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一、封閉式基金和開放式基金的定義
證券投資基金（以下簡稱基金）是指一種利益共享、風險共擔的集合證券投資方式，即通過 發行基金單位，集中投資者的資金，由基金托管人托管，由基金管理人管理和運用資金，從 事股票、債券等 金融 工具的投資，并將投資收益按基金投資者的投資比例進行分配的一種間 接投資方式。
按是否可自由贖回和基金規模是否固定，基金可分為封閉式基金和開放式基金。封閉式基金 是指經核準的基金份額總額在基金合同期限內固定不變，基金份額可以在依法設立的證券交 易場所交易，但基金份額持有人不得申請贖回的基金。由于封閉式基金在封閉期內不能追加 申購或贖回，投資者只能通過證券經紀商在二級市場上進行基金的買賣。封閉式基金的期限 是指基金的存續期，即基金從成立起到終止之間的時間。根據《中華人民共和國證券投資基 金法》的規定，封閉式基金合同到期有3種處理方式：第一，封閉式基金轉化為開放式基金 ；第二，可以按照《基金法》第66條的規定，延長基金合同期限；第三，按基金合同的約定 進行清盤。截止到2007年底，我國目前已到期的封閉式基金都采用了第一種到期處理方式， 全部轉型為開放式基金。
開放式基金是指基金份額總額不固定，基金份額可以在基金合同約定的時間和場所申購或贖 回的基金。為了滿足投資者贖回資金、實現變現的要求，開放式基金一般都要從所籌資金中 撥出一定比例，以現金形式保持這部分資產。這雖然會影響基金的盈利水平，但作為開放式 基金來說是必需的。
二、封閉式基金和開放式基金性質對比分析
1.期限不同。封閉式基金有固定的期限，存續期通常在5年以上，一般為10年到15年時間， 經受益人大會通過并經證券主管部門同意可以適當延長期限。開放式基金沒有固定期限，投 資者可隨時向基金管理人贖回基金份額，若大量贖回后基金份額規模低于 法律 規定的最低規 模，開放式基金會被要求清盤。
2.發行規模限制不同。封閉式基金的基金規模是固定的，在封閉期限內未經法定程序認可不 能增加發行。開放式基金沒有發行規模限制，投資者可隨時提出申購或贖回申請，基金規模 隨之增加或減少。
3.基金份額交易方式不同。封閉式基金的基金份額在封閉期限內不能贖回，持有人只能在證 券交易場所出售給第三者，其交易在投資者之間完成。開放式基金的投資者在首次發行結束 一段時間后，可隨時向基金管理人或其機構提出申購或贖回申請，絕大多數開放式基金 不上市交易，開放式基金的交易在投資者與基金管理人或其機構之間進行。
4.基金份額的交易價格 計算 標準不同。封閉式基金和開放式基金的基金份額除了首次發行價 都是按面值加一定百分比的購買費計算外，以后的交易計價方式不同。封閉式基金的買賣價 格受市場供求關系的影響，常出現折價交易現象，其價格并不必然反映單位基金份額的凈資 產值。開放式基金的交易價格則取決于每一基金份額凈資產值的大小，其申購價一般是單位 份額凈資產值加一定比例的購買費，贖回價是單位份額凈資產值減一定比例的贖回費，其交 易價格不受市場供求影響。
5.基金份額凈資產值公布的時間不同。封閉式基金一般每周或更長時間公布一次份額凈資產 值，而開放式基金一般是每個交易日連續公布。
6.投資策略不同。封閉式基金在封閉期內基金規模不會減少，因此可進行長期投資，基金資 產的投資組合能有效地在預定計劃內進行。開放式基金因基金份額可隨時贖回，為應付投資 者隨時贖現，所募集的資金不能全部用來進行投資，更不能把全部資金用于長期投資， 必需保持基金資產的流動性，在投資組合中需保留一部分現金和高流動性的金融資產。
三、封閉式基金和開放式基金特征對比分析
封閉式基金和開放式基金是基金管理公司提供的兩類間接投資工具，它們都具有集合投資、 分散風險、專家理財的特點，但在金融產品的交易成本、流動性、風險特征方面它們是有明 顯區別的：
1.交易成本不同。封閉式基金只能在證券交易所上市交易，和股票的買賣交易不同，封閉式 基金的交易無需繳納印花稅，只需繳納最高0.3％的交易傭金，進出一個來回最高只需支付0 .6％的交易成本。投資者申購、贖回開放式基金是以基金管理公司為交易對手的，一般情況 下開放式基金的申購需要繳納1.5％的申購手續費，開放式基金的贖回需要繳納0.5％的贖回 手續費，申購、贖回一個來回投資者需要支付2％的交易成本。由此可見，封閉式基金的交 易成本明顯低于開放式基金。
2.流動性不同。封閉式基金和股票一樣是實行t＋1交易制度的。投資者當天買入封閉式基金 ，基金份額當晚過戶到投資者賬戶，次日即可出售已購入的基金份額。當天出售的封閉式基 金其成交金額雖然次日才能提現，但賣出委托確定成交后其成交金額可立即用于購買其它證 券。開放式基金的份額在投資者有效提交申購指令后t+2日入賬，即當日申購某只開放式基 金，申購日后的第2日其份額才能入賬，其份額才能拋售。投資者贖回開放式基金，其資金 到賬時間也比較遲，一般需要4～7個工作日。由此可見，封閉式基金份額入賬的時間和資金 到賬的時間明顯快于開放式基金，其流動性明顯更強一些。
3.風險不同。根據一般封閉式基金的基金合同，封閉式基金至少要保證20％的債券投資比例 ，其投資股票的比例最高只能達到80％。而一般開放式基金的基金合同規定，開放式基金只 需要保證5％的債券投資比例，其投資股票的比例最高可以達到95％。股票是高風險的投資 工具，股票的投資比例越高，投資者的投資風險越大。由于封閉式基金的股票投資比例略低 ，其投資風險也略低于開放式基金。
四、封閉式基金和開放式基金投資績效對比分析
由于封閉式基金的股票投資比例略低，從理論上來講，封閉式基金的投資收益要遜色于開放 式基金。但是由于受諸多因素的影響，封閉式基金無論是在我國證券市場還是在西方成熟證 券市場，封閉式基金都存在廣泛的折價交易現象。封閉式基金的交易價格一定程度上低于其 單位凈資產值。由于我國封閉式基金到期一般都采用封轉開的處置方式，如果投資者以折價 的價格買入封閉式基金，然后一直持有到期，封閉式基金的投資者可 自然 獲取交易價格向其 凈資產值回歸的差價收益。如果考慮這部分差價收益，封閉式基金的投資收益可以和開放式 基金相媲美。
筆者對2007年年底前19只封轉開基金的收益情況進行了實證分析，該實證分析建立在以下假 設基礎上：（1）封閉式基金和開放式基金的投資起始日都是2005年12月31日；（2）封閉式 基金和開放式基金的投資都是長期投資，即封閉式基金購入后一直持有至退市日或份額轉換 日；（3）由于封閉式基金是股票型基金，所以可以直接將封閉式基金的收益率和股票型開 放式基金的收益率進行對比；（4）不考慮封閉式基金的交易手續費，也不考慮開放式基金 的申購、贖回手續費。實證分析的結論如下：
1.如果在封轉開基金的退市日出售封閉式基 金，19只基金中除了基金興業、基金同智、基金 裕元、基金金鼎之外，其余15只封閉式基金的投資收益率都超過了同期所有股票型開放式基 金的平均收益率。而基金興業、基金同智的收益率較低是有原因的，因為這兩只基金的封轉 開沒有先例可循，它們在封轉開之前股票倉位比股票型開放式基金明顯要低，較低的股票倉 位直接導致了較低的投資收益率。
2.如果將封轉開基金持有至基金份額轉換日（封閉式基金份額轉換為開放式基金份額的日期 ，一般按封閉式基金的單位凈資產值轉換，如當天單位凈值為3.6690元，1份封閉式基金可 轉換為3.6690份開放式基金），19只基金中除了基金興業、基金裕元之外，其余17只封閉式 基金的投資收益率都超過了同期所有股票型開放式基金的平均收益率。
3.總體來看，隨著時間的延續，封轉開時間越遲的基金其投資收益率越是高于同期所有股票 型開放式基金的平均收益率。比如：基金興業2006年8月8日終止上市時，其投資收益率30.6 9％，低于同期所有股票型開放式基金的平均收益率14個百分點；基金普華2007年4月24日終 止上市時，其投資收益率251.49％，高于同期所有股票型開放式基金的平均收益率74個百分 點；等到基金興安2007年11月21日終止上市時，其投資收益率414.07％，高于同期所有股票 型開放式基金的平均收益率151個百分點，封閉式基金和股票型開放式基金投資收益率的差 距越拉越大。
4.封轉開基金持有至基金份額轉換日的平均收益率為266.77％，持有至退市日的平均收益率 為234.46％，封轉開基金持有至基金份額轉換日的平均收益率要高出32個百分點，雖然這里 面有12個百分點要歸功于大盤的上漲（同期股票型開放式基金的平均收益率提高了12個百分 點），但是還有20個百分點的收益率要歸功于封閉式基金市場價格向其凈資產值的回歸，因 為封閉式基金是按照基金的單位凈資產值轉換為開放式基金的。
綜上所述，封閉式基金和開放式基金相比，其交易成本低，流動性強，風險低，由于封閉式 基金折價的存在，長期投資封閉式基金不但可以獲取指數上漲帶來的封基價格上漲收益，還 可以獲取其價格向其凈資產值回歸的收益，其總收益大體高于同期股票型開放式基金的收益 ，所以封閉式基金的投資價值要更勝股票型開放式基金一籌。封閉式基金更值得廣大投資者 投資。
中圖分類號：F832.48 文獻標識碼：A
文章編號：1005-913X（2015）05-0209-04
證券投資基金的業績評價研究在國外始于20世紀五六十年代，從最初基于收益率的指標，經過學者們的研究改進，出現了更多適用性更強的指標與模型，隨著理論的不斷完善，也催生了一批專業的業績評價機構。西方學者在現資理論的基礎上衍生出的考慮風險的業績評價指標和體系，主要代表是特雷諾指數、夏普比率和詹森指數。
1965年，Treynor提出特雷諾指數――假設共同基金資產組合的非系統風險被組合完全分散化解，表示基金單位風險的收益。特雷諾指數的結果越大，說明共同基金在非系統性風險分散的情況下業績越好。1966年，William F?Sharpe對美國開放式共同基金進行了研究。Sharpe提出將基金的收益率和無風險收益率的差與基金總風險的比值作為衡量基金業績的指標，即Sharpe比率。相比特雷諾指數，Sharpe比率考慮了基金的非系統風險和系統風險。Michael C?Jensen在1968年提出Jensen指數，假設基金的系統風險與市場基準的系統性風險基本一樣，以基金收益率與市場基準收益率的差值作為衡量基金業績的指標，即Jensen指數。當Jensen指數大于零，說明基金取得超過市場基準的收益率，反之則表明沒有跑贏市場基準。Jensen指數在研究基金績效方面得到了廣泛的應用。
我國基金誕生較晚，國內學者對基金業績的關注也不是很多，基本上是在借鑒國外的研究方法的基礎上對國內的基金進行研究。目前來說，基金業績評價的主流方法也就是國外三大比較成熟指標。
一、一般收益指標和風險指標
在最開始衡量基金績效的時候，一般采用的是基金的凈值收益率?；饍糁凳找媛适侵冈谝欢〞r期內基金資產凈值的收益與原來資產凈值的比率，基金凈值收益率越高，基金的業績越好?；饍糁凳找媛蕿椋?/p>
R=×100% 公式說明：R，基金凈值增長率；NAVt，NAVt-1，期末期初基金單位凈值；D，單位基金分紅。
在考查風險的指標中，一般常用的就是標準差，β系數。
