無風險資產的權重精選(九篇)

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第1篇：無風險資產的權重范文

關鍵詞：資產證券化；受托機構；風險管理；風險控制

中圖分類號：F830．91 文獻標志碼：A 文章編號：1673－291X（2008）04－0056－02

我國從2005年開始開展資產證券化業務試點，截至2008年1月18日，已發行了10個資產支持證券產品，分別是2005年第一期開元信貸資產支持證券（A檔、B檔、C檔）、建元2005－1個人住房抵押貸款證券化信托資產支持證券、2005年第一期開元信貸資產支持證券（A檔、B檔、C檔）、東元2006－1優先級重整資產支持證券、信元2006－1重整資產證券化信托優先級資產支持證券（又稱鳳凰2006－1）、浦發2007年第一期信貸資產證券化信托資產支持證券、2007年工元一期信貸資產支持證券、建元2007－1個人住房抵押貸款證券化信托資產支持證券、2007年興元一期信貸資產支持證券、通元2008年第一期汽車抵押貸款證券化信托資產支持證券，實際發行的總規模達到385．75億元人民幣。目前已推出的10個產品由4家受托機構發行，分別是中誠信托、中信信托、外經貿信托以及華寶信托。

隨著試點工作的成功，監管層有意加快推動資產證券化業務的廣泛開展，將有更多的商業銀行、資產管理公司作為發起人開展資產證券化業務，也將有更多的信托公司作為受托人參與到資產證券化業務中來，這要求信托公司對資產證券化業務中受托機構的風險管理有更深刻的理解和認識，以便順利地完成受托任務，推動資產證券化業務的開展。

一、資產證券化理論概述

（一）概念與沿革

所謂資產證券化，是把金融機構或其他企業持有的缺乏流動性但能夠產生可預見的、穩定的現金流的資產，通過一定的結構安排，對其風險與收益進行重組，以原始資產為擔保，創設可以在金融市場上銷售和流動的金融產品（證券）。

信貸資產證券化在我國就是銀行業金融機構作為發起機構，將信貸資產信托給受托機構，由受托機構以資產支持證券的形式向投資機構發行受益證券，以該財產所產生的現金支付資產支持證券收益的結構性融資活動。

資產證券化的起源可追溯到20世紀70年代美國政府不動產貸款協會（GNMA）所發行的不動產抵押基礎債券（Mortgage Backed Securities，MBS），到80年代中期開始盛行于美國，現在在美國的金融市場上已是三分天下有其一，其中抵押貸款支持證券市場在美國已經成為僅次于美國國債的第二大證券市場。 在歐洲和亞洲，資產證券化也正在得到日益廣泛的使用。隨著金融市場自由化與國際化的發展，這種信用體制逐漸在全球范圍內確立起來，正在改變全球的金融機構和信用配置格局。因此，“資產證券化是20世紀30年代以來金融市場上最重要、最具有生命力的創新之一”（Leon T． Kendall）。

（二）資產證券化的分類

歐美市場上的資產證券化產品基本上可以分為資產支持證券（Asset－Backed Securities， ABS）和房屋抵押貸款證券（Mortgage－Backed Securities， MBS）兩大類。在ABS 中可以分為狹義ABS和CDO（抵押債務權益）兩類，前者包括信用卡貸款、學生貸款、汽車貸款、設備租賃、消費貸款、房屋資產抵押貸款（home equity loan）等為標的資產的證券化產品，后者是近年內迅速發展的以銀行貸款為標的資產的證券化產品。

目前，國內試點發行的資產證券化產品中，國家開發銀行發起的開元系列產品是以“兩基一支”（基礎設施、基礎產業和支柱產業?雪領域的信貸資產為基礎的資產支持證券（ABS），東方資產管理公司發起的東元2006－1以及信達資產管理公司發起的信元2006－1是以不良資產為基礎的資產支持證券（ABS），工元2007、浦元2007、興元2007是以優良信貸資產為基礎的資產支持證券?穴ABS?雪，通元2008是以多個個人汽車抵押貸款形成的資產池為基礎的資產支持證券?穴ABS?雪，而建設銀行的建元2005－1、2007－1則是以多個個人住房抵押貸款形成的資產池為基礎的住房抵押貸款支持證券?穴MBS?雪。

二、資產證券化業務中受托機構的風險管理

（一）資產證券化業務中風險的主要類型

資產證券化業務面臨的風險主要包括：信用風險、利率風險、流動性風險、操作風險、法律風險等各類風險。

1．信用風險

由于委托人或人的違法、欺詐從而使作為信托財產的信貸資產遭受損失的可能性，包括作為信托財產的信貸資產在入庫起算日不符合信托合同約定的范圍、種類、標準和狀況；借款人不能按時還本付息，以及各類專業服務提供商違反委托合同的約定等情況。

2．利率風險

金融市場利率的波動會導致債券市場價格和收益率的變動，直接影響到債券的價格與收益率，由于信托財產在收益支付的間隔期內，將信托財產收益投資于流動性好、變現能力強的國債、政策性金融債及中國人民銀行允許投資的其他金融產品，其收益水平可能會受到利率變化的影響。

3．選擇各類專業服務提供商面臨的風險

在選擇其他資產證券化業務運作當事人的過程中，由于主觀失誤或客觀條件的限制，選擇了不適當的信用增級機構、貸款服務機構、資金保管機構或其他中介服務機構，由于具體操作人的失誤、決策程序不當或管理水平不高等因素給受益人（資產支持證券持有人）造成的損失。

4．流動性風險

在未來某個特定時間可預期和不可預期的凈現金流出有關。流動性要求的重要性在于，某些資產如果即刻賣出，其套取的現金價值可能會低于其當前賬面價值，從而給信托財產造成損失。通常影響信托財產流動性要求的因素包括：投資于所規定的各項金融產品的品種、比例和期限等。

5．法律風險

在資產證券化業務管理過程中由于出現與現行法律法規規定相抵觸的行為而使信托財產遭受損失的可能性。

6．道德風險

有關業務人員不遵守職業操守，從事違法、違規而使公司遭受損失的可能性。

（二）受托機構風險控制的主要措施

1．信用風險的控制措施

1）按照有關規定的要求進行信用增級，采用內部信用增級和（或）外部信用增級的方式提供。內部信用增級包括但不限于超額抵押、資產支持證券分層結構、現金抵押賬戶和利差賬戶等方式，外部信用增級包括但不限于備用信用證、擔保和保險等方式。

其他機構提供信用增級，應當在信貸資產證券化的相關法律文件中明確規定信用增級的條件、保護程度和期限、條款及其所承擔的義務和責任。

2）為有效防范和控制信用風險，在信托合同中，對于委托人欺詐、受處罰、違約等行為給受托機構帶來的損失明確處理、賠償辦法；在與其他運作當事人簽訂的委托合同中，明確由于人欺詐、受處罰、違約等行為給受托機構帶來的損失的賠償辦法。

2．利率風險的控制措施

科學衡量信托財產面臨的利率風險。可參照期限缺口法、持續期分析法、凈現值分析法和動態模擬分析法?熏分別運用持續期方法和計量建模方法對貸款提前償付等帶來的利率風險進行衡量，進一步加強內部風險管理機制建設，有效應用各種避險工具防范利率風險。

3．選擇各類專業服務提供商面臨風險的控制措施

嚴格按照受托機構選擇貸款服務機構、資金保管機構、信用增級機構及其他為證券化交易提供服務的機構的有關規定執行。

重點考察候選人的內部風險控制體系，包括要求其提供內部風險控制說明報告，聘請社會中介機構對其內部風險控制的實施情況進行評估。

4．流動性風險的控制措施

通過投資政策及其調整，保證風險管理執行在投資策略中，將資產配置于不同市場、不同品種，著眼于投資全過程進行管理。同時，緊密關注市場投資環境的改變，通過量化指標（如設定變現率）來進行流動性管理。

5．法律風險的控制措施

法律風險的控制重點有以下幾個方面：

1）信貸資產證券化業務是否符合法律、法規的有關規定。

2）選擇、監督、評估、更換貸款服務機構、資金保管機構、其他專業服務提供商的過程是否合法、合規。

3）在信托財產收益支付的間隔期內，按照合同約定的方式，將信托財產收益投資于流動性好、變現能力強的國債、政策性金融債及中國人民銀行允許投資的其他金融產品投資合規、合法性監督。

4）其他合規、合法性監督等。

6．道德風險的控制措施

第2篇：無風險資產的權重范文

馬考維茨(Markowitz)是現資組合分析理論的創始人。經過大量觀察和分析，他認為若在具有相同回報率的兩個證券之間進行選擇的話，任何投資者都會選擇風險小的。這同時也表明投資者若要追求高回報必定要承擔高風險。同樣，出于回避風險的原因，投資者通常持有多樣化投資組合。馬考維茨從對回報和風險的定量出發，系統地研究了投資組合的特性，從數學上解釋了投資者的避險行為，并提出了投資組合的優化方法。

一個投資組合是由組成的各證券及其權重所確定。因此，投資組合的期望回報率是其成分證券期望回報率的加權平均。除了確定期望回報率外，估計出投資組合相應的風險也是很重要的。投資組合的風險是由其回報率的標準方差來定義的。這些統計量是描述回報率圍繞其平均值變化的程度，如果變化劇烈則表明回報率有很大的不確定性，即風險較大。

從投資組合方差的數學展開式中可以看到投資組合的方差與各成分證券的方差、權重以及成分證券間的協方差有關，而協方差與任意兩證券的相關系數成正比。相關系數越小，其協方差就越小，投資組合的總體風險也就越小。因此，選擇不相關的證券應是構建投資組合的目標。另外，由投資組合方差的數學展開式可以得出：增加證券可以降低投資組合的風險。

基于回避風險的假設，馬考維茨建立了一個投資組合的分析模型，其要點為：(1)投資組合的兩個相關特征是期望回報率及其方差。(2)投資將選擇在給定風險水平下期望回報率最大的投資組合，或在給定期望回報率水平下風險最低的投資組合。(3)對每種證券的期望回報率、方差和與其他證券的協方差進行估計和挑選，并進行數學規劃(mathematical programming)，以確定各證券在投資者資金中的比重。

二、投資戰略

投資股市的基金經理通常采用一些不同的投資戰略。最常見的投資類型是增長型投資和收益型投資。不同類型的投資戰略給予投資者更多的選擇，但也使投資計劃的制定變得復雜化。

選擇增長型或收益型的股票是基金經理們最常用的投資戰略。增長型公司的特點是有較高的盈利增長率和贏余保留率；收益型公司的特點是有較高的股息收益率。判斷一家公司的持續增長通常會有因信息不足帶來的風險，而股息收益率所依賴的信息相對比較可靠，風險也比較低。美國股市的歷史數據顯示，就長期而言，增長型投資的回報率要高于收益型投資，但收益型投資的回報率比較穩定。值得注意的是，增長型公司會隨著時間不斷壯大，其回報率會逐漸回落。歷史數據證實增長型大公司和收益型大公司的長期平均回報率趨于相同。另外，投資戰略還可以分為積極投資戰略和消極投資戰略。積極投資戰略的主要特點是不斷地選擇進出市場或市場中不同產業的時機。前者被稱為市場時機選擇者(markettimer)，后者為類別輪換者。

市場時機選擇者在市場行情好的時候減現金增股票，提高投資組合的beta以增加風險；在市場不好時，反過來做。必須注意的是市場時機的選擇本身帶有風險。相應地，如果投資機構在市場時機選擇上采用消極立場，則應使其投資組合的風險與長期投資組合所要達到的目標一致。

類別輪換者會根據對各類別的前景判斷來隨時增加或減少其在投資組合中的權重。但這種對類別前景的判斷本身帶有風險。若投資者沒有這方面的預測能力，則應選擇與市場指數中的類別權重相應的投資組合。

最積極的投資戰略是選擇時機買進和賣出單一股票，而最消極的投資戰略是長期持有指數投資組合。

公司資產規模的大小通常決定了股票的流動性。規模大的公司，其股票的流動性一般較好；小公司股票的流動性相對較差，因此風險較大。從美國股市的歷史數據中可以發現，就長期而言，小公司的平均回報率大于大公司，但回報率的波動較大。

