年金標準組合收益率與組合規模關系

■文／李斌 張婭萍

企業年金作為我國養老保險體系的第二支柱，在加強養老保障、提高退休人員生活水平方面發揮著重要的作用。截至2018年6月底，全國企業年金經歷10余年發展總規模達到1.31萬億元。自《職業年金基金管理暫行辦法》下發后，各省職業年金相關工作也正式啟動，預計未來職業年金規模將獲得較快增長。

公募基金規模與收益率之間的關系受到廣大投資者的重點關注，與此類似，年金標準組合收益率與其規模之間的關系亦受到廣大年金委托人及代理人的關注。根據人社部公開數據，從2012年底至2018年6月末，單一計劃組合的平均規模由2.12億元增長至3.59億元，集合計劃組合平均規模由3.57億元增長至7.17億元。

研究背景

分散化投資理論。在宏觀經濟下行的形勢下，信用違約高發，且股票市場波動較大。分散化投資可對沖不同資產類別、不同行業個股、個券的投資風險從而減小組合波動，然而，規模較小的組合由于投資難以做到充分分散化，抵御市場風險能力受到更大挑戰。

規模效應。組合規模大小直接影響年金管理機構的重視程度、管理費的優惠程度。在產品配置方面，規模較大的組合獲得優質資產配置的機會更多。在投資團隊配備方面，規模較大的組合更容易獲得機構專業投資團隊力量的投入，從而更好地發揮規模效應。

政策要求。當資金規模較低時，標準組合無法有效進入某些市場。銀行間債券市場交易的特點為單筆交易量大，買賣成交面額一般不低于1000萬元。而根據《企業年金基金管理辦法》第五十條規定“單個投資組合的企業年金基金財產，投資于一家企業所發行的債券等資產，按照公允價值計算，不得超過該投資組合企業年金基金財產凈值的10%”，意味著組合規模如果達不到1億元，則無法進入銀行間債券市場。

由于滬深兩市新股網下合格投資者至少需要1000萬元的市值，且目前在實踐中發行人和主承銷商事先確定的市值要求提高到6000萬元。根據《企業年金基金管理辦法》第四十八條規定“投資股票等權益產品以及股票基金、混合基金的比例，不得高于投資組合企業年金基金財產凈值的30%”，意味著權益上限為30%的標準組合規模至少在4億元以上，才能參與兩市新股網下首次公開募集（IPO），獲得較高無風險收益。

當前的研究基本上聚焦公募基金規模與收益率之間的關系，且無定論。有人認為基金規模總體上與基金業績呈現一種負相關的關系，即基金規模越小其業績越好，小盤基金業績顯著好于大盤基金業績。也有人對我國開放式基金規模與業績之間的關系進行了相關性分析及顯著性檢驗，實證分析表明，開放式基金的規模與業績之間并不存在某種特定的關系。還有人利用特征基準組合法（DGTW），通過實證檢驗發現，開放式股票型基金規模對基金選股能力、基金收益存在倒U型的影響，進一步得出我國股票型基金的最佳規模（資產凈值）在4.98億—23.48億元之間。

當前的研究結果均以市場上公募基金為樣本，但公募基金與年金標準組合在資金性質、運作模式、考核機制等方面有較大差別，本文將以A公司企業年金基金標準組合為樣本，著重考察標準組合規模與收益率之間的關系。截至2018年上半年，A公司建立了197個標準組合，組合最大規模27.44億元，最小規模0.27億元，平均規模7.15億元。

描述性分析

標準組合平均規模與其相對收益的關系（假設各投管人投資能力相同）。在運作滿5年的170個標準組合中，選取43個權益倉位上限為20%—30%的標準組合（與實際倉位基本一致），為剔除市場對標準組合收益率的影響，將各標準組合的收益率除以A公司企業年金當年平均收益率得到標準組合相對收益。以相對收益為縱坐標，標準組合規模為橫坐標，用43個標準組合當年平均規模和相對收益來制作散點圖，并用Excel進行擬合，選取使得可決系數最大的趨勢線。2013年的散點圖及趨勢線見圖1：

