我國封閉式基金的相關實證檢驗

王曉菁 王巧

[摘 要]本文以3支上證封閉式基金為樣本，選取2007 年1月至2011 年12月的周度數據，采用最小二乘法（CAPM）、ADF檢驗和橫截面檢驗實證分析了我國基金市場與上證大盤的相關性分析。分析了我國基金市場對CAPM 的適用性，不同基金對市場的反映度，從而指導投資者對基金的投資。

[關鍵詞]封閉式基金；CAPM；實證檢驗

[中圖分類號]F832 [文獻標識碼]A [文章編號]1005-6432（2012）40-0099-03

1 相關文獻回歸

關于CAPM 對資本市場的適用性一直是學者們關注的熱點，國內學者較多關注CAPM 對我國股市的適用性，而對基金市場關注不足。封閉式基金自誕生至今，其定價問題備受學者關注。邵晨、林翔和吳東林（1999） 研究得出： 封閉式基金完全信息條件下的理想價值與不完全信息條件下的均衡價格之間的差價，是由于存在信息成本和交易成本，有效市場對風險的定價；現實市場的價格與有效市場的均衡價格之間的差價，是由于存在價格操縱可能獲得的壟斷利潤，市場對無效率的定價。宋頌興（1999）認為基金價格的市場有三種情況： 基金價格等于、高于或低于其凈值，研究中出現的觀點也有三種情況，即認為基金的價格應該等于、高于或低于其凈值。馬若鵬（1999）研究得出，封閉式基金的定價受到基金平均投資回報率和股票市場平均收益率的影響。任學敏、徐承龍（2008）利用無套利原理，當股指滿足跳擴散模型時，用偏微分方程的方法給出了有違約可能的保底基金的定價和保底不成功概率的公式并作了一些定性分析。

縱觀以上文獻，我們可以發現，針對封閉式基金定價的研究大多都處于定性分析階段，定量分析較少。自1991年我國基金市場誕生至今已有20年時間，對于我國基金市場是否適用CAPM 卻較少受到關注。因此，本文在選取最新數據的基礎上，運用Eviews5.0 對CAPM 對我國封閉式基金定價的適用性進行實證檢驗。

2 數據選取

本文以上海證券交易所掛牌交易的封閉式基金為研究總體，選取其中3只基金為樣本（見表1），觀測時間為2007 年1月至2011年12月，共計262個周，777個實際數據周收益率計算公式為：Rt=（Pt-Pt-1）/Pt-1（其中Pt為基金t 時的周收盤價格，Pt-1為基金t-1時的周收盤價格）。同時，本文采用觀測期間的上證綜合指數作為市場組合的代表，其收益率為市場組合的收益率，能夠比較準確地反映我國基金市場整體行情的變化和發展趨勢。

表1

500056500003500001

[BHD]基金科瑞基金安信[]基金金泰

3 研究方法與實證檢驗

3.1 ADF檢驗

實證分析經常涉及時間序列的處理。不管是多變量的回歸分析，還是單個時間序列，平穩性要求都是一個基本前提。回歸分析要求變量是平穩的，否則基本的T、F等檢驗都不能使用，必然引起謬誤回歸，得出兩個時間變量間的錯關關系。所謂平穩，就是隨機變誤相量的概率分布不隨時間變化，如果變量的均值、方差和協方差不隨時間變化，就可以認為變量是平穩的。

根據ADF檢驗結果，可說明數據是否是同階單整的（同階單整即說明二者是協整的，這是一種協整檢驗的方法），協整數據才可以做進一步分析，否則會出現誤差導致結論失效。不是協整的數據，可以通過一階，甚至二階差分操作來達到協整的目的，但缺點是損失數據一些原本的性質。