三、投資組合風險

我們已經知道，投資組合的風險是用投資組合回報率的標準方差來度量，而且，增加投資組合中的證券個數可以降低投資組合的總體風險。但是，由于股票間實際存在的相關性，無論怎么增加個數都不能將投資組合的總體風險降到零。事實上，投資組合的證券個數越多，投資組合與市場的相關性就越大，投資組合風險中與市場有關的風險份額就越大。這種與市場有關并作用于所有證券而無法通過多樣化予以消除的風險稱為系統風險或市場風險。而不能被市場解釋的風險稱為非系統風險或可消除風險。所以，無限制地增加成分證券個數將使投資組合的風險降到指數的市場風險。

風險控制的基本思想是，當一個投資組合的成分證券個數足夠多時，其非系統風險趨于零，總體風險趨于系統風險，這時，投資組合的風險就可以用指數期貨來對沖。對沖的實際結果完全取決于投資組合和大市的相關程度。若投資組合與大市指數完全相關，投資組合的風險就能百分之百地被對沖，否則只能部分被抵消。

投資組合的系統風險是由投資組合對市場的相關系數乘以投資組合的標準差來表達，而這里的相關系數是投資組合與市場的協方差除以市場的標準差和投資組合的標準差。因此，投資組合的系統風險正好可以由投資組合對大市指數的統計回歸分析中的beta值來表達。投資組合對大市的beta值是衡量投資組合系統風險的主要度量。投資組合的回報率、方差或標準差以及其beta值是投資組合分析和管理中的三個最重要的數據。

在投資組合的另一重要理論是在資本市場理論中引入了無風險資產的概念。在實際中，我們可以將國庫券認為是無風險資產。任何投資組合都可以看成是無風險資產和其他風險資產的組合。于是，投資組合的期望回報率可以表達成大市回報率與無風險回報率之差乘以beta值再加上無風險回報率。

國際金融投資行業也廣泛地使用VAR(Value-at-Risk)的方法來分析和管理投資組合甚至公司全部資產的風險。VAR實際上是衡量資產價值變動率的方法。其基本概念是：假設某投資組合的回報率是以正態分布，衡量在確定的概率下投資組合可能出現的虧損金額。VAR值就是用均值減一個標準方差的回報率，可以用來計算虧損。

四、投資組合業績評價

通常有兩種不同的方法對投資組合的業績進行評估。養老金、保險基金、信托基金和其他基金的主要投資計劃發起人一般會考察投資過程的各個主要方面，如資產配置、資產類別的權重和各類別重的證券選擇。這類評估稱為屬性評估。對很多投資者來說，他們更關心的是對一個特定的投資策略或投資機構效率的評價，如對有明確投資策略的開放式基金的評估。這種評估叫做指標評估。評估投資組合最直接的指標是回報率。但只有在相同或類似的風險水平下比較回報率才有實際的意義。從美國開放式互助基金的歷史數據可以看到，增長型基金的beta值最高，系統風險最高，相應在牛市時的回報率最高，在熊市時的回報率最低。平衡型的基金則相反。收益—增長型的基金的系統風險和回報率都在增長型和平衡型的基金之間。由此可見，任何一種基金在一個時期所獲得的回報率在很大的程度上取決于基金的風險特性和基金在當時所面臨的市場環境。在評估基金時，首先應將基金按風險等級分組，每一組的風險大致相同，然后在組中比較回報率的大小。

投資組合的回報率是特定期間內投資組合的價值變化加上所獲得的任何收益。對封閉式基金來說，由于沒有資金的流進和流出，回報率的計算相對比較容易。對開放式基金而言，頻繁的現金流動使普通的回報率計算無法反映基金經理的實際表現。開放式基金的回報率通常使用基金單位價值來計算。基金單位價值法的基本思想是：當有現金流入時，以當時的基金單位凈資產值來增加基金的單位數量；當有基金回贖時，基金的單位數量則減少。因此，現金的流動不會引起凈資產的變化，只是發生基金單位數量的變化。于是，我們可以直接使用期初和期末的凈資產值來計算開放式基金投資組合的回報率。

沒有經過風險調整的回報率有很大的局限性。進行風險調整后評估投資組合表現的最常見的方法是以每單位風險回報率作為評判標準。兩個最重要的每單位風險回報率的評判指標是夏普比例(Shame Ratio)和特雷諾比例(Treynor Ratio)。夏普比例是投資組合回報率超過無風險利率的部分，除以回報率的標準方差。特雷諾比例是投資組合回報率超過無風險利率的部分，除以投資組合的beta值。這兩個指標的不同在于，前者體現了投資組合回報率對全部風險的敏感度，而后者反映對市場風險或系統風險的敏感度。對投資組合回報率、其方差以及beta值的進一步研究還可以定量顯示基金經理在證券選擇和市場時機選擇等方面的優劣。

參考文獻

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Approach for Producing Superior Returns and Selecting Superior Rerns and

Controlling Risk，Mc Graw-Hill，1999.

[3]　陳世炬，高材林.金融工程原理[M].北京：中國金融出版社，2000.

第3篇：無風險資產的權重范文

關鍵詞：動態資產配置 先行指數 股票倉位 約束權重

中圖分類號：F830.2文獻標識碼：A 文章編號：1006-1770(2010)011-033-06

一、 引言

面對兇險叵測的證券市場，無論是機構投資者還是散戶，對于如何根據基本面等因素的變化來動態調整股票倉位的問題經常感到困惑。股票倉位的調整和控制存在很大的主觀性，往往被認為是藝術。

解決目前調整倉位所面臨困境的一種方法是從理論上進行創新，開發新的、更有效的調整倉位技術。對于考慮現金、股票和債券的大類資產配置，如果僅考慮現金和股票，那么大類資產配置問題就轉化成股票倉位的確定問題。因此，倉位動態調整可借鑒大類資產配置的方法來研究。目前，關于大類資產配置的金融理論取得了長足的進步，出現了現資組合理論、投資時鐘模型以及組合保險策略等理論和方法。然而，現有的理論方法存在明顯的不足，限制了其在投資中的應用。

經過幾十年的發展，Markowitz(1952)提出的均值方差模型（或投資組合理論）已經成為資產配置的重要方法。但是，由于均值方差模型存在需要對資產預期收益進行估計、一些不現實的模型假設以及配置結果對參數的敏感性等問題，導致該模型通常被放入“象牙塔”，難以在實務中發揮其應有作用。對于具有“新興加轉軌”基本特征的我國市場來說，情況更是如此。盡管很多研究對均值方差模型進行了拓展（如，Black和Litterman(1992)，Cuoco和He(2008)），但這些方法仍不能有效解決其主要缺陷，還往往提高了應用的復雜性。

在實踐中，比較有影響力的方法是美林證券的投資時鐘模型(Merrill Lynch(2004))。該模型把經濟周期與資產和行業輪動聯系起來，通過對影響資產收益表現的關鍵因素進行狀態劃分，來指導投資者確定不同階段的投資策略。然而，該方法在應用時需要對經濟周期進行正確地劃分，并且對資產配置的擇時和具體比例的指導作用還比較缺乏。

在動態資產配置方面，比較有影響的是組合保險策略的相關研究。代表性的方法有Perold和Sharpe(1988)提出的固定比例投資組合保險策略以及Estep和Kritzman(1988)給出的時間不變性組合保險策略等。這些策略的成功依賴于對市場未來走勢的正確判斷。此外，這些策略割裂了基本面與資產配置的聯系。由于沒有直接利用宏觀經濟等基本面信息，這些策略本身不具有利用信息上的優勢。

歸納起來，以上這些理論或方法通常存在模型假設強、操作性差或信息利用劣勢等缺陷。理論界的最新進展給解決倉位動態調整困境提供了一種新的、更為有效的工具。Brandt和Santa-Clara (2006)提出一種基于擴充資產空間的動態資產配置方法（以下簡稱為Brandt模型），該方法規避了以上方法的主要缺陷,同時具有很強的可操作性。

通過信號變量的動態變化，Brandt模型把動態投資組合問題轉化為靜態的投資組合問題。Brandt模型不依賴于對市場預期進行資產配置，而是直接利用現有指標或變量與資產收益的關系來確定配置比例，這對目前“先發展資本市場預期，后進行資產配置”的流行做法提出了挑戰。Brandt模型提出了可直接估計配置權重的擴張資產空間技術，延續了均值方差模型的理論脈絡，能夠充分利用該理論的現有研究成果。

本文主要目的是基于Brandt模型，建立適合我國證券市場的股票倉位動態調整模型。該模型是在風險資產僅保留股票、驅動倉位動態調整的信號變量僅為中國經濟景氣指數中的先行指數時的一種特殊情況。作為鋪墊，本文介紹了Brandt模型的單期形式，給出了對權重加以約束的方法。股票倉位動態調整模型具有良好的投資表現，易于使用，對機構投資者和中小散戶投資者都適用。此外，作為信號變量的先行指數與股票指數的顯著統計關系這一發現，對理解股市的運行和相關研究具有參考價值。

本文余下安排如下。第二節，介紹了Brandt資產配置模型的單期形式，對權重加以約束的實現方法進行分析討論。第三節，分析先行指數作為驅動股票倉位動態調整的信號變量的合理性，建立了股票倉位動態調整模型。第四節，分析了股票倉位模型的實際表現，并進行穩健性分析。最后，總結全文并探討拓展方向。

二、 Brandt模型及權重約束的實現方法

Brandt模型可以直接利用靜態的Markowitz均值方差模型來實現對參數的估計。從這一角度來說，Markowitz均值方差模型是Brandt模型的基礎。當所有信號變量的取值為常數時，資產空間沒有得到擴充，Brandt模型就變成了Markowitz均值方差模型。從這一角度來說，Markowitz均值方差模型是Brandt模型的一種特殊情況。

由于本文所給出的股票倉位動態調整模型是Brandt模型的一種特殊形式，所以股票倉位動態調整模型的股票倉位（或分配在股票上的權重）等參數的估計可以直接采用Brandt模型的估計方法。考慮到在實務中需要對股票倉位加以一定限制賣空等約束，本文在介紹Brandt模型的估計方法時，對權重約束的實現方法進行了分析討論。

（一）模型的基本形式

在實際應用中，易于使用的是單期模型。因此，本文僅考慮單期Brandt資產配置模型。假設投資者具有凸效用函數，要利用目前所具有的信息，來對投資標的進行配置決策，以最大化未來一個時期的財富。該決策可刻畫為最大化其凸效用函數的條件期望，即表示為 （1）

這里Wt表示該投資者的在t+1時刻的財富，bt為正數并且足夠小以使得財富的邊際效用保持為正數。令Rtf為無風險利率，為投資者組合t從t+1到時期的超額收益，。

本文采用類似Brandt和Santa-Clara(2006)的符號，即使用大寫字母表示總體收益，小寫字母表示超額收益。把所有變量加以一個表示時期的下標，以對應于該變量是已知的時刻。例如，風險資產從時間t到t+1的收益率被表示成Rt+1。在同一時期的無風險利率被表示成Rtf，原因在于在收益期的開始就知道該變量的取值。假設共有M類風險資產,即Rt+1的維數為M。

給定這些符號，考慮到 （2）

根據Brandt和Santa-Clara(2006)，可以把公式（1）表示成如下形式 （3）

實際應用中，通常用樣本矩來代替（3）的條件期望來進行相應的求解。組合的超額收益rp可表示為組合權重wt和風險資產的超額收益的線性函數，這里T表示向量的轉置。g為投資者的風險厭惡參數，該參數確定了在超額收益波動率上的懲罰程度。

假設存在一個預測信號變量集合zt，包含K個信號，即。把zt的第一個元素取為常數1，就可把擴張的資產空間與原有的風險資產空間聯系在一起進行表述。

Brandt和Santa-Clara(2006)指出組合的權重可以通過公式wt=qzt得到，這里q為一個M*K的參數矩陣，其最優值q*可以通過求解（3）得到，有下式成立

（4）

這里N為樣本量大小，ver(.)為通過把一個矩陣的列堆在一起，使矩陣變成一個向量的算子，表示兩個矩陣的克饒耐克（Kronecker）乘積。把的元素與zt的對應元素進行相乘后，就得到組合的權重wt。