圖1 2013年A公司年金權益上限在20%—30%之間的標準組合相對收益與規模散點圖

由圖1觀察得到，2013年，標準組合規模接近1.75億元，或者5.1億元時，相對收益達到極大值。與此類似，2014—2017年每年的散點圖也顯示出相似的特征，比如：2014年，當標準組合規模為2.3億元、7億元、12億元左右時，相對收益達到極大值；2015年，當標準組合規模為3.5億元、11億元左右時，相對收益達到極大值；2016年，當標準組合規模為3億元、11億元左右時，相對收益達到極大值；2017年，當標準組合規模為4億元、11億元、19億元左右時，相對收益達到極大值。由于已經剔除了市場對標準組合收益率的影響，可以將上述2013—2017年的數據作為截面數據分析，顯示出，當規模在2.5億元、13億元左右時，相對收益達到極大值。

綜上，當控制標準組合權益上限在20%—30%且剔除市場因素的影響時，可以得到以下結論：使得可決系數最高的擬合趨勢方程為一元六次線性方程，即至少存在兩個規模使得收益率達到極大值。具體來看，當標準組合規模在2億—5億元時，相對收益率達到一個極大值，當標準組合規模在10億—13億元時，相對收益率會出現另一個極大值，該極大值往往會超過前一個極大值達到最大值。隨著時間推移，隨著組合規模自然增長，2013—2017年的峰值在右移。從波動角度出發，當標準組合規模較小時，組合收益率的波動、尤其是向下波動的程度較大。

標準組合平均規模與組合相對收益的關系（假設各投管人投資能力不同）。在實踐中，不同投資管理人的投資制度、投資風格差異較大，一定程度上影響了組合收益率。因此，在這一部分，假設各投資管理人投資能力不同，但同一投資管理人不同投資經理的投資能力相同。將2013—2017年215組數據按照投資管理人進行分類，M基金、N養老、O養老的樣本量大于等于30， M基金管理標準組合的規模與收益散點圖見圖2：

從圖2可以看到，當把投資管理人的投資能力考慮進去以后，出現兩個峰值的趨勢更為明顯。對于M基金所管理的標準組合，規模大于2億元后，相對收益率提升，在4億元時達到極大值，后下降。在規模約為10億元時達到極大值，后下降。N養老、O養老所管理的標準組合規模與收益之間也呈現出類似的規律，對于N養老所管理的標準組合，當規模為2億元、4億元、10億元時，相對收益率達到極大值。對于O養老，當規模為5億元、15億元左右時，標準組合相對收益率達到極大值。

2017年組合平均規模與超額收益率的關系。隨著A公司企業年金運營管理進一步精細化、系統化，從2017年起考察各標準組合各類資產的全年平均倉位與收益率情況。2017年A公司運作滿年度的標準組合為197個，將各組合的收益率進行調整，在每個標準組合收益率中剔除2017年中證100收益率乘以該組合股票平均持倉、2017年中債總全價指數收益率乘以該組合市值計價類固收資產平均持倉、A公司企業年金所持成本計價類資產2017年平均收益率乘以該組合成本計價類資產平均持倉、A公司企業年金所持混合型養老金產品2017年平均收益率乘以該組合混合型養老金產品平均持倉，以及A公司企業年金所持流動類資產2017年平均收益率乘以該組合流動類資產平均持倉，得到組合的超額收益。

圖2 2013—2017年A公司年金權益上限在20%—30%之間且投管人為M基金的標準組合相對收益與規模散點圖

將197個標準組合收益率調整為超額收益率后，既剔除市場對組合收益率的影響又剔除策略對組合收益率的影響，通過描述性統計的方法得出結論：組合規模與收益率的關系不是簡單的線性或倒U型關系，面對較多的不確定性因素，基本符合存在兩個極大值的趨勢。第一個極大值的出現是由于組合規模2億—5億元能夠順利參與各市場，此時相對收益率會達到極大值。下一個極大值的出現則將會在10億元以后。