（1）基金科瑞。根據判斷標準，數據平穩，可用此數據做回歸分析。

（2）基金安信。根據判斷標準，數據平穩，可用此數據做回歸分析。

（3）基金金泰。根據判斷標準，數據平穩，可用此數據做回歸分析。

3.2 CAPM回歸結果與分析

CAPM 是建立在一系列假設條件的基礎上，主要描述了證券市場中資產的預期收益率與風險之間關系的理論模型。數學表達式如下：

3.2.1 基金科瑞

由Eviews軟件，錄入基金科瑞的（Ri-Rf）和關于市場的（Rm-Rf），得到以下實證結果：

（1）T檢驗：X的t=17.25200，絕對值遠大于2，判斷系數通過T檢驗。

（2）F檢驗：X的f=297.6316，判斷通過F檢驗。

（3）D.W檢驗：2.303740，接近于2，無自相關關系。

（4）擬合優度檢驗：R-squared=0.572498，說明在基金科瑞和上證綜指的相關關系之間還有其他未考慮因素。

3.2.2 基金安信

（1）T檢驗：X的t=18.33583，絕對值遠大于2，判斷系數通過T檢驗。

（2）F檢驗：X的f=336.2028，判斷通過F檢驗。

（3）DW檢驗：2.083113，接近于2，無自相關關系。

（4）擬合優度檢驗：R-squared=0.562962，說明在基金科瑞和上證綜指的相關關系之間還有其他未考慮因素。

估計結果：

︿

Y=0.000940+0.238035Xi

（0.0005） （0.0130）

t=（1.7507）-（18.3359）

R2=0.5630 R2=0.5613 F=336.2028DW=2.083113

3.2.3 基金金泰

（1）T檢驗：X的t=17.43060，絕對值遠大于2，判斷系數通過F檢驗。

（2）F檢驗：X的f=303.8259，判斷通過F檢驗。

（3）D.W檢驗：2.111421，接近于2，無自相關關系。

（4）擬合優度檢驗：R-squared=0.537911，說明在基金科瑞和上證綜指的相關關系之間還有其他未考慮因素。

估計結果：

︿

Y=0.001417+0.2387213 Xi

（0.0007） （0.0165）

t=（2.0793）-（17.4307）

R2=0.537911 R2=0.536140 F=303.8257DW=2.111421

樣本基金β系數相比較表2

從β系數的大小可以看出基金科瑞和大盤行情的聯系更為緊密，受其系統性風險的影響更大，受市場收益的影響也較大。

3.3 檢驗模型的異方差——圖形法及懷特檢驗法

異方差性是為了保證回歸參數估計量具有良好的統計性質，經典線性回歸模型的一個重要假定是：總體回歸函數中的隨機誤差項滿足同方差性，即它們都有相同的方差。如果這一假定不滿足，則稱線性回歸模型存在異方差性。

若線性回歸模型存在異方差性，則用傳統的最小二乘法估計模型，得到的參數估計量不是有效估計量，甚至也不是漸近有效的估計量；此時也無法對模型參數進行有關顯著性檢驗。

4 結 論

本文對上證基金市場的周度數據進行CAPM模型構建，結果表明： 上證綜指系統性風險與基金呈正相關性關系，基金系統性風險在基金定價中有部分作用；而基金的平均收益與系統性風險并不是CAPM 預料的簡單的線性關系，還有其他風險因素在基金定價中起著不可忽視的作用；在上證基金市場上，投資者投機欲望強烈，忽視資本的時間價值，一味追逐高收益而忽視高風險。

實證檢驗結果也說明，CAPM 對我國基金市場的實用性不太理想，我國基金市場仍是一個不成熟的市場。鑒于此，我國基金市場應在以下幾個方面努力： 合理引導預期，避免投機；培育合格的基金投資主體，成熟投資觀念；完善信息披露機制，提高信息公開程度。同時也說明，CAPM 假設條件過于苛刻，在對資本市場進行檢驗時應謹慎對待。

參考文獻：

[1]任學敏，徐承龍.有違約風險的保底型基金的定價[J].同濟大學學報，2008（6）.

[2]宋軍，吳沖鋒.金融資產定價異常現象研究綜述及其對新資產定價理論的啟示[J].經濟學，2008（1）.

[3]鄭醒塵，蔣振聲，吳中養.資本資產定價模型有關假設的邏輯分析[J].商業研究，2002（256）：86-88.

[作者簡介]王曉菁（1991—），女，浙江杭州人，貴州大學2009級；王巧（1991—），女，貴州貴陽人，貴州大學2009級。