（二）權重約束的實現方法

由于以上是用相對于無風險利率的超額收益進行的模型表述，那么給出的權重是分配在風險資產上的權重。對于分配在風險資產與現金上的權重之和為1的約束自然實現。換句話說，在求出分配在風險資產上的權重之后，把1減去這些權重之和后，就得到分配在現金上的權重。如果分配在現金上的權重大于1，那么表示需要進行借貸，以加大對風險資產的投資。除對分配在風險資產和現金上權重之和為1的約束以外，通過（4）獲得的權重沒有加以任何其他形式的約束。在應用中，通常考慮對權重加以限制賣空等約束。

當權重加以約束時，一般不能得到類似（4）的解析解，通常采用數值方法進行求解。對權重加以約束，求解最優權重就變成了求解一個凸二次優化問題。這個優化問題可表述為：

目標函數（5）

約束條件（6）

這里，為決策變量，；矩陣A為控制約束條件的系數矩陣，矩陣B為常數矩陣。通過選擇矩陣A和B的具體形式，可以把權重的約束表示出來。

為方便求解，把以上的目標函數表示成如下形式 （7）

對于這種形式的凸二次優化問題，可以采用Goldfarb和Idnani(1982,1983)的雙重法（dual method）來進行求解。對該方法的詳細介紹，可參見參考文獻[8,9],在此省略。

在求解上面優化問題時,很多數值算法可以直接給出無約束條件的解。另外，也可以把對權重的約束放寬到接近無窮大的程度,通過求解上面的優化問題得到。這兩種方式可以作為(4)式的替代方式，具有十分高的精度。

當僅有一個信號變量（常數1除外）并且僅有一個風險資產時，對權重的約束可以通過下面的“截尾變換法”實現，不需使用數值方法求解。在這種特殊情況下，可以唯一地求解權重，使“截尾變換法”與前文的數值方法近似等價。在這種特殊情況下，截尾變換法可以看成一種簡便算法。此時，不借助于數值方法，利用（4）式再進行截尾變換就可求出滿足約束條件的權重。

不失一般性，不妨把權重的約束表示為，這里，wd和wu分別為權重取值的下界和上界。對無約束的權重進行截尾變換，是指根據下式直接得到滿足約束條件的權重。

（8）

比如，計算出分配在風險資產上的權重wt=1.2。如果權重有不超過1且不小于0的約束，那么根據（8）式可得權重為。

下文將給出股票倉位動態調整模型。對于該模型，采用截尾變換法求解滿足約束條件的權重。如果對股票倉位動態調整模型增加信號變量的數量，那么截尾變換法將不能保證得到最優的權重，此時可以采用本文給出的數值方法求解最優權重。

三、股票倉位動態調整模型

假設僅考慮現金和股票兩類資產，股票倉位動態調整問題就轉化為前文的Brandt模型的一種特殊情況。此時，計算出的配置在股票上的權重就變成了股票倉位。在不產生歧義的情況下，下文所提到的權重和倉位將互換使用，不再一一說明。同時，計算出的權重，沒有轉化成百分比的形式，可自行轉換。

本文的倉位或權重是對股票市場系統性風險的凈敞口。凈敞口是綜合股票現貨、股指期貨后的風險頭寸。如果股票現貨的投資為10個億，但利用股指期貨對沖掉10個億投資的系統性風險，即是完全套保，此時凈敞口為0。如果股票現貨的投資為10個億，但利用股指期貨做多2個億，那么此時凈敞口為12個億。

下面，首先給出用做驅動倉位進行動態調整的信號變量并進行合理性分析，建立股票倉位動態調整模型，然后，對該模型進行實證分析。根據我國股市的特點，本文僅考慮用月度收益進行分析。同時，假設對股票進行指數化投資，投資于上證A股指數（簡稱A股指數），并且在每月以指數的收盤價調整倉位。

（一）信號變量：中國經濟景氣指數之先行指數

針對美國資本市場，Brandt和Santa-Clara(2006)給出了股息率、國債收益率以及信用利差等指標作為驅動資產配置動態調整的信號變量。Ait-sahalia和Brandt(2001)探討了用于資產配置的信號變量選擇問題，給出了通過多個指標來構造指數以復合多種信息的方法。

對于我國資本市場來說，選擇信號變量需要結合我國資本市場“新興加轉軌”的基本特征，提出適合我國市場的信號變量，不能簡單照搬國外的經驗。經過大量篩選和分析，本文選擇中國經濟景氣指數中的先行指數作為驅動倉位動態調整的信號變量。

中國經濟景氣指數包括先行指數、一致指數、滯后指數和預警指數。從1991年開始，該指數由中國經濟景氣監測中心計算并。2004年年末，高盛和中國經濟景氣監測中心合作編制先行指數。二者合作后會對指數的編制方法進行調整，因此可以認為先行指數從2005開始，編制方法發生了改變，導致2005年前后的先行指數數據可能存在結構性的差異。

先行指數一共由8組指標構成，這8組指標分別是投資新開工項目、消費者預期指數和房地產領先指數、恒生中國內地流通指數、貨幣供應M2、工業產品產銷率、物流指數和利率差。在計算先行指數時，經季節調整去除季節因素的影響。先行指數以1996年為基期，基期數值為100，該指標按月計算，每月月末。該指數的編制方法、構成指標的權數和權重等信息可以通過中國經濟景氣監測中心的網站查詢（省略.cn）。

（二）用先行指數驅動股票投資的合理性

良好的宏觀經濟狀況，不一定能夠保證投資股市就取得較高的收益。宏觀經濟的狀況與股市的發展變化并不同步，股市的發展變化一般領先于宏觀經濟狀況的改變。

一般來講，先行指數能夠反映出經濟的未來變化趨勢。根據中國經濟景氣監測中心，“我國先行指數的峰谷平均領先一致指數的峰谷6個月-7個月”。本文采用的先行指數的數值滯后于配置的時間2個月，由此推算，在某種程度上，本研究認為股市領先于宏觀經濟4個月-5個月。下面的分析將表明，這種判斷具有統計上的顯著意義。

在表1中，給出了滯后2期的先行指數月度百分比變化率和A股指數月度收益的回歸分析結果。其中，A股指數月度收益率的數據區間是從2005年6月至2010年6月，而先行指數月度百分比變化率的數據區間是從2005年4月至2010年4月。為清楚顯示這兩個變量之間的關系，把先行指數月度百分比變化率提前2期。這里，A股指數月度收益率采用的是把A股指數月度百分比變化率扣除掉該期的無風險利率。其中，每個月的無風險利率用該月加權平均的7天銀行同業拆借利率代替。

從表1可以看出，滯后2期的先行指數月度百分比變化率和A股指數月度收益具有顯著的統計關系（顯著性水平：0.01），說明滯后2期的先行指數月度百分比變化率對A股指數月度收益具有很好的預測作用。

上面這種統計關系用2005年以后的數據來測算是顯著的，如果考慮更長一些的數據，比如從1995年至2010年的數據，仍然可以發現是顯著的。然而，這種較長時期的數據所體現的統計關系，主要是2005年以后的數據在起作用。這種發現可從以下兩個方面來理解：

1.從2005年5月9日開始進行股權分置改革，大陸股市開始進入“全流通”時代，從結構上發生了本質性的變化，股市是宏觀經濟的晴雨表這一功能表現得逐漸明顯。

2.從2005年以后，先行指數的編制方法發生了結構性的變化，可能比以前的編制方法更為科學，數據質量得到很大的提高，因此對宏觀經濟能夠起到較好的先行指示作用。

需要說明的是，本文使用滯后2期的先行指數月度百分比變化率是由先行指數公布時間所造成的。比如，在2010年7月1日，若要決定在該月的股票倉位配置，僅需獲得2010年5月的先行指數月度百分比變化率。2010年5月的先行指數值通常在2010年6月末公布，故在進行配置時，可以使用該數據。注意，這里與前文模型（第二節）中利用滯后1期的假設有些不同。本質上，前文模型所表示的滯后含義是在決策配置時，利用當時可以利用的信息，而不是把對未來投資收益的預測納入決策當中。基于此，把滯后2期數據當成滯后1期處理即可。

（三）資金成本

股票倉位動態調整模型是對無風險資產和股票兩類資產進行動態配置的模型。為提高資金利用的效率，會把股票投資額度未用的資金以活期銀行存款的方式存入銀行、向金融機構以同業拆借利率拆出或以其他方式融出資金取得基本無風險的收益。

本文用7天銀行業同業拆借利率代替無風險資產，或者說本文假定資金成本為7天銀行業同業拆借利率。在整個樣本期內（從2005年6月到2010年6月），年化利率的均值為0.022。

四、不同約束條件下的配置表現

（一）投資收益分析

本文的投資收益是相對于資金成本或扣除資金成本的結果。如果把月度的利率加回股票投資的超額收益,不難得到在未去除資金成本前的收益表現相關分析結果，為節約篇幅，本文在此省略。表2給出了股票倉位動態調整模型的樣本外配置表現。

從表2可以看出，基于股票倉位動態調整模型的投資策略明顯地優于“買入并持有”指數這一投資策略。通過對權重加以不同的約束，對實際配置表現有所影響。對權重加以的約束越多，投資收益的夏普比率越低。

（二）權重變化

根據權重無約束的股票倉位動態調整模型，本文把計算出的權重大小按樣本外預測期的時間進行排列，給出了權重變化折線圖（見圖1）。為方便分析，圖1還給出了權重的四條約束線。根據前文提到的截尾變換法，當權重超過約束線（大于上界或小于下界）時，只能取約束線對應的數值；否則取計算出的權重。比如，在無約束條件下，計算出的2010年6月權重為-0.557。如果對倉位有不小于0的約束（即禁止賣空），那么倉位只能取0，即空倉。

從圖1可以看出，倉位在[-2,2]之間波動，隨時間變化明顯。與市場實際表現相比，股票倉位動態調整模型所給出的權重較為準確。比如，對于無約束的權重，在市場的幾個特征明顯的時間段，該模型提前建議調倉。

1.2008年7月至2008年12月，金融危機階段，市場跌跌不休，逐漸探底。在此階段，權重為負值，顯示如果不能賣空的話，就應該清倉。在2008年11月，權重到達低谷。

2.2009年1月至2009年12月，政府救市，市場出現反轉。在此階段，權重為正值；并且從2009年2月開始，權重超過1，顯示應該進行滿倉操作。如果可以根據市場情況增加投資額度，那么應該在2009年3月、2009年5月至7月，增加投資額度。新增加的投資資金可以來源于自由資金，也可以來源于同業拆借的資金。本文是在考慮資金成本的條件下給出的配置建議。

值得注意的是，2009年8月，市場回調，當月跌幅高達22%。權重盡管從2009年7月有較大程度的下調，但在該月仍然給出滿倉的建議，沒有能夠避免較大損失的發生。對于這種情況，一種解決辦法是不斷改進模型。比如，可通過改進現有信號變量或增加新的信號變量，來提高對市場反應的靈敏程度。另一種解決辦法是增加一些風險控制措施，比如，設定止損位，當損失達到止損位時，就進行止損，從而避免信號失靈時所引起的潛在大幅損失。

3.2010年1月至2010年6月，市場下跌。在此階段，權重除10年2月和4月以外，都為負值，顯示應該空倉。如果能夠賣空市場的話，應該賣空。值得注意的是，從2009年12月到2010年1月，給出的倉位建議是急劇地從滿倉變為空倉，說明倉位調整對信號的反應非常強烈。

（三）參數敏感性分析

在實際應用中，風險厭惡參數一般位于2至10之間。在前文的樣本外配置表現分析中，選擇了風險厭惡參數=5，用于參數擬合的樣本量為36（即用三年的月數據進行擬合）。

表3給出了不同風險厭惡參數和用于參數擬合的樣本量大小交叉配比下，[0,1]約束時投資組合的夏普比率。對于其他約束可以得到類似的結果，在此省略。

從表3可以看出，不同的參數對配置表現的影響比較有限。在這些不同參數配比下，所確定的投資組合仍然能夠優于以“買入并持有”的方式投資于指數的投資表現。這說明，本文的計算結果是比較穩健的。

值得注意的是，本文采用上證A股指數作為股票的替代。如果把A股指數換成上證綜指，可發現十分相似的結果。如果把A股指數換成深圳成指和滬深300指數，可以發現先行指數與這兩個股票指數仍然存在顯著的統計關系，但是顯著性程度將降低。從實際的配置表現上來看，對于這兩個股票指數，股票倉位動態調整模型仍然能夠得到良好的配置表現。但由于統計關系的顯著性程度的降低，配置表現要略遜于用上證A股指數。基于此，可以認為，該模型對大盤股（上證A股指數）要比中小盤股（深圳成指）的投資更具指導意義。為節約篇幅，在此省略了相關結果的展示。