標準差是衡量基金業績收益率相對于基金業績平均收益率偏差的指標?；鸬氖找媛什▌釉酱螅f明基金的業績越不穩定。標準差越大，基金凈值可能變動的幅度就越大，投資風險就越高。樣本基金的標準差計算公式為：
σp=，n為樣本總數，Rp為樣本基金的區間增長率，為樣本基金在整個區間段內增長率的均值。
β系數，衡量基金收益相對于基準收益的總體波動性，是一個相對指標。β系數越高，基金相對于業績基準的波動性越大，風險就越大。β系數大于1，則基金的收益波動性大于基準收益的波動性。如果β系數等于1，基金波動性就與基準相同，相當于基準組合的復制。β系數小于1，基金收益波動比基準小。β系數的計算公式為：
β= Cov（RR）=
σ2=
Cov（RR）為Rp和Rm的協方差；σ2為Rm的方差；n為樣本總數；Rp為樣本基金的區間增長率；R為樣本基金在整個區間段內增長率的均值；Rm為基準收益率；Rm為基準收益率均值。
二、風險調整績效指標
一般收益和風險指標是單獨的衡量基金的業績和風險，并不能合二為一直觀的反應基金的基于風險的收益情況。在現資組合理論以及CAPM模型的基礎上，西方學者相繼提出三大風險調整指標，為以后基金業績的評價開創了道路。
第一個風險調整收益指標是由特雷諾在1965年提出的，表示基金份額系統風險的超額收益率。特雷諾指數越大，基金的績效表現越好。用公式可表示為：
T= T，樣本基金的特雷諾指數；R，樣本基金的平均收益率；Rf為平均無風險利率；β為樣本基金的系統風險。
夏普指數是由威廉?夏普在1966 年提出的。夏普指數以標準差作為基金風險的衡量指標，給出了基金份額標準差的超額收益率。夏普指數越大，基金的績效表現越好。用公式可表示為：
S= S為樣本基金的夏普比率；，樣本基金的平均收益率；Rf為平均無風險利率；σ為樣本基金的標準差。
詹森指數是詹森在 CAPM 模型基礎上衍生的一個風險調整收益衡量指標。詹森指數表示基金業績中超過市場基準組合所獲得的超額收益。詹森指數大于 0，表明基金的業績表現優于市場基準組合，大得越多，業績越好；詹森指數小于 0，則表明基金的績效不好。用公式可為：
a=--β×（Rm-） a為樣本基金的詹森指數；R，樣本基金的平均收益率；為平均無風險利率；Rm為基準的平均收益率；β為樣本基金的系統風險。
三、實證分析基金業績指標
（一）樣本基金和時間區間的選取
論文的樣本是以2013年12月31日為時間截點，在此時點存續4年的的開放式股票型基金作為數據的初始來源。在原始數據的基礎上，將指數基金和QDII基金排除在外，最終選擇剩余184只基金里業績最好和最差的各五只基金。選擇2010年至2013年作為時間區間，這樣可以擯棄08年大跌和09年大漲的非正常市場行情。
（二）市場基準和無風險收益率
本文選取的樣本基金都是主動管理型的，投資者在日常的投資生活中評價基金業績的時候也往往說有沒有跑贏大盤，如果沒有跑贏大盤，那還不如買指數型基金。此處的大盤就是上證指數，上證指數的影響力可見一斑。在職業投資者做交易時，主要看上證指數的表現，本文出于貼近實際投資層面考慮，就以上證綜指為市場基準。
無風險收益率，國外一般以短期國債收益率為準。目前我國雖然已經建立起規模較大的債券市場，但債券市場還是不夠發達，品種也不太多，國債收益率不適合作為我國證券市場的無風險收益率。因此論文將采用一年期定期存款利率作為無風險利率，經加權計算得，數據期間的一年期無風險收益率為2.96%，按每年52周平均計算，周收益率為0.0569%。
（三）基本收益和風險指標分析
基金收益率是評價基金最基本的業績指標。一般投資者在買基金的時候會先看基金在過去一段時間的凈值和凈值增長如何。樣本基金期初和期末凈值以及收益率和排名情況如下：
從表中可以看出，排名前五的基金的收益率明顯要比最后的五只高很多。前五只基金的平均收益率為53%，排名最后的五只基金的平均收益率為-38%。從收益率來看，主動管理型基金的管理能力分化比較明顯。
在2010年到2013年期間，上證綜合指數的點位由2010年1月1日的3277.14下跌到2013年12月31日的2115.98，四年期間下跌幅度高達35.43%。按照上證綜合指數作為基準收益率，絕大部分的樣本基金跑贏了基準。作為公募基金來說，不會像私募基金一樣追求的是絕對收益，跑贏了基準就算是對得起投資者。四年期間，上證指數從三千多點到兩千多點，大環境向下，但是絕大多數主動型管理基金發揮了基金經理的主動管理能力，從這點上來說，選入樣本的基金的管理能力都還勉強可以。但是相對其他投資產品來說，總體而言，股票型基金最近幾年的業績是沒有達到投資人和社會預期的，風險和收益不成正比，不如信托、債券基金以及理財產品的收益率。
在基金公司，評估基金風險一般用凈值的回撤、換手率和標準差等，因為本文無法拿到基金的交易數據，所以無法對基金的換手率對基金業績的影響做研究。一般而言，基金收益率的β系數可以反映基金的系統風險，收益率的標準差反映基金收益的波動情況，把基金組合的系統風險和非系統風險都反映了，因此這兩個指標是反映基金風險的最重要的兩個指標。本文采用的數據，除了收益率是四年的累計結果，其他的指標都是以周為周期，包括標準差、β系數以及后文的風險調整指標。
從收益率標準差來看，并不能看出樣本基金有什么明顯的規律。這可能解釋為主動型基金的基金經理為了追求更高的回報，可以忍受基金的高波動性，但是高波動性并不能保證高的收益率，最后同樣都是相對高的波動性，但是收益卻相差很大。從基金的波動性可以看出基本上主動型的基金的波動性都比較高，收益和排名跟波動的相關性不大。但是如果高波動性并不能帶來高的收益，只能說明基金經理的主動管理能力很差。排名最后的基金――東吳行業輪動，收益率最差，而且波動性也奇高，只能說明這只基金在尋求每次調倉換股跟隨市場中各個行業行情切換的時候，并不能很好的控制好凈值的回撤，結果就是波動最高，業績也最差。
從標準差的角度來看，基本上在2010年前成立的基金的收益率的波動基本類似，并沒有之后成立的專門投資創業板的一些基金的波動大。標準差基本類似，但是最好和最差的基金的收益率相差卻比較大，這就說明基金管理人的管理能力相差高低了。
從β系數來看，業績居前的基金的β系數要比業績排名靠后的基金小一點，說明了收益率較高的基金組合相對大盤的變動沒有業績差的基金那么大，系統性風險比較小。如果跟反應基金非系統風險和系統風險的標準差做對照的話，可以看出基金業績較好的非系統風險的分散效果沒有業績差的那么好。一般來說，業績比較好的基金的整體收益是由其幾個主要的重倉股所帶動的，并不是持倉越分散基金收益就越好?；鸾浝碓趯ι鲜泄镜难芯亢蛡€人的喜好以及過往的投資經驗之上作出重倉持股的決定，可能導致的結果就是前十大持倉占基金總體的資產比重比較高，這樣就導致非系統風險比較大。
如在2013年，一些成長股，海康威視、杰瑞股份等，在2013年股價漲幅非常可觀，業績也非常好，是典型的白馬股，但是在2014年跌幅就高居市場前列，盡管這些公司的業績依舊是高增長的。又如在反腐剛開始的時候，酒類上市公司明顯受到了市場的懷疑，股價也大幅下跌，但是在過去的熊市行情中，喝酒吃藥（買酒類和醫藥板塊）一直是熊市保持收益的好方法，一些基金經理也是這樣認為并這樣持股的，尤其是以但斌為代表的“價值投資”派系，長期持有貴州茅臺、云南白藥等。在市場風向不變以及市場追捧的情況下，白馬股的估值是比較高的，但是在市場風格變換的情況下，白馬股的業績增長可能依舊，但是市場不認可的時候就會導致估值下降，股價下跌，一些觀念沒有轉變的基金經理所管理的基金就可能在這種市場風格轉變中業績欠佳。
β系數反映基金的系統風險情況，R2則直接反映基金組合的業績與大盤的相關性。作為主動管理型基金，其主動管理能力越強，R2應該越小，相反主動管理能力越弱，R2越大，R2等于1的時候就是被動的指數投資。排名前十的基金的R2的均值為0.3574，比居中的十只基金的均值0.5660小，居中的均值比排名最后的十只基金的均值0.7090小，跟基金的業績符合，說明主動型管理基金的業績越好，主動管理能力就越強，跟基準上證指數的相關度就越小。
本文采用的風險調整指標是Sharpe比率，Treynor指數，Jenson指數。樣本基金各指標如下
Sharpe比率反映的是基金收益率在系統風險和非系統風險之上的情況，比率的大小反應的是基金單位風險獲得的超額收益。Sharpe比率越高，就表明基金單位風險的超額收益越高，基金的績效就越好。因為前文已經得出樣本基金的標準差相差不大，所以Sharpe比率的排名情況基本跟凈值增長率類似，相差不大。
Treynor指數假定基金組合的非系統風險已經被組合所分散，反映的是基金單位系統風險的超額收益。從表中的排名情況來看，基本上與Sharpe比率類似，相差不大。Treynor指數所反映的樣本基金績效最好和最差的五只基金與Sharpe比率所反映的只有輕微的區別。
從Jensen指標上來看，大部分基金相對于基準實現了超額收益，與前面分析的大部分基金跑贏上證綜指基本相符。
綜合來看，風險調整指標較好的反應了基金的超額收益情況，各個指標的值越大，說明基金的風險調整收益越好，績效就越好。
考慮到A股市場上類似重慶啤酒、獐子島等黑天鵝事件頻發，一旦重倉的股票發生了黑天鵝事件，基金的凈值和規模波動就特別大，基金組合并不是很好的分散非系統風險。如2011年年末重慶啤酒疫苗門事件爆發直接導致重慶啤酒連續十個跌停，大成基金所有基金持倉超過重慶啤酒10%的總股本，旗下基金資產凈值在這次黑天鵝事件中下跌幅度非常大。由于基金公司在黑天鵝事件中并不能準確評估黑天鵝事件帶來的負面影響，黑天鵝事件本身不僅導致投資者對基金專業管理能力質疑而導致贖回基金，還可能導致基金公司估值不準而導致套利贖回，最終導致基金規?？s減。所以就風險調整指標的效果來看，Sharpe比率反映基金的績效要比Treynor指數好。
本文經對比和研究認為，在基金的幾大風險調整績效指標中，Sharpe比率最能反映基金業績經過風險調整后的績效情況，優先推薦投資者在選擇基金時采用Sharpe比率。
四、結語
開放式股票型主動型管理基金整體上可以跑贏市場，基金公司顯示出了良好的投資管理能力。大部分開放式股票型主動管理基金能夠跑贏大盤，但是從收益率上可以看出，各個基金的管理水平相差還是比較大的。
在開放式股票型主動型管理基金中，高風險與高收益不存在正向的相關關系。各基金的風險是由各個基金公司的投資風格和策略來決定的，本文實證顯示，基金的收益率標準差相差不大，說明在主動型管理基金中，風險越大，并不一定能取得更高的收益。
衡量基金績效的風險調整指標中，Sharpe比率比較全面的反應了基金單位風險的超額收益，投資者在選擇基金時，可以考慮采用Sharpe比率。
參考文獻：
[1] 張仁俊.中國證券投資基金績效評價研究[D].廣州：暨南大學，2013.
[2] 魏文志.非系統風險對開放式基金業績持續性的影響[D].上海：上海師范大學，2013.
[3] 常志偉.市場結構對基金績效的影響[D].西南財經大學，2012.
[4] 王 珊，王 鋒.我國開放式股票型基金擇時選股能力的實證研究[J].時代金融，2014（2）：80+84.