實證分析

根據上述分析，組合收益率與組合規模的六次方、當前資本市場情況、組合的投資策略、投資管理人的管理能力有關。因此本文選取恰當變量，建立回歸模型。

樣本選取。本文選取A公司2017年運作滿年度的197個標準組合作為研究樣本。

變量選取。在考慮標準組合平均規模對收益率的影響外，還應當考慮2017年的資本市場情況、組合投資政策、投資管理人投資能力等因素，所選取的自變量為標準組合2017年累計收益率r，因變量包括標準組合2017年權益資產平均倉位乘以2017年中證100指數收益率stock、標準組合2017年市值計價類債券平均倉位乘以2017年中債總全價指數收益率bond、標準組合2017年混合型產品平均倉位乘以2017年A公司所有標準組合混合型養老金產品平均收益率hybrid、標準組合2017年成本計價類資產平均倉位乘以2017年A公司所有標準組合成本計價類資產平均收益率alternative、標準組合2017年流動類資產平均倉位乘以2017年A公司所有標準組合流動類資產平均收益率money、標準組合的投資管理人所管理的A公司全部組合2017年平均收益率除以A公司企業年金基金2017年收益率score以及標準組合2017年平均規模的六次方scale6。

模型假設。本文旨在考察企業年金標準組合收益率與規模之間的關系，根據描述性統計部分分析，假設標準組合規模的六次方對組合收益率有顯著影響。

模型建立。本文建立多元線性回歸方程如下：

ri=ai+b1stocki++b2bondi+b3hybridi+b4alternativei+b5moneyi+b6scorei+b7scale6i+ei

其中： ri為組合i2017年累計收益率； stocki為組合i2017年權益資產平均倉位乘以2017年中證100指數收益率；bondi為組合i2017年市值計價類債券平均倉位乘以2017年中債總全價指數收益率；hybridi為組合i2017年混合型產品平均倉位乘以2017年A公司所有標準組合混合型養老金產品平均收益率；alternativei為組合i2017年成本計價類資產平均倉位乘以2017年A公司所有標準組合成本計價類資產平均收益率；moneyi為組合i2017年流動類資產平均倉位乘以2017年A公司所有標準組合流動類資產平均收益率；scorei為組合i的投資管理人所管理的A公司全部組合2017年平均收益率除以A公司企業年金基金2017年收益率；scale6i為組合i2017年平均規模的六次方, ui為隨機項。

模型結果。本文使用stata做模型回歸，回歸結果如下：

ri=0.0331**+0.303***stocki+0.720**bondi- 0.264hybridi- 0.0655alternativei- 0.182moneyi+0.0253****scorei+7.33e-11*scale6i+ei

其中：*在10%的顯著性水平下顯著，**在5%的顯著性水平下顯著，***在1%的顯著性水平下顯著，****在0.1%的顯著性水平下顯著。

從模型結果可知，標準組合規模的六次方在10%的顯著性水平下，顯著影響組合收益率，且本模型不存在多重共線性。

結論及建議

通過上述分析，可以得到如下結論：標準組合規模對組合收益率的影響不是簡單線性或者倒U型，而是在10%的顯著性水平下，標準組合規模的六次方顯著影響組合收益率。當組合規模在2億—5億元時，由于能夠達到市場準入資格，所以收益率達到極大值。當組合規模超過10億元時，由于對于投資管理人來說引起足夠重視，組合收益率會出現另一個極大值，該極大值往往會超過前一個極大值達到最大值。標準組合規模較小時，由于組合投資資產分散化程度較低，風險無法充分對沖，因此組合收益率的波動性較大。

建議在年金資產實際投資運作過程中，資金分配不宜過于分散，分配給各標準組合的規模不宜過小，初期至少各組合應滿足進入各市場的最低門檻，后期隨著組合規模逐漸增大，也會使得投資管理人傾斜更大資源。當然也可考慮使用集約化程度更高的養老金產品進行投資，較小的資金量就可參與規模可觀、收益良好、充分分散、投資管理人傾注資源更多的優秀養老金產品，在申購贖回、調整配置策略、更換投資管理團隊方面更為靈活。■