最后，需要評估先行指數修正對配置表現的影響。在最新組成指標公布后，指數編制機構通常確定是否對上期先行指數數值進行修正。由于修正的基本原則是不改變指數的趨勢，對指數修正給實際應用產生的不利影響不用擔憂。具體來講，對于無約束權重，先行指數下滑階段給出的倉位通常略高于根據修正后的數據計算的倉位；而先行指數上升階段給出的倉位通常略低于根據修正后的數據計算的倉位。這樣一來，以夏普比率來衡量，實際的配置表現將比未考慮修正時所計算的配置表現略差。在先行指數變化沒有明確方向階段給出的倉位在多個時點上的影響可以互相抵消，從而不會根本性地改變實際的配置效果。考慮到通常對權重加以限制賣空和杠桿規模等約束，相當于對無約束權重進行“截尾”處理，導致先行指數進行修正產生的倉位變化影響大大降低，不會本質地影響配置表現。

五、結論

本文建立了適合我國股票市場的倉位動態調整模型，考慮的是模型的單期形式。建立倉位模型的一個難點在于尋找合適的信號變量。基于先行指數與股票收益存在的顯著統計關系以及合理的理論解釋，本文把先行指數作為驅動股票倉位進行動態調整的信號變量。實證分析表明該模型具有很好的投資表現并且具有穩健性。

在后續研究中，可以從理論和應用兩個方面進行拓展。理論方面可考慮股票倉位動態調整模型的多期形式和使用不同效用函數，應用方面可考慮把該模型從單一信號變量拓展到多個信號變量、探討債券的倉位動態配置模型、債券和股票的聯合配置以及相關的制度設計。

注：

本研究受到中國博士后科學基金資助（No.20090460639）

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第4篇：無風險資產的權重范文

關鍵詞：優先股資本化：銀行資本順周期；緩解機制

中圖分類號：F830，9

文獻標識碼：A

文章編號：1003-9031(2009)08-0011-05

一、研究背景

自巴塞爾協議實施以來，越來越多的學者認為，銀行資本的順周期性是商業銀行信貸親周期行為的重要原因之一。在經濟繁榮階段，商業銀行傾向于減少銀行資本，發放更多的貸款，而在經濟衰退時候，商業銀行傾向于增加資本和收縮信貸。我們以經濟衰退為例解釋資本順周期變化的原因及其對信貸活動的影響。首先，銀行的盈利能力具有明顯的親周期性。在經濟蕭條期，客戶財務狀況惡化，償付能力下降，銀行將面臨貸款損失的突然增加，資本受到侵蝕，銀行盈利能力下降，并引發嚴格的信貸評審和總撥備覆蓋率的快速上升，進而導致信貸萎縮。其次，銀行資產質量與經濟周期平行。銀行貸款質量依賴于銀行的內部評級體系、外部評級結構及信貸風險模型，當經濟衰退時，客戶違約率(PD)和違約損失率(LED)明顯上升，這導致采用“時點”法(PIT)的評級機構降低對客戶的評級，而且，擔保物的價值下跌使貸款損失準備和資本水平提高，這加劇了信貸活動的萎縮。再次，銀行外部籌集資本的能力與經濟周期平行，當經濟陷入衰退，整體經濟狀況不斷惡化，銀行積累的風險不斷暴露，這導致其從外部籌集資本的能力下降，或者必須支付更高的成本。最后，信息傳染導致銀行業資本選擇的羊群行為。當經濟開始顯現衰退的征兆時，大銀行由于在信息上的優勢，率先做出注入貨幣資本或通過降低風險資產而相應地增加低風險資產以增加資本，這將引起其他小銀行的競相模仿，從而導致銀行業資本充足率的順周期變化。新巴塞爾協議關于資本的監管則強化了信貸行為的順周期特征，并放大經濟沖擊，加劇金融脆弱，甚至觸發金融危機。而且，它會造成貨幣政策效果的非對稱性，緊縮的貨幣政策比擴張性貨幣政策更有效。在實行擴張性貨幣政策時，僅有“金融加速器”效應，而在貨幣政策緊縮時，除了存在“金融加速器”效應，還有“銀行資本加速器”效應，尤其是低資本水平的銀行比重較大的時候，貨幣政策的效果更不顯著。

次貸危機以來，全球經濟陷入衰退，金融體系遭受重創，各國監管部門的干預集中在保持銀行的償付能力，即使是大量的資本注入也未能形成新增貸款，而是被銀行部門轉做其他用途。于是，支持信貸需要的新增銀行資本無法實質性增加，加劇了經濟的衰退。美聯儲基于壓力測試的結果規定，若某金融機構被認為需要更多“有形”核心資本，則可通過轉換政府由于先前注資而持有的優先股至普通股，或在六個月內吸引私有投資，若仍無法籌得資金，則必須向政府發行可轉換優先股，股價為前19個交易日平均收盤價的90％。在隨后的7年中，金融機構在征得監管機構的同意后，可以回購優先股或將其轉為普通股。7年后，所剩余優先股將自動轉為普通股。事實上，美國銀行界對此方案卻不領情，有關人士表示，政府對于運作的公開干預以及可能導致的“國有化”結果是多數金融機構并不想要的。其理由是，在經濟發展早期，“國有化”對經濟增長有促進作用，而在成熟的經濟體系中，卻可能導致高成本、低效率，并會限制創新。于是，紛紛表示將選擇符合國家及本公司最佳利益的時機償還該筆資金。所以，研究經濟衰退階段緩解銀行資本順周期、增加信貸供給的有效機制就凸顯特別的現實意義。

二、國內外關于銀行資本順周期效應緩解機制的文獻綜述

對于大多數國家而言，銀行是最主要的金融中介，在缺乏有效的政策工具以消除銀行資本的順周期效應的前提下，只能基于審慎監管框架的“安全與穩健”原則，采取更積極、主動的措施來應對周期性問題。筆者對國內外學者關于這方面的措施總結如下。

(一)加強以風險為基礎的反周期監管

Tarisa Watanagase(2004)指出，應建立在準確分析和判斷基礎上的以風險為基礎的監管，要求銀行監管者在經濟好的時候既不過度樂觀，在經濟壞的時候也不過度悲觀，并鼓勵銀行建立和不斷更新內部風險管理體系，增強其自身的風險管理能力，以此來削弱銀行體系的順周期性。Gordy and Howell(2006)則認為，監管當局可以根據經濟周期階段，采用向量自回歸原則(使用時間序列過濾器平滑每個銀行的監管資本要求)和反周期指數規則(對風險權重函數附加一個隨時間變化的乘數，經濟擴張時期乘數大于1，經濟衰退時期乘數小于1)兩種方法平滑風險權重函數的輸出值。由于PD、LGD和EAD作為風險權重函數的輸入變量，將直接決定貸款的風險權重。因此，多數學者認為，應該降低PD、LGD和EAD的周期性波動，相應的辦法是：采用跨周期評級法，用于計算資本要求的PD也應反映長期平均違約率；估計LGD的數據應覆蓋一個完整的經濟周期，方法上應采用違約加權長期平均損失率，以接近與PD較高時期的損失率；EAD應是長期違約加權均值，銀行應保守地確定估計值的誤差范圍，尤其是在估值不穩定時，應該使用經濟低迷時期的EAD。

巴塞爾新資本協議還要求，監管當局應檢查銀行壓力測試的執行情況。直接運用壓力測試結果判斷銀行是否持有高于第一支柱計算的資本要求，確保資本水平能同時滿足第一支柱的資本要求和壓力測試反映的結果，以保證其持有足夠的資本以應付未來可能的市場沖擊，緩解由資本短缺引致的信貸收縮。然而，對資本監管實施反周期調節，雖然有利于限制短期經濟周期效應，但長期內隨著不良資產的累積將加劇經濟的周期性波動，而且在技術上難以操作。所以，反周期監管也飽受非議，例如，Cordv and Howell(2006)就直言，跨周期評級法雖然有助于減少監管資本的周期性波動，但由于不同時期監管資本僅與經濟資本的變化弱相關，無法通過監管資本推斷經濟資本，導致市場參與者難以持續監督銀行，弱化了市場紀律，同時，由于該方法對市場狀況的風險敏感度低。不利于銀行進行積極的資產組合管理以及風險定價。

(二)積極、主動地使用審慎監管工具

1，超額資本要求的動態調整。這一工具的宗旨在于，在經濟高漲期，銀行要持有比最低監管資本更多的資本；在經濟蕭條期，如果有必要，可以降低監管資本要求。

Estrella(2004)指出，通過在經濟蕭條期設立“明智的最低資本要求”來削弱順周期性的影響。劉斌(2005)認為，法定的最低資本充足率只是對銀行的最低資本要求，不同的銀行應根據自身的風險狀況確定自己的最優資本充足率水平。監管當局制定的最低資本充足率不能過高，也不能過低，應從整個銀行業來考慮。孫天琦和張觀華(2008)則認為，最為切實可行的方案是要求兩種不同的資本比率：一是最低資本比率；二是最低目標資本比率，即預先設定高于最低資本要求的比率。在經濟高漲期，希望銀行遵守最低目標資本比率；在經濟蕭條期，監管部門要求銀行滿足最低資本比率。

2，增加對特定高風險資產或行業的信貸風險權重。孫天琦和張觀華(2008)認為，在經濟高漲期，如果銀行監管者發現銀行貸款迅速向特定高風險行業聚集，其相應的的違約率(PD)、違約損失率(LGD)和風險暴露程度(EAD)都將明顯上升，那么即使巴塞爾新資本協議規定此類貸款的風險權重為100％，監管當局可以要求提升到更高，監管風險資本比率要求沒有發生變化，但是計算風險資產的方法發生了變化，導致銀行監管資本要求上升。

3，動態準備金制度。風險往往形成于經濟擴張時期，而顯現于經濟衰退時期。基于前瞻性原則設計的貸款損失準備金有助于平滑監管資本的周期性波動，抑制經濟上升期貸款的快速增長和避免衰退期貸款過度收縮。Fernandez等人(2000)的研究表明，動態準備金制度的引入，有助于校正風險管理中的市場失靈，即在經濟上升期低估風險，而在經濟低迷期高估風險；增強銀行管理層的風險意識，能夠在事前有效判別風險，降低了貸款損失準備的波動性，更好地匹配整個經濟周期內貸款組合的收入和支出，準確計量銀行利潤。ISNinals(2005)也認為，動態準備金是緩解親經濟周期效應的最優選擇，其缺陷是會計處理方法與貸款損失準備金在會計原則性分歧，也缺乏可操作性。西班牙于2000年開始實施動態準備金制度。并取得良好的效果。

4，設定最大貸款對價值比率(抵押率)。孫天琦和張觀華(2008)認為，資產價格的突然上升蘊含著巨大風險，因為資產市場價值的迅速增長會導致借款者凈資產的上升，強化貸款的需求和供給，而且，并發的通貨膨脹會影響貸款的實際價值。因此，可以預先設定最大抵押率限制以價格波動性比較大的資產(尤其在經濟周期頂點資產價格會明顯被高估)為抵押提供貸款，香港和泰國在這方面有過成功的實踐。

(三)貨幣政策工具及其與監管部門的合作

王勝邦和陳穎(2008)認為，以“削峰填谷”為目標的貨幣政策工具是應對過度波動的有效工具，有助于防范金融體系的穩定，并為解決周期性波動提供更大的活動空間。孫天琦和張觀華(2008)則認為，從理論層面講，采取貨幣政策來消除巴塞爾新資本協議造成的銀行貸款的周期性波動是可行的；如果僅僅關心短期效應，中央銀行應該在經濟蕭條期采取更加激進的貨幣政策，但實際的有效應用還存在困難，需要對巴塞爾新資本協議貨幣政策傳導機制的影響做全面實證分析，也需要中央銀行對銀行的財務狀況進行持續的監控。