國外早期研究投資基金的文獻多集中在對基金績效的估價方面，且大部分經驗研究都認為基金的業績無法顯著超過市場指數或相應基準證券組合的收益率。在單因素模型方面，Treynor在1965年發表的題為《如何給投資基金的管理評級》的文章中，他設計了一條旨在反映基金收益與市場收益相互關系的“特征線”，用這條線的斜率反映基金收益對市場波動的敏感性，由此得到一個考慮風險因素、用于不同基金間相互比較的收益率相對指標（后被稱為特雷諾指數）。Sharpe在1966年選用34只基金樣本，通過計算它們的“風險回報率”（后被稱為夏普指數）發現基金平均風險回報率低于利用道瓊斯指數計算的市場風險回報率約0.004。Sharpe的結論再次被Jensen在1968年發表的論文《1945－1964期間共同基金業績分析》所證實，他發現相當多數的基金的α值顯著為負。自此，以Treynor、Sharpe和Jensen三個指數模型為代表，大大簡化了基金整體績效評估的復雜性，它們被得以廣泛應用并被稱為單因素整體績效評估模型。在單因素模型無法解釋按照股票特征進行分類的基金組合的收益率之間的差異時，出現了多因素模型，如Gruber運用四因素風險調整模型計算得出，1985－1994年美國基金業收益率平均比市場加權指數低0.65％。
在對我國證券投資基金進行評估時，對于評估模型的選擇還要從我國證券市場的現狀和特點出發。Markowitz模型在其假設中隱含了要求證券市場具備強型效率，但我國證券市場與強型效率市場相差較遠，而Sharpe、Jensen等單因素模型和多因素模型本身在其假設中對市場效率沒有提出過分要求。盡管單因素與多因素模型的假設與實際情況有出入，但只要盡可能將主要因素納入，模型就會貼近市場，造成的績效誤差就會越小。至于在實證時是選擇單因素模型還是多因素模型，國內學者進行了相關研究，結果表明，單因素和多因素模型對當前中國股市都有一定的適應性，但后者的擬合優度較好，應用難度也較大，因素的選擇受個人主觀判斷的影響。對當前我國基金績效的評估選擇單因素模型比多因素模型更為適宜一些?；谝陨戏治?，本文采用單因數整體績效評估模型對我國12只證券投資基金績效進行實證分析。
二、數據來源和評價指標說明
1、樣本選取。本文選取2000年12月30日前在上海證券交易所上市發行的12只封閉式基金，即基金安順、金鑫、漢興、興和、金泰、泰和、安信、興華、普潤、興業、同德、漢博，其中前四只規模為30億元，中間四只為20億元，最后四只為5億元，研究時段從2003年1月到2004年3月。本文采用的基金數據為2003年1月到2004年3月的月實際收益率（15個月），基金月實際收益率的計算方法：
式中Rp,t為基金在t月的收益率，NAVt為第t月末的基金凈資產，Dt為基金在t月的現金分紅。數據主要來源于證券之星（）、《中國證券報》公布的基金累計單位凈資產值和華夏福星行情分析系統。
2、市場組合的選擇和無風險收益率的確定。一般而言，一個市場指數可以代替市場組合，但由于我國滬、深兩市的指數是分開計算的，而證券投資基金的股票或債券組合卻包含了滬深兩市上的股票和債券，此外，根據《證券投資基金管理暫行辦法》的規定，證券投資基金投資于國債的資產比例不得低于20％。因而，無論用上證指數或深圳股指作為市場組合都不適當。本文擬用一個涵蓋兩市和國債的市場組合，其中40％隨滬市變動，40％隨深市變動，20％按年收益率4％投資于國債，即有：
式中Rm,t為市場組合月收益率，RHm,t為上證綜合指數月收益率，RSm,t為深圳成分指數月收益率。
對于無風險利率，國外通常用一年期的國債利率或銀行同業拆借利率來代替，但由于我國尚未實現利率市場化，且債券市場不發達，品種單一，從而本文將用同期一年期的定期儲蓄存款利率（1.98％，利息稅忽略不計）來代替無風險利率，并將之折現成月收益率。
3、投資績效指標說明
（1）Treynor指數。Treynor指數是以單位系統風險作為基金績效評估指標的，給出了單位風險的超額收益。計算公式為：Ti=(Ri－Rf)/βι，其中，Ti為Treynor績效指標，R為i基金在樣本期內的平均收益率，Rf為樣本期內的平均無風險收益率。Ri－Rf為i基金在樣本期內的平均風險溢酬，βι是i基金的β系數。較大的Treynor指數意味著較好的績效。
（2）Sharpe指數。Sharpe指數把資本線作為評估的標準，它是在對總風險進行調整基礎上的基金績效評估方式。計算公式為：Si=(Ri－Rf)/σi，式中Si是Sharpe績效指標，σi為i基金收益率的標準差，即總風險。
（3）Jensen指數。Jensen指數是建立在CAPM測算基礎上的資產組合的平均收益，其結果為資產組合的α值，計算公式為：a=(Ri－Rf)－βi(Rm－Rf)，其中α是i基金與市場無關的平均回報率。若α顯著為正，說明基金的績效優于市場；反之，則劣于市場。若α不顯著異于0，基金管理人員可根據風險調整投資組合。
Treynor和Sharpe指數均為相對績效度量方法，能反映基金經理的市場調整能力，Jensen指數為絕對績效度量方法，表示在完全相同的風險水平下，基金經理對證券價格的準確判斷能力。Treynor指數只考慮了系統風險，而Sharpe指數同時考慮了系統風險和非系統風險，即總風險。Jensen指數只反映了收益率系統風險因子之間的關系，若非系統風險并未完全消除，Jensen指數可能給出錯誤信息。
三、實證分析結果
在樣本期內，市場組合的平均收益率為0.0161，標準差為0.0348。從表1可以看出，12只基金中，在樣本期內平均收益率為負數的只有基金普潤，這說明中國證券業的整體績效有所提高；高于市場組合收益率的只有基金金鑫、漢興、漢博，這說明超過市場組合的基金畢竟是少數，而且這三只基金收益率的標準差高于市場組合的標準差。在所有的樣本基金中，多數基金（7只）的風險低于市場組合，基金普潤的標準差最大，說明其在樣本期間的收益率波動最大；基金安信的標準差最小，說明其在樣本期間的收益率波動最小。
β系數是用來測度市場風險的，或者說它是風險的相對測度，即個別資產相對于市場證券組合的測度。β系數是基金i對市場證券回報的回歸直線的斜率，它表明當市場證券組合的回報每增加1％時，基金i回報預期增加的數量。?系數較大風險較大。β系數>1時，表明基金i的回報波動可能性加大。在表1中，基金普潤、興業、漢博的β系數大于1，說明市場組合每變化1％，這三只基金的回報將平均變化大于1％。大多數基金的?系數分布在0.54－0.85之間，說明各基金管理人在樣本期間的運作總體上趨于穩健和保守，表現為各基金的系統風險均普遍低于大盤。
從表2來看，在所選取的12只基金中，只有基金普潤的Treynor指數和Sharpe指數為負，說明其業績是最差的，而基金泰和的Treynor指數和Sharpe指數都是最大的，說明其業績相對最好?；鹌諠櫟腟harpe指數為負，這是因為它的平均收益率為負值。α值是某一時期的真實平均超額回報和已賺取的風險報酬之差，12只基金中有四只基金即安順、安信、普潤和興業的α值為負，表明這些基金的業績是劣于市場的，尤其是普潤的α值顯著為負，說明基金具有較強的投機性，只追求高風險帶來的高收益而不關心資本的時間價值，這與其它幾個指標得出的結論基本相似。
Lee、Shleifer和Thaler（以下簡稱LST）把DSSW的投資者情緒模型應用到封閉式基金研究中，由于噪聲交易者對封閉式基金不可預期的未來的情緒變化是針對封閉式基金的證券組合，是系統性的，因而可以把它看作是市場上噪聲交易者風險的平均指標。LST的研究不但指出封閉式基金折價的變化反映了投資者情緒的變化，還間接指出一種測量噪聲交易者風險的方法，利用此方法，LST得到如下模型：
R=α+a*ΔD+β*RM+ε
其中R表示證券組合收益，ΔD表示封閉式基金折價率的變化，RM表示市場收益，RM前的系數β為組合的Beta值，表示市場風險。此模型從直觀上解釋就是噪聲交易者的存在影響了組合的收益。模型的創新之處在于用可以直接觀測的表示封閉式基金折價率變化的ΔD量化了噪聲交易者風險因子。
噪聲交易者風險普遍存在于市場中，但并不是所有證券組合都受到相同程度的影響。因為當理性投資者發現噪聲交易者的交易行為使得證券價格嚴重偏離內在價值時，理性投資者會采取與噪聲交易者相反的操作，使得證券價格迅速回復。這種回復過程取決于理性投資者與噪聲交易者之間力量的對比。LST把機構投資者歸入理性投資者，個人投資者中大部分歸為噪聲交易者，因此對于機構投資者集中的大市值股票而言，它們的噪聲交易者風險小，小市值股票則個人投資者集中，噪聲交易者風險大。
實證檢驗
（一）數據和變量描述
本文的樣本數據包括自1999年1月至2008年2月滬市和深市共56支封閉式基金的月末凈值、收盤價和基金份額，這其中包括集中在2006至2007年轉換為封轉開的22支基金轉換前的數據。計算可得整個市場上封閉式基金折價率的加權平均值——加權平均折價率指數VWD（Value-WeightedIndexofDiscount）及其變化率ΔVWD，權重為基金資產t時刻凈值。
表1是加權平均折價率指數與其一階差分的描述性統計量。統計結果顯示，平均而言，1998年1月到2008年2月期間，我國封閉式基金折價率為19.8%，標準差達到13.5%，月度折價率平均變化0.15%，但變化的標準差極大，達到5%，最大的一個月折價率變化達到22%。這比國外10%（Weiss，1998）左右的折價率要高得多，這表明我國證券市場上噪聲交易者風險要大于國外，離成熟的證券市場還有很長的一段距離要走。（二）折價變動與證券組合收益
根據投資者情緒模型，因為小市值股票的持有者中個人投資者所占比例要高于大市值股票，而個人投資者有相當部分的非理性的噪聲交易者，容易受到市場傳言的左右，對股票的內在價值沒有正確的判斷，過于悲觀或過于樂觀的情緒驅使著他們的交易行為。因此，小市值股票比大市值股票有更多的噪聲交易者風險。對我國而言，股權分置改革完成前，股票市場流通股和非流通股的差別使得總市值小的股票不一定比總市值大的股票有更多的噪聲交易者風險，流通市值的大小才是決定因素。本文把上證A股和深證A股按照年初股票流通市值進行排序，按順序從小到大分成十組。規模最小的前10%為第一組，接下來的10%-20%為第二組，一直到規模最大10%的為第十組，得到十個不同市值規模證券組合的加權平均收益率如下：
表2展示了按照流通市值排序得到的十個證券組合月度加權平均收益率對封閉式基金折價率月度變化ΔVWD和上證A股與深證A股月度加權平均收益率的回歸結果。
根據CAPM理論，RM的系數就是各個組合的Beta值，所有組合的Beta值都在1的附近，并且隨著組合股票市值的增大而單調遞減。在10%的置信度下，組合1、2、6中ΔVWD的回歸系數都是顯著的，組合7和組合8在5%的置信水平下顯著，流通市值最大的組合9和組合10甚至在置信水平1%的情況下仍然顯著。ΔVWD的回歸系數在組合1-10之間近似單調遞增，并且在組合10的回歸模型中變為正數。
本文再仔細考察一下ΔVWD系數所表示的意義。對于組合1來說，封閉式基金折價率下降1個百分點會引起組合月收益率增加0.16個百分點，因為ΔVWD在本文所研究的1999年到2008年這段時間絕對值的中位數是0.0234(2.34個百分點)，這意味著封閉式基金折價率的變化平均會引起組合1收益率0.57(0.16*2.34)個百分點的變化。因為組合1在1999年到2008年期間月收益率絕對值的中位數為5.57%，所以封閉式基金折價率的變化解釋了6.72%(0.37/5.57)的組合1的收益率變化，即噪聲投資者風險解釋了流通市值規模最小的組合收益率變化的6.72%。因此，在通常意義上來說，即使在考慮了市場整體的影響后，封閉式基金折價率的變化也能夠解釋7%左右的規模最小組合收益率變化。對于組合2至組合9來說也有同樣的結果，只不過關系強弱不同。對于組合10來說，它的收益率絕對值的中位數為4.4%，因此對于組合10，折價率的變化解釋了組合10收益率10.91%的變化(0.2053*2.34/4.4)，不過組合10變化的方向與前面9個組合變化方向相反。
結論
投資者情緒是影響我國證券市場上股票收益的重要風險因素。作為反映投資者情緒的指標，當封閉式基金折價率變小時，投資者似乎確實更加樂觀，噪聲交易者會盲目跟蹤市場熱點，認為大市值股票的收益在牛市中不再吸引人而賣出手中的大盤股，買入中小盤股。從而使得規模最大的10%的公司的股票反而在牛市中表現平平，因為規模最大的前10%的股票的流通市值已經占到滬深A股市值的60%以上，因此可以說，除去這部分股票，其他的90%的股票都是中小盤股。同樣，當折價率變大，投資者情緒悲觀時，噪聲交易者又會買入更加保險的大盤股，從而使得這些股票價格上升，收益率提高。
