JB统计量用Eviews软件求得6,偏度及峰度的检验统计量用Excel软件求得。22财经理论与实践(双月刊)2007年第3期 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/2.样本基金收益和风险度量指标的计算结果与分析表2是分别用17只样本基金和市场组合的484个日收益率的数据估计GARCH(1,1)-GED模型得到的结果以及应用公式(10)和(11)计算出的VaR值,表中列出了均值()、常数项()、ARC
21、H项()、GARCH项()、自由度(v)的估计值和标准误差(Std.Error)及时间间隔为月的95%和99%两个置信水平下的VaR值。从表2的结果可看出,自由度(v值)都小于2,表明收益率序列存在严重的厚尾性;ARCH项和GARCH项的估计值在5%的水平下显著,两项值相加小于1,表明用GARCH(1,1)-GED模型是恰当的。95%置信水平下VaR的统计栏中可以看出,各偏股型基金的VaR值大都在0.07和0.08左右,都比市场组合的近0.1的VaR值要小,这说明各基金在市场下跌的时候有一定的控制收益下跌的水平,积极投资的优点再次显现;偏债型基金的VaR值要比偏股型基金小很多。特别是某些基金的
22、总风险水平不大,但VaR值却很大,如宝盈鸿利收益的标准差在偏股型基金中排在倒数第三,但VaR值却是最大的。说明这类基金控制损失的水平很低,投资者需格外谨慎。从表2的结果来看,华安180和本文构造的市场组合的收益和风险较其它基金是最为接近的,这说明本文构建的市场组合大体上是合理的。3.各业绩评价指标的统计结果分析表3列出了各业绩评价指标的计算结果和排名,业绩评价指标包括夏普指数、特雷诺指数、詹森指数和分别在95%与99%置信水平下的两个基于VaR的业绩评价指标。表4根据排名结果计算出的各指标的秩相关系数则有助于它们之间的比较。表2GARCH(1,1)-GED模型的估计结果及VaR计算值估计项目(
23、Std.Error)(Std.Error)(Std.Error)(Std.Error)V(Std.Error)95%VaR99%VaR华安创新-6.1E-09(3.1E-04)6.9E-06(3.6E-06)0.1046(0.044 5)0.816 6(0.068 7)1.105 7(0.103 3)0.078 60.130 5南方稳健成长1.0E-04(3.3E-04)4.7E-06(3.7E-06)0.094 2(0.045 4)0.841 9(0.067 4)1.217 0(0.123 9)0.069 50.113 2华夏成长-9.0E-05(3.3E-04)5.0E-06(3.2E-0
24、6)0.128 5(0.043 5)0.819 0(0.053 3)1.328 3(0.115 2)0.079 80.125 5国泰金鹰增长-1.3E-05(3.2E-04)4.0E-06(3.0E-06)0.094 3(0.039 6)0.856 8(0.052 6)1.341 7(0.134 0)0.074 90.117 9朋华行业成长-3.8E-04(3.4E-04)5.6E-06(3.8E-06)0.136 9(0.047 7)0.799 7(0.065 9)1.398 5(0.137 8)0.081 40.125 8富国动态平衡4.0E-07(3.7E-04)3.6E-06(1.6E
25、-06)0.113 4(0.044 2)0.828 9(0.055 1)1.239 5(0.115 4)0.065 80.105 9易方达平稳增长-2.6E-06(3.9E-04)3.2E-06(1.6E-06)0.089 8(0.038 8)0.866 3(0.049 4)1.217 4(0.118 0)0.071 20.115 8长盛成长价值2.6E-07(3.0E-04)4.8E-06(3.6E-06)0.127 1(0.050 6)0.815 3(0.065 8)1.199 1(0.104 4)0.072 40.117 3博时价值增长9.0E-05(3.8E-04)1.2E-05(6.