制定確實可行的政策來削弱順周期影響，需要對宏觀經濟數據、銀行業的整體健康狀況、個別銀行的具體情況有深入了解。在監管職責不是由中央銀行承擔時，就需要中央銀行和監管當局之間的有效政策協調和信息交流，從而通過傳統的貨幣政策工具和積極的審慎性監管工具來穩定宏觀經濟。威廉?懷特(2006)在闡述其新的宏觀金融穩定框架時指出，金融領域的利益相關機構應該在金融穩定問題上加強合作。當金融體系的穩健性不斷減弱，應首先考慮審慎監管；當金融體系仍然穩健，而債務人風險不斷增加時，應該首先考慮采用貨幣政策手段。

(四)綜合評述

巴塞爾新資本協議建立在三大支柱上，第一支柱是最低資本充足率，第二支柱是強制且明確的監管審查，第三支柱是市場紀律，即更加透明的信息披露。第三支柱是巴塞爾新資本協議的有效組成部分，它通過風險增加帶來的成本上升和相應的資金和資本可得性降低，使社會公眾能更好地約束銀行的活動。所以，第三支柱是第一支柱和第二支柱的基礎，提高了兩者的可操作性。然而，上述緩解銀行資本順周期效應的機制除了其內在固有的缺陷外，都重在強調第一、二支柱，對第三支柱幾乎沒有涉及，甚至存在明顯弱化第三支柱的傾向。不可否認。目前市場紀律并沒有完全有效，這事實上導致或明或暗的國家擔保，并形成了道德風險。本文綜合考慮巴塞爾新資本協議三大支柱的基礎上，結合威廉?懷特(2006；2008)提出的“新結構”，系統地描述在經濟衰退階段銀行資本監管的一種新框架――優先股資本化。

三、經濟衰退階段銀行資本監管的新框架：優先股資本化

威廉?懷特(2006；2008)認為，金融體系內在具有順周期性的特征，解決當前的全球性的經濟失衡問題。需要構建一個新的宏觀金融穩定框架。銀行資本順周期是信貸周期性波動的重要原因，在經濟衰退階段，支撐新增貸款所需要的銀行資本無法實質性增加，這將惡化經濟的發展。借款人自我籌集資本，可以解決資本的供給問題，也能夠監督商業銀行的信貸行為和風險控制。

(一)一般情形――非相關投資者提供資本

考慮某一典型銀行，假設：(1)在0時刻開始實施資產組合，風險權重為100％的加權風險貸款資產的總量為A，權重為O％的加權風險資產的總量為B，監管部門要求的一級資本一加權風險資產比率為X，相應地，存款負債為A，權益資本為B，且B=AX；(2)貸款利率由存款成本(r)、期望損失的準備金率(EL)和資本費用率(即資本的期望收益k)三部分組成，無風險收益率為rf；(3)貸款全部在0時刻以同一利率發放，1時刻到期，不存在操作費用、交易成本和稅收；(4)權益資本的持有者是純粹金融投資者，與借款人、存款人或國家無關，而且所有權益資本(包括留存收益)在1時刻全部歸還給投資者。若在1時刻貸款的實際損失率為AL，那么銀行在1時刻的現金流表示如下：

源自貸款的現金流：A(1+r+EL-AL+k)；

源自無風險資產的現金流：B(1+rr)；

源自存款的現金流：-A(1+r)一min(O，(A，X(I+rf)+A(EL-AL+k)))；

源自權益的現金流：-max(O，(B(I+rr)+A(EL-AL+k)))。

從上述可以看出，隨機變量是貸款的實際損失率AL，它是由權益資本所有者承擔，由貸款的資本費用率k來補償。所以，支撐新貸款所需要的資本必須由純粹金融投資者提供，而存款由國家提供擔保。另外，這種環境下，貸款的損失率是嚴重不透明的，僅能用資本費用率來補償，這致使銀行在經濟衰退階段中表現出尤其明顯的風險厭惡。

(二)優先股資本化――借款人提供資本

我們將上述的第四個假設改為支撐信貸資產的資本是銀行發行的永久性的、非累積性的和無投票權的優先股，而且，這些股份全部由在0時刻借款額為B的借款人購買。同時，假定優先股的最高分紅比率為無風險收益率rf，在1時刻貸款的實際損失率仍然為AL，那么1時刻的現金流可以表示如下：

源自貸款的現金流：A(I+r+EL-AL)；

源自無風險資產的現金流：B(1+rf)；

源自存款的現金流：A(1+r)-min(0，(B(1+rf+A(EL-AL)))；

源自優先股的現金流：-max(0，(B(1+rf)+min(OA(EL-AL))))；

源自權益的現金流：-max(O，A(EL-AL))。

從中我們可以發現貸款利率沒有的構成中就沒有資本費用率k，原因是借款人通過持有優先股自己承擔了實際貸款損失。因此，借款人的風險與優先股相掛鉤，此時的貸款利率也較一般情形低。此時，銀行產生的自由現金流有普通股股東和優先股股東(借款人)分配，雖然借款人有優先權，但僅限于rf，剩余部分歸普通股股東。因此，優先股資本化是借款人自我籌集資本，它既不會攤薄普通股股東的利益，可避免兩者之間的利益沖突，也不會增加貸款風險(尤其是對同一貸款人)，同時也使銀行免費地吸收貸款損失，這完全符合巴塞爾新資本協議對一級資本所定義的特征。

(三)基于優先股資本化的操作方式與信貸風險

一般情形下和優先股資本化的實際貸款損失率均為AL，但是后者是以優先股的價值和借款人的能力共同承擔償債義務。但是這面臨的一個問題，優先股價值的下降將直接或間接地增加貸款的期望損失，這將影響一級資本吸收貸款損失的功能。于是，優先股必須由借款人的股東購買，并假定優先股的處置價值在任何時刻都為零。但是，對借款人及其股東而言，仍然可以在其資產負債表中以優先股的實際價值記錄到流動資產項下。我們以借款人的特定項目(SP)為例，描述優先股資本化對借款人信貸風險與資本結構的影響。

在優先股的價值中，給定其買入價高于市場收益，借款人的瞬時損失可通過貸款的成本來補償。實際上，借款人的權益資本持有者可以通過多種方式，如推遲分紅，提高新權益資本的價值。那么，在經濟衰退階段，即使借款人提高杠桿比率，銀行信貸資產的風險也不會有實質性增加。

(四)利用優先股資本化來緩解銀行資本順周期效應的可行性分析

首先，優先股資本化可以明顯減緩信貸行為的順周期性。在經濟衰退階段，銀行普通股股東和人都存在高估信貸風險，囿于資本的限制而緊縮信貸，借款人的需求往往得不到滿足。若采取優先股資本化的方式，信貸順周期的狀況將得到明顯改變。優先股作為承擔銀行純下降風險的資本，其不但為自身的貸款需求提供新的資本支撐，而且作為持有者的借款人也將直接影響銀行的信貸活動，緩解問題。因為當商業銀行資產組合中低質量貸款增加，其在經濟環境中就很難確保新的貸款業務。所以，這種負的反饋機制可約束銀行及其人的行為，遏止其通過不斷放松信貸條件以追求市場份額，這恰恰是該框架的獨特之處。

其次，優先股資本化將明顯強化對商業銀行信息披露的要求，同時，也可以緩解最低資本充足率帶來的或明或暗的國家擔保及其造成的道德風險。

第三，該框架不會攤薄既有普通股股東的利益，也不會增加銀行的信貸風險，符合審慎監管框架的“安全與穩健”原則。

第四。以優先股資本可以部分緩解銀行資本順周期的特征，可使經濟衰退階段保持甚至增加貸款額度、資本―加權風險資產比率和資產收益率等指標，從而可使銀行信貸有嚴重的順周期性向中性或逆周期性轉變。

四、結論

優先股資本化的實質是借款人自我籌集資本，它不會攤薄既有普通股股東的利益，恰能監督商業銀行的信貸行為和風險控制。而且，優先股資本化具有明顯的逆周期特征，能在經濟衰退階段有效地增加信貸供給，從而為經濟復蘇提供必要的資金來源。因此，優先股資本化也為經濟蕭條時期滿足企業貸款需求和維持銀行體系穩健運行提供了一種新思路。

第5篇：無風險資產的權重范文

【關鍵詞】經濟增加值（EVA） 公司價值 價值評估方法 港口企業

一、EVA公司價值評估理論

（一）EVA的定義和發展

經濟增加值的一般定義是：在考慮資本投資風險的前提下， 公司創造出的高于資本機會成本那部分額外的經濟收益額。EVA的數值越高，股東們獲得的資本收益額也越高，它直接反映了公司的經濟效益與生產資本的能力。

20世紀80年代，美國斯騰斯特咨詢公司提出了經濟增加值（EVA）這一概念，到目前為止，經濟增加值在公司中的應用已經有三十多年的歷史。在這三十多年里，國內外對于經濟增加值的研究和討論從未停止過，經濟增加值理論不斷地被完善、發展、運用、實踐。

（二）EVA估值模型

從EVA的概念可知，當EVA的值大于零時，表示股東財富值增加，公司的利潤大于成本費用；反之亦然。根據EVA未來的增長率不同可以分為三種模型，即：單階段模型，兩階段模型和三階段模型。鑒于三階段估值模型較少使用，故本文只介紹前兩種EVA模型。

1.單階段估值模型。單階段估值模型又被稱為高頓增長模型，該模型應用于以某一固定增長率穩定增長的公司。該模型的未來EVA現值計算公式如下：

未來EVA的現值= （1-1）

在公司持續經營假設前提下，對數列進行求和并得到以下公式：

未來EVA的現值=，WACC>g∞，WACC

公司價值=I0+EVA1/（WACC-g） （1-3）

其中：g――公司的固定增長率

EVA1――預測期第一年EVA值

WACC――公司整體平均資本成本

2.兩階段估值模型。兩階段估值模型是將連續的價值分為兩個時期，即一段高速增長期，一段以g永續增長的穩定增長期。該模型適用于先高速增長后來又穩定持續增長的公司。該模型的未來EVA現值計算公式如下：

未來EVA折現值=高速增長階段折現+穩定增長階段折現

=+ （1-4）

企業價值=I0+++（1-5）

其中：g――永續增長率；

EVA――高速增長期第t年的EVA值；

EVAn+1――穩定增長期第一年的EVA值；

WACC――平均資本成本

I0――期初投資資本。

（三）EVA值的計算

EVA有多種計算方式，這里介紹使用最廣泛的一種。根據定義，經濟增加值的計算公式為：

EVA=RC-CC （1-6）

其中：RC――稅后凈營業利潤NOPAT

CC――公司的資本成本

CC=WACC*TC （1-7）

其中：WACC――加權平均資本成本率

TC――全部投入資本（包含權益資本和債務資本）

因此，經濟增加值的計算又可以用以下方程式表述：

EVA=NOPAT-WACC*TC （1-8）

計算經濟增加值的數據全部來源于會計財務報表，但是計算EVA值相對于原有的利潤會計體系更加復雜，我們需要對有些會計項目進行適當調整，然后在調整的基礎上計算出稅后凈營業利潤（NOPAT）和資本投入（TC），然后估算權益資本成本，確定加權平均成本，最后根據經濟增加值的定義估算出EVA的值。我們需要根據所屬行業的不同，因地制宜的確定應該調整的會計項目，制定計算EVA的方法步驟。

1.EVA會計項目的調整。計算EVA值的資本投入和稅后凈營業利潤來源于會計財務報表，EVA估值體系也是建立在傳統會計體系上，但由于財務報告是在通用會計準則指導下編制的，具有模型本身固有的缺陷，財務人員存在操縱會計數據的潛在威脅，使得財務數據無法反映公司真正的經營業績，因此需要調整會計項目，使調整后的財務數據真實反映公司的經營業績。

但是如何調整、怎樣調整會計項目才能使得財務數據真實反映公司業績成了？為此這些年會計界不斷探索，不斷改革，也頒布了很多新法則法規。但是會計財務報告失真、會計信息扭曲現象越來越嚴重，主要表現會計分期、謹慎性、公司內部費用攤銷和內部轉移定價造成的會計失真。

美國斯騰斯特管理咨詢公司通過研究提出，目前有160多種事項需要進行調整，但是對這些會計項目的調整需要花費巨大的人力、物力和財力，這顯然是得不償失的。據驗證，只有盡量把調整事項控制在15項以內，才是計算最優經濟增加值的方法。本文不再一一贅述這些會計調整事項，案例中也是幾個簡單的會計調整。