我國封閉式基金的折價率和折價率的波動水平都顯著大于國外相應數據，這表明我國證券市場噪聲交易者風險偏大。由于機構投資者還未能在我國證券市場發揮與國外同樣的穩定市場的作用，因此，散戶的炒作和投機行為引起的封閉式基金折價幅度也就更大，波動也更加劇烈。對于我國封閉式基金來說，機構投資的力量雖然一直在增長，但實際上最有實力的機構投資者國有企業和政府在整個封閉式基金發展的歷程中都是扮演一個消極的角色，政府和國有企業不能減少持有的股份，也沒有很強的意愿去增持股份，因此機構投資者不能起到弱化噪聲交易者盲目交易帶來風險的作用，相反越多的個人投資者和閑散資金進入股市，加劇了噪聲交易者風險，使得封閉式基金折價率與小盤股收益的正相關關系更加明顯。
論文關鍵詞：噪聲交易者風險封閉式基金折價率證券組合收益
論文摘要：本文利用封閉式基金折價率測算我國股票市場噪音交易者風險，并估算該風險對不同流通市值證券組合收益的影響程度，結論是：我國股票噪聲交易者風險與股票流通市值有顯著的相關性，流通市值小的股票易受到噪聲交易者交易行為的沖擊。
行為金融學對理性參與者假設提出質疑，把與理性參與者相對的噪聲交易者（即非理性的根據似乎是真實的實際是噪聲的信息，開展交易的群體）納入假設，解決了眾多難題，其中，破解封閉式基金折價率問題是重要成果之一。Lee，Shleifer和Thaler（1990）利用包含噪聲交易者風險的投資者情緒模型，對封閉式基金折價問題做出了解答，還為度量噪聲交易者風險提供了一種新的方法，并且發現不同市值規模的股票擁有的噪聲交易者風險有顯著差異，噪聲交易者風險對于市值最小的股票和市值最大的股票的解釋作用最為明顯。國內對于封閉式基金折價現象的研究主要集中對折價原因的解釋，王擎（2004）認為封閉式基金的折價既包含噪聲成分，也包含理性預期成分，但更主要體現噪聲交易。董超，百重恩（2006）發現折價率還受基金換手率和基金規模影響。但以折價率作為噪聲交易者風險度量來考察股票噪聲交易者風險與股票市值規模之間的關系方面，國內文獻還沒有涉及。本文利用Lee，Shleifer和Thaler提供的方法，利用封閉式基金折價率測算我國股票市場噪聲交易者風險，并估算該風險對不同流通市值證券組合收益的影響程度。
參考文獻：
1.DeLongJ.B.,A.Shleifer,L.H.Summers,andR.J.Waldmann,Noisetraderriskinfinancialmarkets[J],JournalofPoliticalEconomy98,703-738.1990
行為金融學對理性參與者假設提出質疑，把與理性參與者相對的噪聲交易者（即非理性的根據似乎是真實的實際是噪聲的信息，開展交易的群體）納入假設，解決了眾多難題，其中，破解封閉式基金折價率問題是重要成果之一。Lee，Shleifer和Thaler（1990）利用包含噪聲交易者風險的投資者情緒模型，對封閉式基金折價問題做出了解答，還為度量噪聲交易者風險提供了一種新的方法，并且發現不同市值規模的股票擁有的噪聲交易者風險有顯著差異，噪聲交易者風險對于市值最小的股票和市值最大的股票的解釋作用最為明顯。國內對于封閉式基金折價現象的研究主要集中對折價原因的解釋，王擎（2004）認為封閉式基金的折價既包含噪聲成分，也包含理性預期成分，但更主要體現噪聲交易。董超，百重恩（2006）發現折價率還受基金換手率和基金規模影響。但以折價率作為噪聲交易者風險度量來考察股票噪聲交易者風險與股票市值規模之間的關系方面，國內文獻還沒有涉及。本文利用Lee，Shleifer和Thaler提供的方法，利用封閉式基金折價率測算我國股票市場噪聲交易者風險，并估算該風險對不同流通市值證券組合收益的影響程度。
理論模型
Delong、Shleifer、Summers和Waldmann（以下簡稱DSSW）最先提出了投資者情緒模型，模型假設市場上存在兩種參與者—理性投資者和噪聲交易者，理性投資者依賴于對證券的內在價值分析交易和持有證券，噪聲交易者的交易行為則符合噪聲交易模式。由于噪聲交易者的情緒是隨機的，理性的投資者不能很好的預測這種投資情緒。因此，當理性投資者未來某一時刻出售資產時，噪聲交易者可能看空市場，引起資產價格下跌。這種下跌的可能性就是一種不同于其他市場風險的額外風險，即噪聲交易者風險。只要理性投資者想在未來某個時間出售自己手中的資產，噪聲交易者風險就像資產本身所固有的市場風險一樣影響著資產價格。因為同一種投資者情緒的波動會影響很多資產，并且不同噪聲交易者的情緒相關很強，所以這種噪聲交易者風險不能被有效分散，它像資產的系統風險一樣會在資產定價公式中有所反映。那些受到噪聲交易者風險影響的資產的收益率應該高于不受該風險影響的資產的收益率。
Lee、Shleifer和Thaler（以下簡稱LST）把DSSW的投資者情緒模型應用到封閉式基金研究中，由于噪聲交易者對封閉式基金不可預期的未來的情緒變化是針對封閉式基金的證券組合，是系統性的，因而可以把它看作是市場上噪聲交易者風險的平均指標。LST的研究不但指出封閉式基金折價的變化反映了投資者情緒的變化，還間接指出一種測量噪聲交易者風險的方法，利用此方法，LST得到如下模型：
R=α+a*ΔD+β*RM+ε
其中R表示證券組合收益，ΔD表示封閉式基金折價率的變化，RM表示市場收益，RM前的系數β為組合的Beta值，表示市場風險。此模型從直觀上解釋就是噪聲交易者的存在影響了組合的收益。模型的創新之處在于用可以直接觀測的表示封閉式基金折價率變化的ΔD量化了噪聲交易者風險因子。
噪聲交易者風險普遍存在于市場中，但并不是所有證券組合都受到相同程度的影響。因為當理性投資者發現噪聲交易者的交易行為使得證券價格嚴重偏離內在價值時，理性投資者會采取與噪聲交易者相反的操作，使得證券價格迅速回復。這種回復過程取決于理性投資者與噪聲交易者之間力量的對比。LST把機構投資者歸入理性投資者，個人投資者中大部分歸為噪聲交易者，因此對于機構投資者集中的大市值股票而言，它們的噪聲交易者風險小，小市值股票則個人投資者集中，噪聲交易者風險大。
實證檢驗
（一）數據和變量描述
本文的樣本數據包括自1999年1月至2008年2月滬市和深市共56支封閉式基金的月末凈值、收盤價和基金份額，這其中包括集中在2006至2007年轉換為封轉開的22支基金轉換前的數據。計算可得整個市場上封閉式基金折價率的加權平均值——加權平均折價率指數VWD（Value-Weighted Index of Discount）及其變化率ΔVWD，權重為基金資產t時刻凈值。
表1是加權平均折價率指數與其一階差分的描述性統計量。統計結果顯示，平均而言，1998年1月到2008年2月期間，我國封閉式基金折價率為19.8%，標準差達到13.5%，月度折價率平均變化0.15%，但變化的標準差極大，達到5%，最大的一個月折價率變化達到22%。這比國外10%（Weiss，1998）左右的折價率要高得多，這表明我國證券市場上噪聲交易者風險要大于國外，離成熟的證券市場還有很長的一段距離要走。
（二）折價變動與證券組合收益
根據投資者情緒模型，因為小市值股票的持有者中個人投資者所占比例要高于大市值股票，而個人投資者有相當部分的非理性的噪聲交易者，容易受到市場傳言的左右，對股票的內在價值沒有正確的判斷，過于悲觀或過于樂觀的情緒驅使著他們的交易行為。因此，小市值股票比大市值股票有更多的噪聲交易者風險。對我國而言，股權分置改革完成前，股票市場流通股和非流通股的差別使得總市值小的股票不一定比總市值大的股票有更多的噪聲交易者風險，流通市值的大小才是決定因素。本文把上證A股和深證A股按照年初股票流通市值進行排序，按順序從小到大分成十組。規模最小的前10%為第一組，接下來的10%-20%為第二組，一直到規模最大10%的為第十組，得到十個不同市值規模證券組合的加權平均收益率如下：
表2展示了按照流通市值排序得到的十個證券組合月度加權平均收益率對封閉式基金折價率月度變化ΔVWD和上證A股與深證A股月度加權平均收益率的回歸結果。
根據CAPM理論，RM的系數就是各個組合的Beta值，所有組合的Beta值都在1的附近，并且隨著組合股票市值的增大而單調遞減。在10%的置信度下，組合1、2、6中ΔVWD的回歸系數都是顯著的，組合7和組合8在5%的置信水平下顯著，流通市值最大的組合9和組合10甚至在置信水平1%的情況下仍然顯著。ΔVWD的回歸系數在組合1-10之間近似單調遞增，并且在組合10的回歸模型中變為正數。
本文再仔細考察一下ΔVWD系數所表示的意義。對于組合1來說，封閉式基金折價率下降1個百分點會引起組合月收益率增加0.16個百分點，因為ΔVWD在本文所研究的1999年到2008年這段時間絕對值的中位數是0.0234(2.34個百分點)，這意味著封閉式基金折價率的變化平均會引起組合1收益率0.57(0.16*2.34)個百分點的變化。因為組合1在1999年到2008年期間月收益率絕對值的中位數為5.57%，所以封閉式基金折價率的變化解釋了6.72%(0.37/5.57)的組合1的收益率變化，即噪聲投資者風險解釋了流通市值規模最小的組合收益率變化的6.72%。因此，在通常意義上來說，即使在考慮了市場整體的影響后，封閉式基金折價率的變化也能夠解釋7%左右的規模最小組合收益率變化。對于組合2至組合9來說也有同樣的結果，只不過關系強弱不同。對于組合10來說，它的收益率絕對值的中位數為4.4%，因此對于組合10，折價率的變化解釋了組合10收益率10.91%的變化(0.2053*2.34/4.4)，不過組合10變化的方向與前面9個組合變化方向相反。
結論
投資者情緒是影響我國證券市場上股票收益的重要風險因素。作為反映投資者情緒的指標，當封閉式基金折價率變小時，投資者似乎確實更加樂觀，噪聲交易者會盲目跟蹤市場熱點，認為大市值股票的收益在牛市中不再吸引人而賣出手中的大盤股，買入中小盤股。從而使得規模最大的10%的公司的股票反而在牛市中表現平平，因為規模最大的前10%的股票的流通市值已經占到滬深A股市值的60%以上，因此可以說，除去這部分股票，其他的90%的股票都是中小盤股。同樣，當折價率變大，投資者情緒悲觀時，噪聲交易者又會買入更加保險的大盤股，從而使得這些股票價格上升，收益率提高。
我國封閉式基金的折價率和折價率的波動水平都顯著大于國外相應數據，這表明我國證券市場噪聲交易者風險偏大。由于機構投資者還未能在我國證券市場發揮與國外同樣的穩定市場的作用，因此，散戶的炒作和投機行為引起的封閉式基金折價幅度也就更大，波動也更加劇烈。對于我國封閉式基金來說，機構投資的力量雖然一直在增長，但實際上最有實力的機構投資者國有企業和政府在整個封閉式基金發展的歷程中都是扮演一個消極的角色，政府和國有企業不能減少持有的股份，也沒有很強的意愿去增持股份，因此機構投資者不能起到弱化噪聲交易者盲目交易帶來風險的作用，相反越多的個人投資者和閑散資金進入股市，加劇了噪聲交易者風險，使得封閉式基金折價率與小盤股收益的正相關關系更加明顯。
參考文獻
1.De Long J. B.， A. Shleifer， L. H. Summers， and R. J. Waldmann， Noise trader risk in financial markets[J]， Journal of Political Economy 98， 703-738. 1990
一、對于余額寶的介紹
余額寶是由淘寶支付寶創造的一種余額升值服務項目，即用戶使用支付寶將錢投入到余額寶，實際上是購買了天弘基金的自由貨幣基金。淘寶用戶在登錄支付寶系統以后會出現兩個賬戶，只需要將支付寶內的錢轉到余額寶里就會獲得收益，并且對比銀行可以獲得高于其10倍的收益，收益結算方法以日為單位。其實真正給用戶提供收益的不是余額寶，而是貨幣基金，余額寶只是一個媒介而已，用戶是將資金投資到債券和銀行協議存款。通過余額寶的迅猛發展和支付寶固有的客戶，天弘基金由50名開外躥升至前三名，成為國內數一數二的基金管理公司。余額寶里的錢同時還可以用于網上購物，在任何時間存儲取出都行，不需要手續費。在購物時余額寶里的錢會被自動贖回，贖回時采用T+0模式，即實時贖回。
有很多人會疑惑余額寶與支付寶的不同點在什么方面呢?