26、7E-06)0.083 3(0.042 3)0.807 2(0.089 7)1.220 4(0.111 5)0.074 50.121 1宝盈鸿利收益-1.1E-04(3.5E-04)3.1E-06(1.3E-06)0.164 3(0.053 4)0.822 9(0.045 1)1.056 9(0.076 0)0.090 30.151 4大成价值增长-1.0E-04(3.0E-04)5.1E-06(3.4E-06)0.127 9(0.049 9)0.794 5(0.066 1)1.406 9(0.124 1)0.087 30.135 2华安180-3.3E-04(3.7E-04)7.3E-06(
27、4.0E-06)0.072 4(0.036 8)0.846 9(0.067 1)1.274 2(0.130 7)0.084 40.133 4华夏债券-8.6E-09(1.3E-06)5.3E-08(3.3E-08)0.132 1(0.069 7)0.899 3(0.040 5)0.589 6(0.086 4)0.009 10.018 7嘉实成长收益-7.8E-05(3.1E-04)3.8E-06(1.8E-06)0.1074(0.040 1)0.854 4(0.045 6)1.240 1(0.116 4)0.080 40.129 2南方宝元债券型1.2E-04(1.1E-04)2.2E-07(
28、7.4E-08)0.158 7(0.047 0)0.839 8(0.035 2)1.283 8(0.124 3)0.032 20.051 3融通新蓝筹2.1E-04(3.9E-04)2.9E-06(1.3E-06)0.131 9(0.045 0)0.831 8(0.047 5)1.358 4(0.130 8)0.071 70.112 3银华优势企业-1.9E-04(3.0E-04)3.4E-06(1.8E-06)0.193 3(0.065 1)0.798 1(0.053 3)1.103 7(0.117 3)0.088 10.146 1复合指数-4.0E-04(4.3E-04)8.7E-06(4
29、.3E-06)0.076 5(0.036 0)0.852 0(0.058 0)1.369 2(0.121 3)0.097 00.150 6 注:(1)、和V三项的所有值都在5%的水平下显著;(2)各变量的估计值是应用Eviews4.1软件编程得到的7。322007年第3期(总第147期)胡宗义,张杰:我国开放式基金业绩评价的实证研究基于VaR的业绩评价方法与三大经典评价方法的比较分析 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/ 综合表3和表4的结果可以看出:(1)
30、各指标的排名结果差异不是很大,各且对第一名和最后一名的排名高度一致,17只样本基金中易方达平稳增长的业绩表现最好,华夏债券最差,其它排名各有差异。从表4排名结果的Spearman秩相关系数也可看出,各指标的排名高度相关(Spearman秩相关系数都在0.9以上),且两个基于VaR的指标和夏普指数的排名相关性要大一些,但又不是完全相关,一方面由于VaR和标准差都是对总体风险的度量,基于VaR的指标大体上保持了夏普指数的优点又有了一定改进;另一方面又验证了基金的收益率不服从正态分布。(2)两个基于VaR的评价指标的排名结果与其它指标的排名结果相比各有一些差异,但从投资者的角度来衡量,基于VaR的评
31、价指标要更合理一些。譬如,对博时价值增长两个置信水平下的报酬-VaR比率和VM2测度给出的排名都是第二名,而夏普指数和特雷诺指数给出的排名分别是第六名和第七名。它在17只基金中平均收益率和标准差是第二大的,值最大,而VaR值在95%和99%的置信水平下分别是排在第十和第九位,属中等水平。因此,它取得很高的收益率,控制损失的水平又很好,对投资者来说买这样的基金平时很赚钱,市场不好时也不会亏很多,给第二名的排名理所当然。相对于华安创新,月平均收益率比博时价值增长低0.1%,VaR值还比它大,特雷诺指数给华安创新的排名为第二,比博时价值增长高。表3 各业绩评价指标的计算结果和排名业绩评价指标夏普指数
32、排名特雷诺指数排名詹森指数排名RV比率(95%)排名RV比率(99%)排名VM2测度(95%)VM2测度(99%)华安创新0.154 750.011 420.006 860.077 160.046 870.008 80.008 3南方稳健成长0.164 120.010 550.007 550.094 230.058 330.010 50.010 1华夏成长0.112 3100.006 7110.005 790.059 6110.038 2110.007 10.007 0国泰金鹰增长0.163 530.010 630.007 730.090 840.058 140.010 20.010 0朋华行
33、业成长0.009 7150.000 7150.001 1150.004 8150.003 2150.001 70.001 7富国动态平衡0.142 570.009 190.005 880.075 470.047 360.008 60.008 4易方达平稳增长0.232 310.015 710.010 210.129 710.080 410.014 00.013 4长盛成长价值0.137 480.009 760.005 6110.066 980.041 680.007 80.007 5博时价值增长0.154 160.009 470.008 320.097 220.060 320.010 80.0
34、10 4宝盈鸿利收益0.036 4140.002 8140.002 0130.015 4140.009 2140.002 70.002 6大成价值增长0.128 590.009 380.006 070.059 8100.038 9100.007 10.007 1华安180-0.027 917-0.001 717-0.000 317-0.01317-0.00817-0.000 1-0.000华夏债券-0.121 018-0.007 618-0.001 118-0.11918-0.06318-0.010 5-0.008嘉实成长收益0.160 640.010 840.007 740.084 150.