2.稅后凈營業利潤與資本總額。資本總額=遞延稅貸方余額+少數股東權益+普通股東權益+準備金+研發的資本化金額+累積商譽攤銷額+短期借款+一年期內到期的長期借款+長期借款-在建工程

稅后凈營業利潤=少數股東損益+稅后凈利潤+本年商譽攤銷額+研發費用+利息費用+準備金余額的增加+遞延稅貸方增加額-研發費用在本年度的攤銷

3.加權平均資本成本的計算。一般資本成本主要包含權益資本成本和債務資本成本，我們要分別確定二者對應的成本數值，和他們各自在資本總投入中所占的比例權重，然后便可以計算出加權平均資本成本。

（1）權益資本成本的確定。本文用資本資產定價模型（CAPM）來計算權益資本成本，其確定過程事實上是在收益和風險之間進行權衡的過程。資本資產定價模型如下：

Ks=Rf+β（Rm-Rf） （1-9）

其中：Ks――權益資本成本

β――風險系數

Rf――無風險資產收益率

Rm-Rf――市場風險溢價

Rm――市場收益率

從上述公式可以看出，要計算得到權益資本成本，我們必須先獲得無風險資產收益率，在它的基礎上加上公司的風險報酬。我們一般使用一年期國債利率作為無風險資產收益率。風險報酬是在整個資本市場風險補償的基礎上，再乘以公司的風險系數β。

（2）債務資本成本的確定。公司的債務資本成本主要是銀行的借貸資本，因此直接用貸款利率來確定。

在確定了權益資本成本和債務資本成本后，公司的加權平均資本成本便可以計算了。加權平均資本成本（WACC）是現代財務理論中一個極其重要的概念，無論是編制公司的資本預算還是估算公司價值，都與科學的確定WACC不可分割。但是加權平均資本成本的確定主觀因素大于客觀因素，比如增長率的確定就帶有很大的主觀因素。目前，加權平均資本成本可以用以下公式計算：

WACC=（1-T）Kb+Ks （1-10）

其中：Kb――債務資本成本

T――所得稅稅率

B――債務資本總額

Ks――權益資本成本

S――權益資本總額

因為債務資本成本在計算利潤前扣除，故有抵稅作用，所以在計算時要扣除掉節省的所得稅，表現在公式上則是將債務資本成本乘以（1-T）。在計算加權平均資本成本WACC時，我們需要按目標資本結構權數或者市場價格權數來計算。這反映了公司現行融資行為實際結構，而實際結構又反映了目標資本結構，對于正確反映公司價值最大化具有重要的作用。上式中：

權益資本總額=資本總額-債務資本總額

債務資本總額=短期借款+長期借款+一年內到期的長期借款

三、EVA估值法評估公司價值的運用――以日照港為例

（一）公司概況簡介

日照港股份有限公司是由山東省人民市政府批準成立，并于2002年獲得山東工商管理局頒發的公司法人營業執照，公司的注冊資本為30.75億人民幣。其股票在2006年發行上市，首發股份為2.3億股，募集的資金為10.81億元，截至目前，公司擁有股票307，565.39萬股。

日照港地處山東半島南端、中國中部海岸線，并與韓國、日本、朝鮮隔海相望，有著得天獨厚的地理優勢。目前，公司的主要經營業務是焦炭、鎳礦、礦石、水泥、鋼材、煤炭等大型散雜貨物的堆存和裝卸業務。公司具有自然資源豐富、港口設備先進、地理條件優渥、交通網絡便利等得天獨厚的天然優勢，是其他港口所望塵莫及的。

（二）日照港2010到2013歷史EVA值的計算

本文通過對日照港集團2010年到2013年EVA值的計算來說明經濟增加值在港口類公司中的應用，選取日照港集團的原因主要考慮到兩方面：一是日照港集團是港口類企業中具有代表性的公司之一；二是上市公司的財務數據相對比較齊全，容易計算經濟增加值。考慮到本文篇幅較大，以下表格中為零的項目不予列示。

1.稅后凈營業利潤（NOPAT）計算。由于港口類企業的特殊性，通過對其財務報告的分析，這里僅考慮利息支出、準備金和所得稅科目的調整，然后計算出稅后凈營業利潤。

表3-1 稅后凈營業利潤計算表

注：①這里假設財務費用全是利息費用

②平均所得稅率=所得稅/利潤總額

③息前稅后利潤=息稅前利潤×（1-平均所得稅）

2.資本總額的計算。

表3-2 資本總額計算表

3.加權平均資本成本（WACC）的計算。（1）日照港資本結構。

表3-3 日照港資本結構

注：①權益資本=資本總額-債務資本

②債務資本=短期借款+長期借款+一年內到期的長期借款。

（2）權益資本成本的計算

表3-4 日照港權益資本成本計算表

注：①權益資本成本率=無風險利率+貝塔值*市場風險溢價

②貝塔值和無風險利率是從Resset數據庫查詢得到的。

（3）債務資本成本的計算

表3-5 日照港債務資本成本計算表

（4）加權平均資本成本（WACC）

表3-6 日照港加權平均資本成本計算表

注：加權平均資本成本=權益資本比重*權益資本成本率+債權資本比重*債券資本成本率。

4.2010到2013年EVA值。

表3-7 日照港2010到2013經濟增加值計算表

注：EVA=NOPAT-WACC*TC。

（三）日照港2014到2018年EVA值預測

以2010年到2013年四年的財務數據為基礎，計算這四年各會計項目的平均增長率，本文假設日照港之后的五年以平均增長率連續增長，估計日照港的資產負債表以及利潤表，對于波動較大的會計科目單獨調整。

1.稅后凈營業利潤預測。

表3-8 五年稅后凈營業利潤預測

注：準備金損失除了壞賬準備金之外，其他的準備金因為在2010年到2013年均未發生變動，且值為零，因此假設在未來的五年他們的值也為零，只有壞賬準備金按照平均增長率增長。

2.資本總額及WACC預測

（1）資本總額預測

表3-9 五年資本總額預測

（2）加權平均資本成本預測

①日照港未來五年資本結構預測

表3-10 日照港未來五年資本結構預測

②債務資本成本預測

表3-11 日照港未來五年債務資本成本預測

注：這里假設一年期流動貸款率為6%，且未來五年固定不變。

③權益資本成本預測

表3-12 日照港未來五年權益資本成本預測

注：貝塔值和無風險溢價以2010年到2013年四年的平均值預測未來五年，且假設未來五年保持不變。

④加權平均資本成本預測

表3-13 日照港未來五年加權平均資本成本預測

3.2014到2018年EVA值預測。

表3-14 日照港2014到2018年預測經濟增加值計算表

（四）計算日照港公司價值并分析結果

1.日照港公司價值計算。根據對日照港未來五年經濟增加值的預測，結合第一章中介紹的EVA兩階段估值模型來計算日照港的公司價值。

表3-15 未來五年經濟增加值各項指標

公司價值=期初投入資本+預期未來EVA現值

=期初投入資本+可明確預測五年的EVA現值+連續價值現值

其中：

可明確預測五年的EVA現值=628153.74/（1+5.46%）+886209.18/（1+5.46%）^2+1267213.15/（1+5.46%）^3+1843530.23 /（1+5.46%）^4+2738031.21/（1+5.46%）^5=6062182.81元

基于中國港口行業未來較好的前景，我預測未來以1%的增長速度穩定增長，因此連續價值現值=2738031.21*（1+1%）/（5.46%-1%）/（1+5.46%）^5=47531998.45元。日照港的公司價值=1966547.26+6062182.81+47531998.45=55560728.52元

2.結果分析。截至2013年12月31日，日照港的總股本為307，565.39股，2013年12月31日的收盤價為2.54元/每股，故日照港的市值為790443.05元，而本文預測的公司價值為55560728.52元，遠遠高于其市值。由此可以得出日照港的股票價格被低估，結合日照港上市以來的月K線圖：

圖3-1 日照港上市以來的月K線圖

從圖中可以看出，日照港股票曾在2007年底，2008年初達到高峰，股價一度為16.87/股，接近真實地公司價值。2008年猛然跌至3.36/股，之后雖有緩慢上升，但從2010年開始一直平穩下跌，我想可能是受到2008年金融危機的影響，2012年又是股市的熊市，因此股價一直平穩下降沒有上升。盡管如此，基于日照港的優越條件和中國經濟市場的逐漸完善，日照港的股價應該會上升，慢慢接近他的真實公司價值[7]。

因此，結合圖來看用經濟增加值估值法計算出來的公司價值，應該是比較準確的，它雖然不一定代表公司現在的公司價值，但對于預測公司未來價值以及經營業績的走向是較準確的。所以，EVA估值法值得在我國進行廣泛的推廣，而不是僅限于國有企業。

參考文獻

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[3]王喜剛，叢海濤、歐陽令南.什么解釋公司價值――EVA還是會計指標[J].經濟科學，2003.

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[5]朱炯.EVA指標分析及在我國運用時的調整思路[J].商業研究，2003.

[6]王波.經濟增加值理論及在我國上市公司應用的研究[J].經濟科學出版社，2007.

第6篇：無風險資產的權重范文

【關鍵詞】 投資組合模型； 線性回歸模型； 非系統風險； 穩定性檢驗

引 言

1952年，美國經濟學家、諾貝爾經濟學獎得主Harry Markowitz發表了《資產組合的選擇》，第一次以較嚴密的數理方法分析了人們為什么要構建資產組合以及如何建立有效的資產組合，為資產組合策略提供了理論基礎。

對于最優投資組合權重的估計方法，許多學者作了進一步研究。張立山、張曉紅用線性規劃單純形法解決證券投資組合的優化問題。萬中等人構造了外點罰函數，采用Frank-Wolf算法解決這一問題。但隨著證券種類以及數目的不斷增多，當線性規劃模型的決策變量數目增加時，增大了計算工作量，最優投資比例的確定變得非常困難。徐緒松、陳彥斌用模擬退火算法求解基于絕對離差的證券投資組合模型。楊利、李玉娟提出了一種改進的模擬退火算法，應用懲罰函數法將Markowitz投資組合模型轉化成無約束的優化問題，并對基本的模擬退火法的關鍵過程和參數進行了優化，解決了模擬退火法初始溫度和解的產生機制問題，達到了速度和精度的平衡，提高了算法的效率。由于理論最小迭代次數無法確定，存在著計算效率偏低的問題，仍需要進一步研究。

從Markowitz的投資組合模型開始，資產組合均值-方差有效性的問題對于投資實務具有重要意義，理論研究者在這方面做了大量檢驗工作。給定一個特定的投資組合，其組成部分或投資組合比例是已知的，傳統上，把檢驗資產組合的有效性問題轉化為檢驗資本資產定價模型的有效性。Gibbons（1982）首先在多元統計框架下檢驗資產組合的有效性。在存在無風險 資產的情況下 ， Gibbons、Ross &Shanken（1989）提供了有效檢驗方法解決了資產組合有效性精確檢驗的問題。在不存在無風險資產的情況下， Zhou（1991）應用特征值檢驗來檢驗資產組合有效性。Harvey & Zhou（1990） 使用貝葉斯推斷來檢驗投資組合的有效性。

目前有許多方法可以用來估計投資組合的最優權重，但這些方法大多非常復雜，如果能將投資組合問題轉化為線性回歸問題，借助技術上成熟的最小二乘法估計最優組合權重，計算量會大幅下降，且估計精度提高。已有的對投資組合的有效性檢驗主要是針對整個市場的，對于個別投資者則更關注自己所持有的組合是否有效或持有由哪些資產組成的組合更加有效，因為除了指數基金或大型投資基金能夠實現非系統風險的充分分散，對于大多數中小投資者是很難做到的。所以研究由少數股票組成的投資組合是否有效具有實際意義。投資組合的有效性主要在于是否能夠有效分散非系統性的風險，這取決于各組成證券在組合中的作用是否有效或顯著。另外，隨著經濟結構和企業經營的變化，人們的預期發生變化，投資組合也必須隨之做出調整，投資組合呈現出動態性或時效性特點，過去是最優的組合權重，現在未必是最優的，如果調整，需要支付一定的成本，且頻繁調整會造成投資效率的下降；不調整，或錯過了最佳調整時機，則可能無法適應市場的結構變化，形成投資損失，因此投資組合調整的時機選擇也是投資者關注的一個問題。