余額寶是依賴于支付寶而生存的，是支付寶的附加產物。這兩者的區分是:1、余額寶是一種投資理財產品，支付寶是用于第三方支付的東西;2、存到余額寶的錢每天會獲得一定的收益，而支付寶是沒有收益的;3、余額寶用于購物花銷和轉出資金，支付寶除此之外另有信用卡付款還款，資金充值等多種功用;4、余額寶比支付寶存在更多的安全隱患，支付寶支付需要證書和驗證碼，相對比較安全。
二、余額寶網絡營銷現狀分析
網絡營銷是借助互聯網與客戶進行雙向的交流來滿足顧客需求的一種新的營銷模式，不受時間空間限制，成為時下企業營銷手段的寵兒。從余額寶問世以來，從剛開始網民對其充滿疑慮，再到大部分人對阿里巴巴權威性的認可和馬云的信賴，漸漸開始嘗試這個新奇的賺錢工具，成為人們茶余飯后討論的話題。余額寶是在網絡營銷下一種新型的資金管理方式，規模增長速度極快。據官方統計，截至2014年6月30日，擁有的用戶數已經超過100，000，000，平均每人占有5，030元，與2013年末的4，307元相比擬，上升了17%;規模超過5，700億元，與2013年底相比上升3倍以上。用戶年齡以20~40歲為主流客戶，都較為年輕，尤其以九零后居多。經過發展，余額寶進入了緩慢增長的成熟期，需要采取措施才能繼續站穩腳步。僅一年時間，盡管余額寶會暴露出很多問題，僅從成績來看，已經是網絡營銷的一次大成功。余額寶的實質等于支付寶加上貨幣基金，余額寶利用貨幣基金為一些小型的零散客戶構建一座橋梁，將一些數量不龐大的散錢存到余額寶同樣可以獲得收益。
近年來，關于養老保障現收現付制和基金積累制兩種籌資模式優劣的爭論日漸平息，但由于現收現付制度和基金積累制度的比較研究對科學構建多支柱養老保障體系具有重要意義，我國下一步養老保障體系改革中，仍將面臨兩種籌資模式的混合使用，因此，對這個問題的深入研究至關重要。
一、我國養老保障體系籌資模式
我國養老保障體系籌資模式經歷了從完全現收現付向現收現付與基金積累相結合模式的轉變。在養老保障制度建立之初，基本上采用現收現付的籌資模式。1993年，十四屆三中全會通過的
(一)決定我國養老保障籌資模式的關鍵因素
養老保障不同籌資模式在收益率、分散風險等方面各有優劣，我國養老保障應建立一個多支柱的體系，也就是說將現收現付制度與基金積累制度進行有效地結合。但問題的關鍵在于，應該怎樣在這個多支柱體系中，確立現收現付和基金積累的相對重要性。即我國的養老保障體系是應該向智利那樣完全基金積累制呢，還是應該像德國，基金積累僅僅是養老金中一個比較小的支柱。要科學地決定不同籌資模式在我國養老保障體系中的作用，必須考慮以下幾個方面的因素。
1．現收現付和基金積累制度的收益率高低。薩繆爾森的生物收益率包括工資增長率和勞動力增長率兩個部分。世界各國普遍預測，我國將在很長一段時間保持經濟的高速增長，也就是說在一個較長的視野內，我國的工資增長率將保持在較高水平。從我國的人口金字塔結構來看，如果保持現行的計劃生育政策不變，未來5～10年。我國的勞動力總量還將繼續增加，隨后勞動力總量趨于穩定并逐步減少。初步估計，未來十年，我國生物收益率應該保持在7％～10％這樣一個較高的水平。
從我國的市場收益率來看，至少在可以預見的幾年內。很難做出過高的估計。人民幣將在一個較長的時期內保持升值的壓力，與20世紀日元快速升值類似，大量投機資本的涌入將迫使人民幣利率水平停留在較低的水平，長期債券的收益率也將長期低迷。雖然資本市場2006年出現了大幅上升。但是股票市場反復無常的特性和養老基金的本質，決定了養老金的收益率不應該過度依靠股票市場。因此，在可預見的5～10年內．我國的現收現付制度收益率將會明顯高于基金積累制度收益率。
2．城市化進程。城市化快速推進在很大程度上提高了我國現收現付制度的競爭力。未來20年是我國城市化快速推進時期，據預測城市人口將年均增長1％～1．5％。城市化進程的推進將導致社會養老保障覆蓋面的快速擴大。在城市化進程中。大部分新進入社會保障體系范圍的是年青勞動力，他們的加入給緩解現收現付制度支付壓力帶來了巨大的機遇。按照
3．構建和諧社會的要求。構建和諧社會已經成為當前黨和國家的中心任務之一。十六屆六中全會提出了構建社會主義和諧社會的9個目標．其中一個目標就是，到2020年。社會就業比較充分，覆蓋城鄉居民的社會保障體系基本建立。因此，在設計養老保障體系的籌資模式組合時，應該充分考慮構建和諧社會的要求。
在構建社會主義和諧社會中，社會養老保障體系的一個基本功能主要表現在兩個方面：一個是基本保障功能，另一個是再分配功能。基本保障功能的作用主要體現在保障養老保障體系范圍內人口的基本生活需要，再分配支柱的主要作用是體現社會公平的要求。特別是在我國收入差距不斷擴大和經濟快速增長的大背景下，現收現付支柱可以在再分配方面發揮重要作用。在我國現行體制下，通過社會統籌賬戶為制度覆蓋人口提供相當于上一年度地區人均收入水平20％的養老金，可以在同一代人中的不同收入階層進行再分配。同時在現收現付制度下，退休人口也可以分享經濟增長的成果，促進代際和諧相處。
因此，從構建和諧社會的要求和我國經濟社會發展的現狀來看，在社會養老保障體系的建設中，應該更加重視現收現付支柱的作用。
4．資本市場發育程度和養老保障基金管理水平。
根據現收現付制度和基金積累制度的特性，資本市場發育水平越高，基金積累制度的優勢更加容易發揮，養老保障基金管理水平越低，現收現付制度就更有優勢。從現狀看，我國資本市場整體發育水平還比較低，還無法適應社會養老基金保值增值的需要，但正處在快速發展過程中。從養老保障基金管理水平來看，我國國家級社?；鹜顿Y收益率一直在3％左右徘徊．在2006年股市全面上升的情況下出現了一定程度的改善。從地方各級社會保障基金管理水平來看，很多地區基本的管理制度尚不完善，因此，我國資本市場發育水平和養老保障基金管理水平在一定程度上制約了過于龐大的基金積累制度。但可以預見，在5—10年后，我國資本市場發展水平將大幅提高。公共管理水平也將不斷提升，為強化基金積累制度的作用奠定了基礎。
(二)現行籌資模式的替代率
現收現付支柱支付的養老金應該能夠滿足退休職工的基本生活需要，從生活角度來衡量，其占城鎮職工平均工資的比例應該不低于城鎮生活的恩格爾系數。按照國家統計公報．20o5年我國城鎮居民家庭恩格爾系數為36．7％，說明在現階段現收現付支柱支付的養老金占城鎮職工平均工資的比重不應該低于35％?？紤]到社會生產力進步的因素．該比重應該保持在30％以上。國發[2005]38號文件對養老金替代率有了比較明確的規定，即繳費年限每增加1年，基礎養老金提高l％。按照這個規定，繳費35年的職工．其現收現付支柱的養老金占城鎮職工平均工資的比重應該是35％。也就是說現收現付的基礎養老金能夠保障人的基本生活。
對于強制性儲蓄支柱的替代率，則需要一系列假設。主要是未來強制性儲蓄投資收益率的假設、未來平均工資增長率的假設以及退休后投資收益率的假設。在一個較長的時間跨度內，強制性儲蓄支柱能夠提供的養老金替代率與這三個因素關系十分密切。假設一個工人收入始終保持社會平均水平。繳費35年。起始繳費年限工資為W，繳費比率為x，為簡化起見，繳費期間和養老金領取期間投資收益率保持在R．35年間社會平均工資增長率為A，退休時積累的養老金被轉化為等額年金。其養老金替代率衡量標準以退休時社會平均工資為準，如果該工人在退休后能夠繼續存活Y年，那么，養老金替代率SR計算公式為：
轉貼于
可以看到，當X=8％，R=4％，Y=15，A=4％時，SR=0．141，即由強制性儲蓄支柱提供的養老金替代率為14．1％。表l是在Y=15，R和A分別取不同數值時強制儲蓄支柱的替代率。
由表1可知。強制儲蓄支柱替代率對投資收益率和工資增長率相當敏感。投資收益率越高，替代率越高，工資增長率越低，替代率越高。在我國長期保持較高儲蓄率的情況下。投資收益率很難大幅提高。特別是我國還面臨著人民幣長期升值的壓力，我國利率水平很難出現大幅上升。與此同時，我國經濟在未來很長一段時間將保持高速增長態勢，按照“十一五”規劃，“十一五”時期人均國民收入增幅將保持在7．4％左右，從2010年到2020年經濟也將保持較高增長速度。因此，社會平均工資增長率也將保持較高水平。在投資收益率較低和工資增長率較高的情況下，強制儲蓄支柱所能產生的替代率并不理想。在表1中．比較理想的情況下替代率可以達到22．2％，比較不利的情況下替代率僅能達到10％左右。
筆者認為，在經濟保持高速增長，投資收益率很難提高的情況下．應該將強制儲蓄養老支柱的規模限制在比較小的范圍。因此，國發[2005]38號文件將計入個人賬戶規模的繳費比例從1l％降低到8％，雖然在一定程度上是為了緩解個人賬戶空賬規模不斷擴大的應對手段，在本質上也符合我國國情，因此是科學的。
二、構建面向社會主義和諧社會的“3+2”支柱養老保障體系
根據對現收現付和基金積累制度的對比研究，結合我國國情認為。我國的養老保障體系應該從現行的“三支柱”向“3+2”支柱轉變。
(一)基本框架
“3+2”支柱是三個基本支柱加上兩個補充支柱。其中三個基本支柱對每一個城市職工都是平等的，他們都有權利加入或使用這三個基本支柱，使用兩個補充支柱則需要滿足一定的資格條件。
三個基本支柱的第一支柱是社會統籌養老保險支柱，用現收現付的方法，提供一定水平待遇確定的養老金，并保證養老金水平隨著社會生產力的變化而調整。該支柱能夠保證城鎮居民的基本生活。第二支柱是政府強制儲蓄計劃，該計劃采取繳費確定的方式，積累資金采取市場化方式運作。該支柱強調在國家統一監控下個人承擔對自己的養老責任，將繳費與養老金領取緊密聯系起來，并通過投資實現養老基金的增值。第三支柱是個人儲蓄、商業保險以及家庭贍養。該支柱主要強調政府和社會以外的力量。
兩個補充支柱的第一支柱是社會救濟支柱，與失業保險等措施一起，共同保障城鎮居民的生存需要。補充支柱的第二支柱是企業補充養老保險，通過一定的優惠措施，鼓勵企業為其員工建立的養老保障計劃。該支柱的建立，能夠為部分企業員工提供比較豐厚的養老金，并在一定程度上協調資本和勞動之間的利益關系。
值得指出的是，兩個補充支柱針對的對象是有所區別的，補充支柱的第一支柱針對的是城鎮居民的低收入階層，體現社會對弱勢群體進行救濟的需要，補充支柱的第二支柱針對的是在有一定條件的企業中工作的職工，目的是為了改善這部分職工的退休生活。對大多數人而言，三個基本支柱將發揮主要作用。圖二是“3+2”支柱養老保障體系的基本圖示。
(二)“3+2”支柱與我國傳統三支柱養老保障體系構想的異同之處
“3+2”支柱與我國傳統的三支柱相比．存在一定的相似之處。主要體現在三個方面：一是都強調國家、企業和個人合理分擔責任，二是都包括社會統籌、政府強制儲蓄、企業補充養老及個人儲蓄等幾個要素。三是都強調建立多支柱的養老保障體系。
與此同時。“3+2”支柱與我國傳統的三支柱提法存在較大的差異：