35、052 850.009 50.009 2南方宝元债券型0.096 4120.006 5130.001 9140.047 5120.030 4120.005 90.005 8融通新蓝筹0.107 2110.006 8100.005 4120.063 090.040 590.007 40.007 4银华优势企业0.088 6130.006 6120.005 0130.047 6130.028 9130.005 90.005 6市场组合-0.026 716-0.001 2160.000 016-0.01216-0.008160.000 00.000 0 注:同一置信水平下的报酬-VaR比率和VM2测
36、度的排名结果完全一致,故表中省去VM2测度的排名结果。表4 各业绩评价指标排名结果的Spearman秩相关系数业绩评价指标夏普指数特雷诺指数詹森指数RV比率(95%)RV比率(99%)VM2测度(95%)VM2测度(99%)夏普指数1.000 00.967 00.988 60.973 20.969 00.973 20.969 0特雷诺指数0.967 01.000 00.918 50.936 00.921 60.936 00.921 6詹森指数0.988 60.918 51.000 00.955 60.951 50.955 60.921 6RV比率(95%)0.973 20.936 00.955
37、 61.000 00.997 91.000 00.997 9RV比率(99%)0.969 00.921 60.951 50.997 91.000 00.997 90.997 9VM2测度(95%)0.973 20.936 00.955 61.000 00.997 91.000 00.997 9VM2测度(99%)0.969 00.921 60.921 60.997 90.997 90.997 91.000 0 注:Spearman秩相关系数是对排序相关性的一种度量,此表中的值是用Excel软件根据S pearman秩相关系数的公式计算得出。报酬-VaR比率(或VM2测度)在两个不同置信水平下的
38、排名结果几乎一样,一方面说明样本基金根据GARCH-GED模型来计算VaR,排除了极端值的影响,效果较好;另一方面说明只要采用好的VaR计算模型,置信水平的选择不会成为基于VaR的评价指标很大的缺点。(3)除华安180和华夏证券外各基金VM2测度值均为正值,VM2测度是指各基金的VaR值调整到和市场组合一样时应有的42财经理论与实践(双月刊)2007年第3期 1994-2010 China Academic Journal Electronic Publishing House.All rights reserved.http:/收益和市场组合的收益的差值,这说明大部分的基金取得了超过市场的业
39、绩。市场组合的VM2测度值为零,这说明此指标是正确按其构建原理构建的。但各基金取正值的VM2测度都很大,这主要是由于市场组合的收益率太低而VaR值太高所致,而根据理论市场组合应是有效组合,如此多的基金VM2测度值为比较大的正值只能说明本文采用的市场组合可能是无效的,代表超额收益的詹森指数值很大也说明了这一问题。但根据上证180指数进行消极投资的华安180的表现来看,本文的基金评价的基准组合又是合理的。因此,合理的解释是我国开放式基金整体上战胜了市场。四、结 论综上,可以得到以下结论:(1)我国开放式基金的收益率序列存在右偏性、尖峰肥尾性和波动聚集性,而且这些特性的表现都比较突出;应用GARCH
40、(1,1)-GED模型刻画我国开放式基金的收益率序列的波动性并以此计算VaR是较恰当的。(2)从投资者注重下跌风险的角度来看,基于VaR的基金业绩评价指标相对于三大经典指标有其明显的应用优势。这些指标都至少克服了以收益率为标准的业绩评价的缺陷,克服了不同风险的组合之间进行业绩比较的困难,从理论上说采用任意一个评价指标都可以用来比较基金的业绩。但是,这些评价指标本身是从不同角度选择不同的风险指标建立起来的,因此,各个指标之间的评价结果经常不一致。由于每个测度指标各有优缺点,很难说哪一个是最佳的。它们对不同基金绩效评价结果的不一致性,一定程度上影响了基金绩效评价的可信度,但这并不矛盾,因为,不同的
41、结论可能适合于不同的投资者,投资者可根据自己风险偏好选择测度指标作为投资参考。(3)以本文构造的市场基准来衡量,我国开放式基金在2003和2004年整体上战胜了市场。开放式基金在一开始就体现出了它的先进性,发挥了它专业理财、理性投资、进出便利和规模经济效应的优势,相信在不久的将来会成为我国投资者进行金融投资的主要方式。参考文献:1 Alexander G.J,Baptista M.A.Economic Implications of Using aMean2VaR Model for Portfolio Selection:A Comparison withMean2Variance Anal
42、ysis J.Journal of Economic Dynamics andControl,2002,(6):36-53.2 Modigliani Franco,Leach Modigliani.Risk2Adjusted PerformanceJ.Journal of Portfolio Management,1997,(winter):320-338.3谢赤,熊一鹏.深圳股票市场多标度分形特征研究J.财经理论与实践,2005,(1).4 Nelson,D.Conditional heterosked asticity in asset returns:a newapproachJ.Eco
43、nometrica,1991,(59):347-370.5 Hamilton,D.Time Series AnalysisM.Princeton:Princeton Uni2versity Press,1994.6易丹辉.数据分析与Eviews应用M.北京:中国统计出版社,2002.Empirical Research on Performance Evaluation of Open Styled Fundsin Our CountryComparative Analysis of the PerformanceEvaluation Method Based on VaRand the Th
44、ree Classical MethodsHU Zong2yi,ZHANGJie(School of Statistics,Hunan University,Changsha,Hunan410079,China)Abstract:According to modern investment theory,only the yield is adjusted by the risk can it betaken as the foundation on which the performancesof mutual funds are compared.So the core of mutu2a
45、l fundsperformance evaluation should be to measure the risk accurately.Through the comparativeanalysis of using the method based on VaR and the three classical methods to appraise open styledfundsperformance in our country,it finds that the fundsperformance evaluation indexes based onVaR have more o
46、bvious application advantages to the three classical indexes when investors pay atten2tion to the“Downside Risk”.And investors now have one more evaluation index which can accordwith ones own of risk partiality as investment reference.Key words:VaR;Security Investment Fund;Performance Evaluation522007年第3期(总第147期)胡宗义,张杰:我国开放式基金业绩评价的实证研究基于VaR的业绩评价方法与三大经典评价方法的比较分析