一、Markowitz投資組合模型與線性回歸模型

投資者是利益驅動和風險厭惡的，總是期望收益率越高越好，而方差（風險）越小越好，所以投資者主要關心投資的收益率和方差：

Markowitz投資組合模型以收益率的期望來衡量未來收益率的水平，以收益率的方差來衡量收益率的不確定性，證券組合的特征完全由期望收益率和收益率的方差來描述。其模型如下：

可得出（4）式的最優權重βj，j=1，2，…，K-1可以看作以rk-rp為被解釋變量，以rk-rj，j=1,2，…，K-1作為解釋變量的一個不含截距項的多元線性回歸模型（5）式的回歸系數的參數估計值。由于該回歸模型的設定比較特殊，要求第K只證券必須存在于組合中，為確保第K只證券進入組合，在實際中，可取證券收益率的樣本均值與標準差之比最大者作為第K只證券。

rik-rp=β1（rik-ri1）+β2（rik-ri2）+…+βk-1（rik-ri，k-1）+μi （5）

對于最小方差點處的投資組合，相當于把rp看作一個需要估計的未知參數，此時可令截距項的β0=rp，得到含截距項的多元線性回歸模型

rik=β0+β1（rik-ri1）+β2（rik-ri2）+…+βk-1（rik-ri，k-1）+μi （6）

其中，μi 為隨機誤差項，滿足回歸模型基本假設，是具有零均值、同方差、無序列相關且服從正態分布的隨機變量。

前面的推導過程闡述了Markowitz投資組合模型與多元線性回歸模型的等價關系。事實上，也可以這樣來理解Markowitz投資組合模型，即尋找一組最優的投資組合權重β1，β2，…，βk，使得該組合的收益率盡可能接近投資者的預期收益率，有如下表達式

rp=β1ri1+β2ri2+…+βkrik+μi

將約束條件βk=1-β1-β2-…-βk-1代入上式，整理后可得

rik-rp=β1（rik-ri1）+β2（rik-ri2）+…+βk-1（rik-ri，k-1）+μi

這與（5）式相同，若假設rp未知，也可得到（6）式。

這樣，就把一個Markowitz投資組合問題轉化為一個簡單的多元線性回歸問題，在多元線性回歸框架下求解投資組合問題，并且可以對回歸模型的最優組合權重作統計檢驗。

二、實例

（一）樣本數據

為便于讀者對相關結果進行驗證，所以僅選用3只證券，20個樣本數據，樣本數據見表1，協方差矩陣見表2。在本例中，簡單地假設：投資者對各證券在未來持有期內的預期收益率和協方差矩陣與樣本期內的相同；當然，這種假設在實際中是不可取的，因為在實際中預期收益率和協方差矩陣需要投資者根據掌握的信息進行預測和判斷。

（二）有效前沿上的投資組合

在此僅對最小方差點處的投資組合進行分析。首先采用GAMS23.4軟件，利用樣本的均值和協方差信息建立Markowitz模型并求解，在最小方差點求解出最優組合權重，以及收益與風險，GAMS程序附在文章末尾，得到的結果與下面的最小二乘回歸結果完全相同。

接下來，選用均值與標準差之比最大的r3作為被解釋變量，以r3-r1、r3-r2作為解釋變量，用Eviews6.0軟件作含截距項的最小二乘回歸，得到參數估計結果如表3。

最小二乘回歸結果表明：在最小方差點處，第一只證券的最優權重-0.4538；第二只證券的權重0.7820；第三只證券的權重0.6718。該組合可以獲得rp=13.82%的期望收益，但要承擔 σp=0.04368的風險。第一、二只證券的權重都很顯著，對于第三只證券，在選擇被解釋變量時已經保證了它以非常大的可能性存在于組合中，但仍然可以做如下的受約束線性回歸假設檢驗：

H0：1-β1-β2=0

檢驗統計量為

其中，RSSU，RSSR分別表示無約束與受約束回歸下的殘差平方和，n表示樣本容量，KU，KR分別表示無約束與受約束回歸模型中的解釋變量個數。

線性約束的檢驗結果為F（1，17）=13.15，P值為0.0021，小于通常的顯著性水平0.05，所以第三只證券的權重β3顯著，對于分散投資組合的非系統風險具有顯著的貢獻。

接下來使用鄒氏預測檢驗（Chow Forecast Test） ，檢驗本期相對于前期，最優組合權重是否發生了顯著的結構性變化，如果檢驗顯著，則認為與前期相比，本期最優組合權重發生了顯著的結構變化，應當根據本期回歸結果調整每只證券在投資組合中的比例；否則，不做任何調整，仍保持原投資組合比例。具體檢驗過程如下：

第一步，對結構沒有發生變化時的情形作回歸分析，即前n-1個樣本作回歸，記殘差平方和為RSS1；第二步，對假設結構發生變化時的情形作回歸分析，即所有n個樣本作回歸，記殘差平方和為RSSR；第三步，計算F檢驗統計量值

其中，n為樣本容量，k為回歸方程中包含的解釋變量的個數。

第四步，計算大于F統計量的概率，即P值；第五步，檢驗結論，假如P值小于通常的顯著水平0.05，認為在第n期最優組合權重發生了顯著的結構性變化，應當根據第n期的回歸結果重新調整每只證券在最優組合中的比重。

在這個案例中，對最后一期，即第20個樣本點作鄒氏預測檢驗（Chow Forecast Test），由（7）式得F（1，16）= 0.372361，P值為0.5503，大于通常的顯著水平0.05，不顯著，所以認為在最后一期最優組合權重與前期相比沒有發生顯著的結構性變化，不需要重新調整每只證券在組合中的相對比重。

三、結論

首先，通過推導得出Markowitz投資組合模型與線性回歸模型之間存在等價關系，這使得可以用線性回歸方法求解最優組合權重；其次，盡管Markowitz模型的組合權重是最優的，但并不一定都能夠顯著分散組合的非系統性風險，根據線性回歸模型，只有最優權重通過了顯著性檢驗的證券，對于分散非系統風險才有顯著的貢獻，所以應把組合中權重不顯著的證券識別出來并從組合中剔除出去，建立更加精簡高效的組合；最后，投資組合隨著人們對未來預期的變化呈現出動態性或時效性，過去是最優的組合，現在未必是最優的，但不一定必須頻繁調整，在鄒氏預測檢驗下，只有當組合的最優權重發生了顯著的結構性變化，才需要進行必要的調整。

用線性回歸模型求解投資組合問題也存在一定的局限性，因為線性回歸模型主要依據各證券收益率的樣本數據，即歷史信息，而未來持有期內的預期收益率和協方差矩陣與樣本期內的可能存在差異。在這種情況下可以想到的一種解決思路是，首先根據投資者掌握的信息，對未來持有期內有可能選入組合中的各證券的預期收益率和協方差矩陣進行預測；其次，假定各證券未來收益率服從預測出的收益率和協方差矩陣這樣的多元正態分布，使用蒙特卡洛模擬法模擬出適當數量的各證券收益率數據；最后，以模擬數據為樣本，使用前面介紹的方法估計最優組合權重并進行相關統計檢驗。

附： Markowitz最優投資組合模型的GAMS程序

set i /r1， r2， r3 /；

alias （i，j）；

table cov（i，j）

r1 r2 r3

r1 0.022588161 0.011142213 0.004828615

r2 0.011142213 0.006393821 0.002624485

r3 0.004828615 0.002624485 0.002747455；

parameter r（i） /r1 -0.1544735

r2 0.045182

r3 0.0488175/；

variable b（i）；

variable rp，sigm2，sigm；

equation obj，eq1，eq2，eq3；

obj.. sigm2=e=sum（i，sum（j，b（i）*cov（i，j）*b（j）））；

eq1.. sum（i，b（i））=e=1；

eq2.. sum（i，r（i）*b（i））=e=rp；

eq3.. sigm=e=sigm2**0.5；

model mymod /all/；

*rp.fx=0.2；

solve mymod minimizing sigm2 using nlp；

【參考文獻】

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第7篇：無風險資產的權重范文

一、社保資金投資資本市場的風險鑒別

2008年國際金融危機的影響給我國社保基金帶來了前所未有的投資損失，所以全球金融動蕩背景下我國社保基金的風險管理就顯得更為重要。對社保基金進行風險鑒別就是這一過程的首要環節。我國社保基金主要面臨著系統性風險和非系統性風險，其中非系統性風險主要有流動性風險、資產貶值風險和償付能力風險。

1．系統性風險

全球金融動蕩首先給社保基金投資帶來了不可抗拒的系統性風險，這主要是通過國際金融危機對股票市場的影響來作用的。系統性風險是指由于某種原因對市場上各種股票都會造成損失的可能性，又稱為不可分散風險，它無法通過社保基金的運營管理和多元化組合投資予以消除。全球金融動蕩給股票市場帶來了系統性風險，直接影響了股票市場的整體走勢，此時股票市場整體大幅下挫，社保基金投資的頭寸必然會發生損失。由于我國股票市場還沒有股指期貨這樣的對沖機制，在這種系統性風險下，無法通過社保基金的運作管理或選擇股票的投資組合來避免風險，這時也許只有不參與才能避免風險損失。

2．流動性風險

全球金融動蕩給社保基金投資帶來了更高的流動性風險，主要反映在社保基金的股票投資上面。全球金融動蕩仍然有可能引發金融危機，金融危機發生時，股票市場價格持續大幅下挫，此時社保基金拋售證券可能會有部分證券無人購買，使交易無法實現從而產生流動性風險，這是在社保基金轉讓證券時交易所帶的風險。

3．貶值風險

全球金融動蕩更有可能給社保基金投資帶來資產貶值風險，這主要是由利率變動所導致的，反映在社保基金的債券投資上。從經濟周期的角度來說，全球金融動蕩往往發生在一輪經濟景氣周期的末期，此時市場活躍，投資旺盛，泡沫也慢慢產生和積累，風險也在積聚。同時經濟的擴張將伴隨著較高的通貨膨脹，如果通貨膨脹率高于3%，則可能加息。加息就給社保基金持有的債券帶來了資產貶值風險。

4．償付能力風險

全球金融動蕩給社保基金投資帶來了更大的償付能力風險壓力。金融動蕩使得社保基金投資出現大額損失，這就使得社保基金的當期收入和歷年的滾存收入之和，有可能出現不足以支付當期支出的情況，這樣就會出現償付能力風險。我國2007年社保基金取得了創紀錄的投資收益是當時國際金融危機沒有引發償付能力風險的一個重要原因，同時也證明了《全國社會保障基金管理暫行辦法》中對社保基金投資比例的強制性規定經受住了金融危機的考驗，是十分有必要的。