第一，“3+2”支柱中，社會統籌養老保險和國家強制性儲蓄計劃是兩個不同的支柱。社會統籌和國家強制性儲蓄從本質上存在截然的區別。從表面上看，在現階段，無論是社會統籌和個人賬戶，都是由國家出面主辦，都是為了保障人民的基本生活，但是，社會統籌和個人賬戶無論在性質上還是所發揮的作用上．都存在顯著的區別。同時。將社會統籌和個人賬戶兩種不同性質的養老支柱加以混淆。一是理論上可能為社會統籌透支個人賬戶提供了一定的空間。二是將兩個養老支柱視為同一個支柱不利于改善對個人賬戶的管理。從長遠看，社會養老保險個人賬戶要走向市場化管理。但是社會統籌賬戶在很大程度上需要依靠政府來管理，把兩個養老支柱視為一個支柱，在理論上增加了對其進行差異化管理的難度。
自1993年G 30集團《衍生產品的實踐和規則》研究報告，并竭力推薦各國銀行使用VaR（Value at Risk，即風險價值）風險管理技術后，巴塞爾委員會1995年也在其《關于市場風險資本要求的內部模型法》、《關于使用“返回檢驗”法檢驗計算市場風險資本要求的內部模型法的監管構架》文件中向其成員國銀行大力倡導這一方法（彭坤、王飚，2002）。如今，VaR技術已延伸至保險、證券、信托等非銀行金融機構甚至非金融機構的風險管理領域，以VaR作為市場主體風險的統一標準與管理機構資本充足水平的準繩和依據。中國滬深兩市的流通股是投資者的首選，以VaR測算滬深兩市流通股資產的市場風險對于機構投資者及時防范風險具有重要意義。
一、文獻綜述
Value at Risk是由J.P.摩根銀行20世紀80年代的全球研究部總經理蒂爾?古爾迪曼所創立。在1995年4月的巴爾塞委員會擴大會議上，規定銀行可以選擇使用自己的風險衡量模型去確定其資本要求，從此風險價值開始被廣泛應用到內部風險衡量模型之中。在VaR模型回測方面，Kupiec（1995）提出了基于失敗頻率的VaR模型正確性檢驗的方法。christoffersen（1998）提出了考慮在時間變化時，對VaR模型正確性檢驗的方法。Philippe Jorion（2000）的《風險價值（VaR）》被奉為風險管理的圣經，該書極為系統地講述了VaR的來龍去脈以及各種VaR的計量方法，還對VaR在衡量和管理信用風險、流動性風險以及操作風險中的應用進行了細致的分析（樊葵葵，2010）。我國學者王春峰（2001）在《金融市場風險管理》中較系統地論述了VaR，對金融市場風險的測量和管理進行了系統深入的介紹。黃海（2003）重點介紹了摩根銀行在金融風險度量系統Risk Metrics中的EWMA模型（指數加權移動平均預測模型），并且基于金融數據分布的有偏性提出了有偏的EWMA模型。朱世武（2004）對中國市場上各類VaR方法計算進行了實證，并對各類VaR方法在中國市場上的有效性進行了事后檢驗（韓琦，2008；袁婷，2010）。
由于金融市場數據呈現出“尖峰厚尾”分布特征，難以用傳統的VaR方法進行計算，不少學者就使用VaR方法時如何估計數據的分布、如何處理“尖峰厚尾”分布作出了探討。其中鄭文通（1997）在《金融風險管理的VaR方法及其應用》中使用J.P.摩根1994年的年報數據對該公司一天95%置信度下的VaR平均值進行了計算，利用實證方法對VaR方法的正態假設進行了有效性檢驗。對于非正態分布的情況，引入了t分布來代替原來的正態分布假設，并提出了金融資產t分布自由度n的參數估計值（袁婷，2010）。陳守東（2002）運用GARCH模型對上證綜合指數進行了VaR值的度量，并用Kupiec提出的似然比檢驗法驗證不同模型的有效性，認為服從t分布的GARCH（l， 1）模型對上證綜指收益率VaR值的估計最為有效。肖慶憲（2003）為了刻畫“厚尾”資產收益率，將非正態收益率數據進行正態化變換，使變換后的厚尾數據服從正態分布，從而使參數估計、假設檢驗等計量問題均為有效。杜本峰（2003）根據連接函數的思想導出資產組合的聯合分布，以此對資產組合的風險進行度量，提出了一種基于連續函數的風險度量方法?？追崩?006）系統地介紹了利用極值理論（EVT）和連接函數度量金融市場風險的問題，通過大量的實證分析與模型檢驗，進一步評估了風險度量模型的有效性（韓琦，2008；袁婷，2010）。
目前，VaR方法在我國金融機構應用的研究己經深入到不同方法細節和具體領域的討論。劉曉煥、袁廣信（2009）利用CVaR方法對一種開放式股票型基金的市場風險進行了研究，求出了組合中某一種資產的邊際CVaR、成分CVaR、增量CVaR，并以此給出了投資建議。最后建立均值――CVaR優化模型，得到在投資者不同的期望收益率下最優的投資組合權重，為基金管理人提供很好的參考（韓琦，2008；袁婷，2010）。邵夢倩、杜子平（2011）利用copula-CVaR模型對壽險投資組合的風險進行度量，得到最優投資比例，進一步對壽險資金的投資風險進行管理。實證結果顯示：壽險投資應主要集中在風險較小的銀行存款和國債上，也可適當放寬到收益較高的股票和基金。
二、線性AR-EGARCH模型的滬深股市流通股的VaR測算
中證流通指數包含了滬深股市所有已完成股權分置改革并正常上市交易的流通股，這也是證券市場投資者的首選，因此選用中證流通指數來分析中國滬深股市流通股的市場風險較為合意。
（一）中證流通指數的數字特征
選取2006年2月27日至2012年12月20日的中證流通指數收盤價，求出對數收益率r=log（lt）-log（lt（-1）），得到時間序列{rt}，樣本容量為1 662。由樣本期內滬深流通股的收益率時間序列（編者：圖略）可看到第500個交易日至第750個交易日之間，即2008年3月至2009年3月這段時間內收益波動幅度較大，這與2008年投機炒作所形成的資產泡沫堆積與非理性繁榮不無關系。
求解時間序列{rt}的數字特征（編者：圖略），發現其偏度小于0，峰度大于3，且JB統計量=446.025，對應的p值接近于0，即該時間序列屬于“尖峰厚尾”的非正態分布，中證流通指數收益率{rt}因并未緊貼正態分布分位數，{rt}并不屬于正態分布。
因此使用基于高斯假設的最小二乘法（OLS）來分析該序列極為不妥，需另尋他法。采用ADF檢驗分析中證流通指數收益率{rt}的平穩性，其ADF統計量為-39.394 13，在1%、5%、10%的顯著性水平下均拒絕原假設，序列不存在單位根，屬于弱平穩時間序列。
（二）自相關性檢驗及AR模型的定階
1.ARCH效應的檢驗。
2005年的匯改并沒有將人民幣匯率制度改革為真正意義上的“有管理的浮動匯率制”，而資本項目下人民幣自由兌換的逐漸放寬，使得“貨幣政策失靈論”甚囂塵上。經統計，2006年以來，我國的一年期存款基準利率和法定存款準備金率分別調整了18次和35次，而中證流通指數逆政策變動分別出現了9次和24次，且這種“逆政策效應”在緊縮貨幣政策中更加明顯。政策的影響是估計VaR時應當考慮到的變量。首先建立線性模型rt=β0+β1RBt+β2RDt+ut，其中{rt}為收益率時間序列，RB、RD分別為一年期存款基準利率與法定存款準備金率，ut為隨機擾動項。對于高頻數據序列，假定線性模型中的隨機誤差項ut同方差不太可能成立，其方差可能是時變的，并常表現出“波動聚集性”特征，即隨機誤差項是異方差，因此需要對隨機擾動項進行ARCH檢驗。假定隨機誤差項的條件方差與其誤差項滯后的平方有關，設ARCH（q）模型的一般形式為σt2=α0+α1ut-12+α2ut-22+……+αqut-q2。
從線性模型的殘差線圖（編者：圖略）中可以看出，回歸方程的殘差表現出“波動聚集性”，即大波動后面常伴隨著較大的波動，較小的波動后面的波動也較小。定性分析的結果顯示線性模型存在條件異方差性，即可能存在ARCH效應。再用殘差平方的自相關圖來定量判斷線性模型的殘差是否存在ARCH效應：發現滯后36階的Q統計量對應的p值均接近于0，即殘差平方序列存在自相關，中國流通股確實存在ARCH效應。采用線性模型不合理，應當引入時間序列模型。
2.時間序列{rt}的自相關檢驗及AR模型的定階。
對弱平穩時間序列{rt}進行自相關檢驗，Q統計量對應的p值在5階后全部小于0.05，即時間序列存在自相關。利用有限樣本下的混成檢驗，設樣本容量為n，令參數m=ln（n）=ln（1 662）≈7，可得混成Q統計量為16.28，在5%的置信度下，大于臨界值χ2（7）=14.07，即拒絕H0：ρi=0，i=1，2……7，時間序實存在自相關性。
由上述分析可知，應當使用AR模型研究中證流通指數收益率序列{rt}。利用赤池信息準則（AIC）對AR模型定階。根據下式求出滯后L階的AIC，計算結果如下圖所示：
AIC（L）=-2ln（似然函數的最大值）/n+2（L+1）/n，L≥1
參考文獻
[1] KUPIEC H P.Techniques for Verifying the Accuracy of Risk Measurement Models[J].Journal of Derivatives 2（12）.1995：73-84.
[2] CHRISTOFFERSEN P F.Evaluating Interval Forecasts[J]. International Eeonomies Review，1998 （39）：841-862.
[3] [美]Philippe Jorion.風險價值（第二版）[M].北京：中信出版社，2005.
[4] 王春峰.金融市場風險管理[M].天津大學出版社，2001.
[5] 黃海，盧祖帝.VaR的主要計算方法述評[J].北京：管理評論，2003（7）：31-35.
[6] 朱世武，李豫，何劍波.中國股票市場風險值標準的有效性檢驗[J].上海金融，2004（11）：38-41.
[7] 鄭文通.金融風險管理的VaR方法及其應用[J].北京：國際金融研究，1997（9）：58-62.
[8] 陳守東，俞世典.基于GARCH模型的VaR方法對中國股市的分析[J].長春：吉林大學社會科學學報，2002（4）：11-17.
[9] 肖慶憲.厚尾經濟數據的計量分析[J].北京：數量經濟技術經濟研究，2003（5）：116-119.
[10] 杜本峰，郭興義.一種新的風險度量工具：PaV及其計算框架[J].北京：統計研究，2003（2）：48-50.
[11] 孔繁利.金融市場風險的度量――基于極值理論和Copula的應用研究[D].吉林大學博士論文，2006-04-01.
[12] 劉曉煥，袁廣信.基于CVaR的開放式股票基金市場風險的研究[J].武漢：中南財經政法大學研究生學報，2009（2）：27-32.
[13] 邵夢倩，杜子平.基于pair_Copula_CVaR模型的保險投資組合優化[J].石家莊：合作經濟與科技，2011 （4）：68-69.
[14] 彭坤，王飚.基于VaR（風險價值）的金融投資的研究[J].昆明理工大學學報（理工版），2002（12）.
關鍵詞:結構性理財產品 特點 風險
一、前言
通常意義上對結構性理財產品的定義,是按照對理財基金的特殊的投資運作方式為標準的,它是一種根據需要定制的金融投資,既投資于債券、股票等基礎資產,又要投資于以相應基礎資產為標的的期貨、期權、互換等衍生金融工具,通過復雜多樣的投資模式,以保證在規避風險的同時獲得超過居民定期存款的到期收益率?？偠灾?它是將固定收益證券特征與衍生交易特征融為一體的新型金融產品。
目前我國市場上最火熱的理財產品可以大致分為三種類型:固定收益類、浮動收益類、保本浮動收益類。固定收益類理財產品是最早出現也是相對發展最為成熟的理財產品,按投資標的和產品設計不同分為信用聯結型、票據債券類、信貸資產轉讓類和信托貸款類四種類型。浮動收益類理財產品在股市活躍時應市場呼聲而出,可以投資于信托貸款、新股申購、貨幣市場、股票基金等等方向。構成保本浮動類理財產品最龐大的隊伍就是結構性理財產品,它與上述兩類最大的區別就在于通過投資于以基礎及產為標的的衍生金融工具規避了相應的系統性風險,也因此成為最復雜多變的理財產品。
二、結構性理財成品的誕生動因
(一)銀行規避資本金管制的要求
商業銀行在經營自有業務時需要按監管當局規定的風險權重計算資產對應的資本充足率和核心資本充足率,常常會出現因為資本金約束而無法滿足客戶信貸需求或經營高盈利項目的情況,結構性理財產品和其他理財型產品一樣同屬于銀行的中間業務,能夠使銀行在不增加或減少自有資產負債的條件下,即不占用或極少占有資本金條件下,滿足客戶的特別投資理財需求并獲得手續費等收益,避免了上述情況的發生。
(二)規?；\作降低成本,便于涉足金融衍生產品交易市場
結構性理財產品將眾多投資者閑散資金聚集到一起,聘請專家進行專業化投資,由于規模巨大對投資方向和產品就有選擇性,能夠以批發價格進行交易,獲取規?；找?。同時,結構性理財產品能夠進入金融衍生產品交易市場的自有特點,使其區別于其他理財產品,能夠同時滿足投資者和銀行在自有資信不足或自有經營項目方向受限制的情況下涉足金融衍生市場的要求。
(三)能夠在一定程度上降低投資者的交易成本
無論是投資債券、股票等基礎資產,還是投資期貨、期權等金融衍生工具進行套期保值,都會在買賣過程中承擔相應的印花稅和手續費,這是實際發生的成本。投資前所做的信息搜集、數據處理、形勢分析都會造成相應的決策成本,這是隱性的成本。萬一信息掌握不充分或決策失誤,也會帶來選擇其他資產獲得收益的機會成本。而這些成本,在結構性理財產品專業化運作、規模化運作的情況下都會在一定程度上被降低。
三、結構性理財產品特點分析
(一)原理上近似于購買一個零息票債券的同時持有一個看漲期權多頭
以保本型股票掛鉤結構性理財產品為例,它是這樣一類理財產品,其收益率可能與某只股票或某股票組合或股票指數相掛鉤,掛鉤標的資產的市場表現決定該產品的到期收益率。一般情況下,標的資產的市值越高,產品可以獲得的收益也越高,當然這也要受到產品收益率設計的影響,有的產品就是觀測期內標的資產表現越平常波動越小,收益越高。而同時,其本金得到全部或部分保護。對于投資者來說,這種理財產品在一定程度上與同時購買一個零息票債券和持有一個看漲期權的多頭近似。零息票債券保證投資成本和無風險收益,看漲期權保證在支付相應期權費(理財費)條件下獲得未來的一個權利,該權利幫助投資者實現價格上漲時獲取收益價格下跌時成本為0的投資模式。對保本型股票掛鉤結構性理財產品的定價亦是按照這一原理,產品價值等于零息票債券價值與看漲期權價值之和(v=b+s),產品收益率等于1+min(k,max〔(st/st-1)θ,λ〕,其中,k表示保本型產品的最高收益率,st/st-1表示股票
收益率,θ表示參與率,即掛鉤股票價格上升時,投資者可從股票收益率上漲中獲得的分享比例。(st/st-1)θ就表示投資者從股票收益率上漲中獲得的實際收益率。λ表示保本型產品的最低收益率,即保本率。λ等于0意味著完全保本,λ小于0意味著部分保本。
(二)一般掛鉤的標的資產都要求有某種金融衍生工具相對應
結構性理財產品的設計就是一種滿足特定需求的金融投資,這種投資的特征就是投資掛鉤的基礎資產的同時投資以相應基礎資產為標的衍生金融工具,依據復雜的計算和衍生金融工具的杠桿性原理,對全部或部分本金套期保值,最終暴露的風險頭寸僅局限于運用市場資金成本與產品設計的最低收益之間的利息差異。這就要求,在掛鉤的基礎資產選擇上,需要以是否存在對應的金融衍生工具為標準。目前我國國內金融市場尚不發達,無法為發售產品的金融機構提供相應的該類避險工具,現有的結構性理財產品的主要標的資產依然局限于國外金融市場上的基礎資產。
(三)投資收益率結構制定以大數法則為標準
結構性理財產品的投資收益率計算都只保證投資者獲得市場在正常狀態下的收益,是以大數法則為依據的,當市場由于遭受利好或利空信息沖擊價格大幅震蕩時,銀行不對其收益進行保證。還是以花旗1年期人民幣結構性投資帳戶掛鉤新華富時a50中國指數基金為例,其投資收益率計算方法如下: (1)5% + (50%×掛鉤基金期末絕對表現):于產品期間,只要掛鉤基金絕對表現從未大于20%,到期就可獲得此投資收益率。 (2)5%:于產品期間,若曾有一個交易日掛鉤基金絕對表現高于20%,但從未大于40%,則到期就可獲得5%的到期投資收益率。 (3)0%:于產品期間,只要有過一個交易日掛鉤基金絕對表現大于40%,則到期投資收益率為0%。 * 掛鉤基金絕對表現:即掛鉤基金表現的絕對值 = 絕對值 ((掛鉤基金觀測值/掛鉤基金初始水平-1) x 100%) ?？梢娭挥性诋a品期間,掛鉤基金的絕對表現,無論上漲還是下跌都不超過40%的情況下,投資者才能獲得對應的收益,該產品是適應對象為熟悉香港股票市場并且認為掛鉤基金絕對表現在產品觀測期內不會大于40%的投資者。
(四)封閉式操作,贖回條款向多樣性發展
由于投資期限一般為一年以上,結構性理財產品在通常情況下都是不可贖回的,即使設有投資者贖回條款也會規定特定的時間,同時需要支付贖回費用。如如東亞銀行推出的“股票籃子掛鉤保本投資產品”,其中就規定投資者可在交收日后每年的3月、6月、9月和12月的第三個營業日向銀行申請提前贖回投資金額,但銀行要扣除相關手續費用和損失。但是,由于結構性理財產品市場的擴大,產品差異性的要求迫在眉睫,一些銀行開始嘗試改革某些產品設計條款,如贖回條款,以獲得自身優勢。
四、投資結構性理財產品需謹防的風險
(一)市場風險
目前結構性理財產品的掛鉤標的資產種類十分豐富,包括債券、股票、基金、股指、利率、匯率、大宗商品價格等等,而結構性理財產品的收益又是與這些標的資產的市場表現相掛鉤的,當市場萎靡不振或遭遇危機時,標的資產的走勢就相應步入盤整或下跌區間,此時很難保證相應的預期到期收益。即當市場向不利的方向變動時,投資者將面臨由于標的資產價格波動導致到期收益很小或為零的市場風險。
(二)流動性風險
一般來說,由于結構性理財產品操作復雜,都會選擇封閉式運作,對投資者設定贖回限制。雖然這能夠保證在封閉期內理財基金全倉位運作,但是不存在結構性理財產品二級流通市場的限制,又會使投資者不能像投資固定收益類債券、股票、交易型基金等其他投資工具時主動地買賣套現,進行主動性管理。因此,當投資者面臨資金缺乏時,會遭遇到無法贖回或賣出手中結構性理財產品的流動性風險。
五、總結
我國第一款結構性理財產品是中國工商銀行2003年7月發行的掛鉤倫敦銀行同業拆借利率(libor)的價幅累積產品,之后,國有銀行、股份制銀行、城市銀行、外資銀行紛紛推出自己的結構性理財產品,紛繁的產品創新和復雜多變的產品設計將中國銀行結構性理財產品市場推向全面的茁壯成長期。然而,國內投資者在這方面的知識仍然有所欠缺,與市場的接軌程度尚不充分。文章嘗試從結構性理財產品的定義、產生、特征以及涉及風險四個方面簡單論述該產品的與眾不同之處,希望能為提高投資者對結構
性理財產品的認知程度貢獻一二。
參考文獻:
[1]譚利寧,2009年結構性理財產品的投資研究[j]. 消費導刊,2009,(10).
社保基金的投資運營與一般的資金投資運營行為的目的是一致的，即獲得收益，實現基金的保值增值，社?；鹜顿Y必須遵循以下原則：
（1）低風險原則。低風險，即保障社?；鹜顿Y的安全性，這是基金進入貨幣市場的最基本條件。只有切實保障基金的安全，才能保證受保人員按時足額領取保障金。因此，社?；鹜顿Y必須認真進行調查研究和科學分析，預測確定一種適度的風險與收益的標準，并嚴格遵守此標準選擇投資對象、方式，進行投資分類和組合。
（2）盈利性原則。社?；鸬耐度?，既要保值又要增值。在選擇投資品種時，沒有收益是不予考慮的。在實際投資決策中，只有當投資回報率大于通貨膨脹率，基金的保值目標才能實現。否則，僅能起到消除基金貶值的作用。
（3）社會性原則。社?；鹜顿Y是政府的一筆大規模的支出，這筆支出首先應講求社會效益，必須有利于國民經濟的增長，有利于整體經濟的結構優化，有利于社會的長期發展進步。否則，收益再高也不允許投資。
（4）高流性原則。社會保障的支付具有連續性，不能延緩，因此要求基金投資具有高流動性。在具體的措施上，可對投資進行事先預測，留足資金和一定的短期支付使用，對中長周期進行統籌安排，使其資金在應付日常支付前提下充分發揮效益。 2 社?；鹜顿Y環境分析
要作出正確的投資決策，投資者需要對金融市場的收益、風險及以后的發展趨勢做出理性判斷，還要綜合考慮當時的政治環境等因素。近年來，我國社?；鹜顿Y無論是市場環境，還是國家政策環境都在不斷調整和完善。但總體上仍存在投資愿望和投資環境的矛盾。 2.1 負利率造成社保基金進行銀行投資時的隱性貶值
負利率就是物價指數（cpi）迅速升高，導致銀行存款利率實際為負。2004年央行《貨幣銀行執行報告》指出，2004年同比價格上漲的遞延效應為2.2%。說明2004年即使沒有任何新的漲價因素，全年物價上漲也會達到2.2%?？紤]到20%利息所得稅和物價上漲因素，按目前一年期存款利率1.98%計算，則實際利率為-1.616%。因此，一向秉承“安全至上，保值增值”理念的社?；?，也無法避免負利率時代所帶來的效應。 2.2 金融市場的高風險性
社?；鹜顿Y是典型的風險厭惡型投資。我國資本市場建立不到20年，國債市場規模小，品種單一；企業債券市場仍未得到發展；股市尚不成熟，股價大起大落；證券投資基金投資規模小，風格不明，運作欠理性，甚至存在“黑幕操作”。統計資料顯示，我國股票與gdp的比率僅為20%左右（按總股本而非流通性股本計算），債券與gdp的比率僅為11%左右，而發達國家通常為75%左右。因此，中國股市風險大大高于西方成熟股市的風險。 2.3 國家政策對社?；鹜顿Y的影響
國家政策對社保基金投資的影響主要表現在國家投資銀行利率的調整、資本市場的系統風險、投資品種的選擇、組合以及投資渠道、程序的選擇。目前我國社?；鹜顿Y仍存在超比例大額持有現象，社保投資內部機制及投資程序仍要進一步規范。當務之急是建立健全社?；鹜顿Y的風險防范機制，制定完善的保險資金風險控制制度。 3 社?；鸬耐顿Y渠道分析
《社?；鹜顿Y管理暫行辦法》第二十五條規定，社?；鸬耐顿Y范圍限于銀行存款，買賣國債和其他具有良好流動性的金融工具，包括上市流通的證券投資金、股票、信用等級在投資級以上的企業債、金融債等有價證券。下面就目前我國社?；鸬闹饕楞y行存款、債券投資進行一般性分析。 3.1 銀行儲蓄存款生息 儲蓄存
款生息，是指社?；鸬膶ｉT機構將社保基金的結余全部或者部分采取活期存款、定期存款、大額定期存款及保值儲蓄存款等形式存入國家銀行或地方銀行，按國家規定利息收取。這種投資方式最大的特點是無風險、安全可靠，具有完全的資產流動性。在我國目前實際收益率為負值的情況下，政府采取以下政策措施：第一，存入銀行的社?；鸾o予保值補貼和加上一定的增值補貼，如我國規定，對存入銀行的社保基金給予優惠的政策；第二，國家嚴格控制物價上漲和銀行利率的比率；第三，現行的單利計算方式改為復利計算方式。國家如果能做到這一點，不失為一種有效的投資方式。 3.2 有價證券投資
有價證券投資，是指運用社?；鹳徺I國家債券、企業債券、股票等各種有價證券。債券是一種按期取得固定利息并到期收回本金的債務憑證。它一般分為國家債券和公司債券，國家債券是國家舉借債務的借款憑證，例如國庫券、專業銀行發行的國家建設債券、專業銀行發行的金融債券、國家重點企業發行的重點企業債券、地方企業發行的地方企業債券等等。由于債券利率事先固定，可以獲得固定的、高于利率存款的預期收入，由政府發行，財政作擔保，信譽安全性強，在急需用款時，變現能力強，因此它是社?；鹜顿Y的有效形式之一。
股票是股份公司發給股東作為已投資入股的證書和索取股息的憑證。依享有分紅權利的不同可分為優先股票和普通股票，前者根據事先規定的利率取得固定的股息；后者的股息隨企業贏利的多少而增減。持有者可以把它作為買賣對象或抵押品的有價證券，并享有利潤分紅的權利；其優點是利潤比較高、流動性強，在通貨膨脹時期易保值。缺點是沒有政府、財政、銀行作后盾，承擔經營風險比較大，但是在股票市場比較完善的國家，這種投資項目是保險業最大的投資項目之一。
為保證投資的可靠性，需要采取一定的途徑與方法對企業的資金償還能力、現有經濟效益做詳細的調查分析，然后作出決策或者選擇那些有擔保、有信譽的企業，力爭獲得最大的收益。但其中有些操作性的技術，應注意的是對行業企業債券的選擇，即采取分散風險的策略，“雞蛋不要放在一個籃子里”，這也要求投資者善于識別風險、分散風險。總之，社?；鹜顿Y要集中管理與分散使用相結合，既有利于決策機構的統籌安排；又利于保證基金的安全。 4 社?；鹜顿Y組合分析 4.1 加大證券投資比例
在收益、風險、流動三者的關系中，基金的投資收益與風險正相關；投資資產的流動與收益負相關。在確保贏余資金流動的情況下，根據各類投資方式在一定時期內的收益率及其穩定性，將這幾種投資進行有機的組合，尋找出一組收益率高而且穩定性較好的基金投資組合方式，或者進行分期、分組、分類的分散投資組合。假定2005年社?；鸫笾掠? 700億元人民幣進行投資，選擇的范圍是年利率為0.06的無風險資產和預期收益率為0.14、標準差為0.20的風險資產，應當如何將1700億元人民幣在這種資產之間進行分配才能取得更大的收益呢？從兩種模型進行分析：
（1）銀行存款與單一證券資產的投資組合。組合收益率e（r）用公式表示為： e（r）=we（rs）+（1-w）rf=rf+w[e（rs）-rf] 其中，e（rs）為證券資產的預期收益率，rf為銀行存款利率；w為投資于證券資產的比例；1-w為銀行存款的比例。 則本例中的投資組合收益為： e（r）=0.06+(0.14-0.06)w=0.06+0.08w 當投資組合是由證券資產和銀行存款構成時，投資組合的標準差δ是證券資產的標準差δs與其投資比重w的乘積，用公式表示為：δ=δsw=0.2w 將投資組合標準差代入預期收益率公式得到收益-風險關系式：e（r）=0.06+0.4δ
（2）以證券1、2構成的組合替代單一證券。 w1= ■，w2=1-w1 將數據代入，得到證券最優組合由69.23%的證券1和30.77%的證券2組成。其收益率和標準差為： e（r1）=0.122；δ1=0.146 證券1與無風險組合的風險—收益直線由以下公式表示為： e（r）=rf+w[e（r1）-rf]=rf+[e（r1）-rf]δ/δ1 =0.06+(0.122-0.06)δ/0.146=0.06+0.42δ
可以看出，采取分散式復合投資所得到的收益（0.42）要大于單一的投資組合得到的收益（0.4）；從兩式中我們也可以看到投資組合所得到的收益與所承受的風險成正比，但從我國證券市場前景和我國經濟發展趨勢及國際經濟環境因素來看，在風險控制允許的范圍內，應適當加大風險投資力度，有利于提高基金的整體性收益。為了達到相對風險很小而實際收益最大的目標，在實際的組合中根據具體情況調險投資比例，這是保值增值的關鍵。 4.2 開辟國外市場
下面討論一種
國內低風險的資產投資與國外高風險的投資組合問題，其公式為： rm=α·r外股+β·r外債+λ·0.0198/12
（山東財經大學公共管理學院社會保障2011級研究生）
【摘要】作為社會運行的安全網，我國的社會保障肩負著維護
億萬民眾的基本生活保障和保持社會穩定的重大使命，其改革也逐
步進入深水區。然而我國目前面臨著人口老齡化、社會保障基金的
資金缺口以及社會保障基金收益率低等一系列問題，這都對我國的
社會保障基金不斷保值增值提出了客觀的要求。因此，如何實現我
國社會保障基金的合理投資，從而提高國民的生活水平，是一項極
其重要的研究課題。
【關鍵詞】社會保障基金；投資運營；基金管理；保值增值
一、社會保障基金投資運營的相關理論
（一）社會保障基金的概念
社會保障基金是指通過發行基金份額，集中投資者的基金，由
基金托管人托管并由基金管理人管理和運用資金，從事股票、債券
等金融工具投資的一種間接投資方式。在現代社會，通貨膨脹是市
場經濟中的客觀現象，往往隨經濟的周期性波動而呈現出周期性變
化。
（二）社會保障基金投資運營的原則
1. 安全性原則
社會保障基金投資運營的安全性原則，是指社會保障基金投資
經辦機構必須絕對保證投資的社會保障基金能夠按期如數收回，并
取得預期投資收益。社會保障基金是為了確保未來的債務支付的對
象，用于支付基本生活保障待遇對象的積累資金，在被保險人遇到
事故需要資金時，社會保障管理機構必須履行給付原則。
2. 收益性原則
收益是社會保障基金實現自我積累的重要途徑，也是衡量社會
保障基金投資成敗的關鍵指標。從理論上來看，雖然社會保障基金
投資的目標是為了保值增值，但因為通貨膨脹、工資增長及替代率
等因素的影響，這就要求社會保障基金投資要有比較好的收益，這
樣才能使社會保障基金在逐漸積累的過程中慢慢的強壯起來。
3. 流動性原則
盡管社會保障基金的支出通常是有計劃的，不會發生像商業性
財產保險那樣因突發性大災害導致資金支付高峰的不確定性現象，
但同樣需要保持一定份額的基金能夠及時滿足社會保障待遇的給
付。所以，在投資運營過程中同時要求兼顧變現性原則，也就是說
社會保障基金的投資在不發生貶值的前提下應當可以隨時的流動。
二、我國社會保障基金投資運營存在的問題
（一）社會保障基金積累不足
造成社會保障基金積累不足情況的原因有很多：第一，中國的
社會保障基金籌資模式一直基本上都是現收現付制，在引入個人賬
戶后，由于人口老齡化和轉制成本無法消化，個人賬戶被挪用現象
嚴重，有名無實、空頭運轉。第二，我國社會保險制度一直以來都
實行崗位掛鉤制，然而只有工作的人才能享有這項制度，雖然允許
其他人自愿繳費，但納入的這些人員數量有限，因此參保人少導致
社會保障基金積累不足。第三，部分企業拖欠保費現象嚴重。有的
企業經營效益不好，利潤薄弱而繳不起保費；有的企業領導重視不
夠，不繳或少繳保費。
（二）社會保障基金投資收益波動較大
我國社會保障基金歷年收益情況表
項目
年度
投資收益額（億元） 投資收益率（%） 通貨膨脹率（%）
2006年619.79 29.01 1.50
2007年1，453.50 43.19 4.80
2008年-393.72 -6.79 5.90
2009年850.43 16.12 -0.70
2010年321.22 4.23 3.30
表1 統計了2006 年—2010 年我國社會保障基金的收益情
況?？傮w來看，社會保障基金的收益率波動較大，收益情況并不
樂觀。股票投資的收益情況不佳也是其中的一種情況。2006 年開
始，我國股市牛氣沖天，上證指數漲幅高達130.43%。但2008 年
后，股票市場又處于低迷的行情。其中，收益率最高的2007 年，
為43.19%。但是2008 年受經濟危機的影響甚至出現了負值，說明
社會保障基金實際上出現了“縮水”，連最基本的“保值”目標都
沒有達到。
（三）社會保障基金監管不到位
1. 社?；鸨O管法律立法層次低
社會保障基金是一項特殊的公共基金，既決定著人民生活和社
會穩定，又與經濟建設和資本市場發展密切相關，應該實現依法監
督管理，但目前只在《勞動法》和《社會保險費征繳暫行條例》中
作了原則規定，具體監管依據只是部門規章和規范性文件，法律層
次很低。
2. 基金監管人員專業素質較低
目前社會保障基金監管人員的專業素質普遍較低，影響了監管
的效率和監管的權威性。社會保障基金的監管以行政監管為主，由
于政府行政管理部門事情繁雜較多，監管人員又缺乏相關的社會保
障基金專業知識和相關法律常識，而且社?；鸸芾砉ぷ鞅旧碛志?/p>
有業務復雜、資金量大、牽涉部門多等特點，這就使得監管不到位，
甚至會出現監管效率低下和監管真空。
三、我國社會保障基金投資運營的對策分析
（一）拓寬社會保障基金的籌資渠道
1. 建立納入財政預算的籌資主渠道
事實上，政府只能履行有限的社會保障基金籌資責任，如果僅
僅采取安排滿足于一時一需的財政支出方式顯然是不夠的。要從根
本上解決問題，只有通過立法的途徑，在相關的法律條文中應規定
我國各級財政每年必須安排社會保障基金支出預算，將合理調整財
政支出結構作為籌集社會保障基金的主渠道，以保證社會保障基金
具有穩定、可靠的來源。至于納入財政預算后具體的支出途徑，可
以通過股市變現部分國有資產，從各省行政事業性收費中提取一定
比例資金等都是可以探討的方式。
（二）積極有效的實行多元化投資戰略
在廣泛利用組合投資的今天，穩妥性產品是現階段在投資品種
的選擇上的首選，但是應當嘗試著創新其他的投資工具，比如社會
保障基金可以投資到電力、石油、通訊、鐵路、高速公路、港口等
基礎建設項目，或者可以購買其經營權或使用權若干年，在經營或
使用的期限內收取有關費用或將約定的收益率作為投資回報。這些
項目具有資金需求量大、投資回收期長，但投資回報率較高而且較
為穩定、風險小的特點，而這些恰好符合社會保障基金可以長期使
用但必須低風險運作的特點，可以為社會保障基金贏得較高的投資
回報。
（三）構建和諧穩定的投資運營環境
社會保障基金的投資運營需要和諧穩定的環境，只有創造出健
康、完善的投資環境才能防范和降低各種風險的發生，從而促進社
會保障基金趨于平穩的運營。因此，我國應從以下幾個方面來改革
和完善投資運營環境：第一，應當將社會保障部門的基金管理和運
營職責分開。社會保障管理機構和社會保障經營機構必須分開，只
有這樣才既可以發揮專業性運營機構的投資運營的優勢，又有助于
形成有效的監督與制約機制。第二，大力發展機構投資者，形成一
個托管人市場。在一個自由成熟的資本市場中，托管機構一般由投
資銀行和專業基金管理公司擔當，而商業銀行和保險公司都不是社
會保障基金首選的投資托管機構。第三，應進一步規范我國債券和
股票的市場環境，鼓勵債券品種多樣化。為此，應該通過相關的法
律法規進一步健全和規范股票、債券市場，為我國社會保障基金的
投資運營創造出良好的外部環境。
參考文獻
[1] 鄭功成，《社會保障學》[M]，北京：中國勞動社會保障出
版社，2005 年7 月
[2] 呂學靜，《社會保障基金管理》[M]，北京：首都經濟貿易
大學出版社，2010 年6 月
[3] 鄭旭，《我國社會保障基金監管法律制度研究》[D]，鄭州：
鄭州大學碩士學位論文，2009 年5 月
[4] 李珍，《社會保障原理》[M]，武漢：武漢大學出版社，
2006 年9 月
[5] 胡英，《我國社會保障基金投資運營研究》[D]，長春：吉