二、投資資本市場的風險度量

1．資本資產定價模型(CAPM)和β系數法

資產管理行業已經為投資組合的風險度量以及績效考核制定了一系列的指標。大多數的指標都是以資本資產定價模型(CAPM，capitalassetpri-cingmodel)為基礎的。CAPM把資產的預期回報E(Rp)定義為無風險利率、平均市場回報以及資產同市場的相關性三要素的函數。資產與市場(因素)之間的關系可以表示為:E(Rp)=Rf+β(［(RM)－Rf］，(3．1)其中:β=Cov(Ri，Rm)/Var(Rm)。式中，E(Rp)表示投資組合的期望收益率，Rf為無風險報酬率，E(RM)表示市場組合期望收益率，β為某一組合的系統風險系數，CAPM模型主要表示單個證券或投資組合同系統風險收益率之間的關系，也即是單個投資組合的收益率等于無風險收益率與風險溢價的和。這個公式所要表達的涵義是:在一個有效市場里，投資者所持有的投資組合如果是有效分散的，那么除了無法消除市場整體的系統風險之外，該投資組合應該對沖了所有其他風險。此時，投資者只需要關注系統性的風險。同樣，傳統上常用來評價投資績效與風險的指標，只能以風險已經被充分分散了的市場條件作為參照。β系數是從資本資產定價模型中被提出來的，它是衡量某一資產(主要是證券)系統風險的重要指標。通常情況下證券市場的整體情況決定了個體股票的基本走勢，但不同股票的具體反應是不一樣的，它們的變動程度不同，即各種證券所受市場影響的程度是不同的。β系數就是這樣一個計量個別證券隨著市場移動趨勢的指標，我們可以把它定義為衡量某種證券的收益率對于市場的平均收益率的敏感程度或反應程度的指標。β等于證券回報率與市場回報率的協方差和市場回報率的方差之比。計算公式為:β=Cov(X，Y)/D(X)(3．2)其中，X一市場的平均收益;Y一證券的投資收益。從公式(3．2)看到，證券的收益率Y與市場組合的平均收益率X的協方差除以市場組合收益率x的方差，就得到該種證券的β系數值。由于市場組合只有系統性風險，因此，若某一證券的β=l，說明其系統性風險與市場組合的系統性風險相同;若β＞l，說明其系統性風險高于市場組合;若β＜l，說明其系統性風險低于市場組合。接下來考慮不是一個單一的證券而是一個投資組合的情況。因為系統性風險無法通過投資組合來消除，所以投資組合的β系數可以直接用加權平均法計算，投資組合的β系數就是組合中所有個體資產β系數的加權平均。可以用下式表示:β=ΣβiWi(3．3)其中β表示投資組合的β系數，屈表示組合中第i種證券的β系數，Wi表示該證券在組合中的權重，它的權數就是其在投資組合中的市場價值除以整個投資組合的總市場價值。因此，系數既可以作為單一證券，也可以作為投資組合風險的有效估計，此時它的意義是投資組合收益率相對于整個市場收益率的變異程度。結合我國在2008年金融危機之時，社保基金入市持股的情況，西北大學的研究組選取了社保基金2008年3季度公布的入市投資持股市值前十位的股票作為樣本，以剛剛介紹的資本資產定價模型(CAPM)和β系數法為分析工具，對我國社保基金在金融危機背景下投資資本市場的風險度量進行了實證分析，分析結果表明β系數為0．4354。β系數遠小于市場平均水平1，說明2008年3季度社保基金投資組合的系統性風險遠低于我國A股市場的同期水平，社保基金的投資組合是合理的、低風險的，因此社保基金的投資組合在風險控制方面做得還是不錯的。同時社保基金投資組合的收益率只比市場平均收益率略高一點，并且兩者都是虧損的狀態，可見國際金融危機下股票市場存在巨大的系統性風險，它使得股票投資幾乎不可避免的發生損失，不同之處只是在于損失的大小。

2．全球金融動蕩背景下我國社保基金投資的非系統性風險分析

首先社保基金投資股票的流動性風險在經濟環境健康時幾乎不會出現，除非發生了突發性地針對股票標的公司的特殊事件使得其股票大幅下挫至跌停板，可能會出現流動性風險，這種情況屬于小概率事件，所以此時社保基金不存在無法變現的流動性風險。而金融動蕩甚至發生金融危機時，這種股票大幅下跌無人購買的情況卻時常發生，這個時候社保基金投資股票的流動性風險壓力驟增。其次社保基金投資債券的貶值風險在兩種金融市場環境下差別并不是十分明顯，由于在經濟環境健康時國家基于宏觀調控的需要同樣可能采取加息這樣緊縮性的貨幣政策，只是從經濟循環周期的角度考慮金融危機發生的時期往往會伴隨著通脹和加息情況的發生，因此社保基金投資債券的貶值風險在金融動蕩中發生時有可能會有所增加。最后金融動蕩下社保基金投資的償付能力風險確是實實在在的大幅增長了。社保基金的償付能力是直接和它本身的規模以及投資回報率掛鉤的，在金融動蕩時隨著投資收益的大幅縮水甚至虧損的產生，必然導致償付能力的下降，虧損的程度越大其償付能力風險越嚴重。綜上所述，全球金融動蕩背景下我國社保基金投資的系統性風險和非系統性風險均顯著增加了，特別是系統性風險，如不引起足夠的重視并制定科學、安全的投資策略將會給社保基金的安全運營帶來不可估量的風險。

三、我國社保基金投資選擇和風險管理的對策建議

1．針對我國社保基金運營和管理中存在問題的對策建議我國社保基金在運營管理存在著明顯的問題，缺乏一個明確的投資運營管理主體。不管是財政部門還是社會保險基金管理部門，普遍存在管理積極性不高的問題，在基金結余有購買國債權利的前提下，很多省市的基金只采用了銀行存款的經營方式。如此在國際金融動蕩的背景下投資的風險也顯著增加了，下面將重點對這些問題提出相應的對策建議。(1)針對社保基金結余持續增加的問題應從社保基金的籌集與支出兩方面加以改進。一方面不能因為暫時的結余增加就減弱籌集的力度，應當看到，結余問題的主要原因是大量繳納社保費用的人群目前還沒有支出的需求。我國將在2030年左右迎來人口老齡化的高峰，那時也將會是社保基金支出的一個高峰，現階段結余的增加不能真實反映未來的情況。因此未雨綢繆的做好社保基金的籌集和保值增值工作是社保基金的一個核心任務，也就是說應當繼續加強社保基金籌集的力度和保值增值運營的效率。另一方面對于社保基金支出，可以擴展其層次和規模，例如推廣至廣大的農村居民以及下崗失業人群這些原先可能不在社保基金范疇的人群，他們這些弱勢群體往往最需要社會保障。社保基金惠及更多的人群也平衡了結余，使其更加合理有效的運行。

(2)對于企業拖欠繳費現象必須從立法和監管上進一步加強力度實行總體控制，否則放任這一情況的蔓延將會對社保基金的健康、穩定和持續發展產生致命的打擊。相關行政部門應先通過明確的立法規定企業為員工上繳相應的社會保險金并強制其執行，同時加大監管的力度和廣度，對逃避責任的企業要堅決懲處。只有強化監督和管理的力度才能從跟不上解決這一問題。

(3)對于支付環節出現的問題要采取教育、監管和法律懲罰相結合的綜合方式加以改善。對于社保基金的合法使用絕大多數人并沒有概念，這就無形中增加了違規使用的可能，所以加強普及社保基金相關知識是社保基金管理的首要任務。社保基金的自身監管更要加強，往往發生重大違規違法事件的地方都是社保基金管理部門中有著相應權利的集體或個人，只有加強社保基金管理機構自身的自我監督才能更好的解決這一問題。此外，當發現出現違法和違規事件后，一定要嚴厲懲處絕不姑息，增加其違規成本。綜上所述，社保基金目前自身運營和管理過程中面臨著一系列將可能引起風險的問題，基金結余規模連年增加，支出較少，使用效率低;企業拖欠繳費現象嚴重，員工利益得不到保障;基金支付環節問題百出，挪用盜用情況屢有發生。應將加大籌集力度和深層次擴展支出范圍相結合以更好地應對未來的支出高峰;從立法和監管上進一步加強力度實行總體控制，保證企業的及時上繳;采取教育、監管和法律懲罰相結合的綜合方式加以改善支付環節現狀。

2．全球金融動蕩背景下我國社保基金的風險控制對策

2008年金融危機帶給我國社保基金巨額的損失，和我國社保基金成立運營時間尚短，缺乏經驗有著一定的聯系，雖然2004年我國股市的下跌令社保基金的投資收益率比上年略有下降，并且低于同期通貨膨脹率，但這并沒有引起管理者的重視。2008年百年一遇的國際金融危機給我們上了一課，這就要求對金融危機帶來的風險制定系統科學的風險管理對策。從而利用這些對策從容應對歐債危機引發的全球金融動蕩及接下來更長時間的資本市場考驗。

(1)研判大勢，從整體上回避系統性風險

國際金融危機的爆發雖然有著突發性，但它逐漸深化的過程確是漸變的，這就給了我們發現和認識金融危機及其帶來的系統性風險的機會。當對大勢有了清晰準確的判斷之后，社保基金應當采取更加科學靈活的資產管理和倉位控制策略，做到有效主動地規避系統性風險。《全國社會保障基金管理暫行辦法》規定了社保基金的強制性投資比例，這個比例在經濟環境健康時是沒有問題的，但在國際金融危機背景下對風險控制的力度就稍顯偏弱，因為其規定的風險類資產投資比例上限明顯偏高。這點我們可以從2003年到2008年的社保基金股市投資收益數據中得到印證。為了加強增值能力，2003年到2007年，我國社保基金逐漸增加了其投資組合結構中的高風險項目比例，其中2006年，我國社保基金投資收益的50%都來自股票市場，社保基金投資資金總量的34%都是股票投資。2007年、008年股票投資的比例都與2006年基本持平，接近社保基金40%的股票持倉上限，2007年獲得收益1453．5億元，而2008年虧損393．72億元。從這組數據對比可以清晰的看到，金融危機時一定不能配置過高的風險資產，其帶來的虧損風險是十分巨大的。因此，筆者建議全國社保基金理事會制定專門應對金融風險的強制性規定，當金融危機發生時，嚴格限制社保基金證券投資基金、股票投資的上限，例如限制比例上限不超過10%，這一標準應當明顯區別于正常經濟環境下的40%，只有制定這樣更加靈活的有針對性的強制性規定，才能從制度上加強社保基金投資的風險控制。除了制度上總體控制外，社保基金在應對國際金融危機的實際管理運營方面要做到審時度勢，安全靈活的操作方式。由于在系統性風險下風險性資產發生虧損的概率要遠大于取得收益的概率，因此在金融危機發生的初期應當及時對風險資產進行減持甚至清倉，這樣才能有效地規避金融危機帶來的巨額風險，不能一味的強調長線投資的理念，明確的風險來襲時及時止盈和止損是非常重要的。這點我國社保基金在2007年做的不錯，從二季度開始逐季減倉，重倉持有的股票由年初的200多只減少到了年底的75只，鎖定了大部分利潤。金融危機的中期往往是危機朝縱深發展的階段，也是危機最有殺傷力風險釋放最猛烈的的階段。這一時期股票市場往往處在個股普跌的加速下跌階段，社保基金決不應貿然對其進行投資。2007年底到2008年上半年就是這次金融危機的中期階段，然而我國社保基金卻在這一時期開始建倉并持續加倉，事實證明這一行為是武斷、冒失的，不符合社保基金的安全性原則。更理性的做法應當是繼續耐心等待，等到了金融危機的后期，當風險經過較長時間的釋放，風險資產經過大幅下跌產生了一定的安全邊際時，在分批逐步建倉。此時社保基金可以考慮選擇科學的投資組合和合理的倉位控制進行投資，雖然有可能產生短暫的浮虧，但當危機過后一般會帶來可觀的收益。但是金融危機的末期和經濟復蘇的初期往往是相互交叉重疊的，這就給判斷帶來了一定的難度，因此社保基金需要通過專業人士的認真研判來發現經濟周期的拐點，從宏觀上規避金融危機帶來的系統性風險，做到投資的有的放矢。

(2)分散投資，降低非系統性風險

馬克維茨提出的均值一方差投資組合理論，可以保證有效的分散部分非系統性的外部風險。分散性投資是保證社保基金投資安全性和合理收益性的最有效的工具。在社保基金的投資管理組合方面，除了全國社保基金理事會采取強制性規定而進行的基金資金投向之外，社保基金的管理者會從市場和其自身情況出發，合理選取投資組合，從而獲取最大的投資收益。社保基金除了出于流動性要求配置一定的銀行存款和國債外，還應積極配置其它多種資產，除了我國股票市場外，還可以參與開發資本市場具有潛力的金融衍生品投資，如信托產品、優質理財產品等，未來股指期貨開通之后社保基金也應積極參與，它是被國外資本市場實踐證明了的，對股票市場對沖風險和套期保值能起到良好作用的優秀金融衍生工具。社保基金還應加強海外投資，這也是社保基金多元化投資的需要。2009年8月份開始，A股市場經歷了一波調整，市場上絕大多數股票表現低迷尤其是大盤權重股表現更是弱于大盤，這一調整持續到了2010年初。然而同期美股市場走出了截然不同的走勢，納斯達克指數從9400點穩步攀升并越過了10000點大關。這充分說明可以將海外投資與國內投資整體進行配置，分散投資，分散風險。總之投資渠道越多，投資組合分散風險的能力便越強，社保基金保值增值規避風險的能力也就越強。

(3)運用以CAPM、VAR為代表的現代風險管理技術

運用CAPM、VAR等技術對風險進行全程的跟蹤度量，定量的研判風險的程度，使風險管理過程更加科學、可靠。現代風險管理技術在社保基金的風險管理中起到了至關重要的作用，它量化、具體的度量方法給社保基金的風險管理帶來了更科學的過程，已被國內外眾多金融機構實踐證明是實用、安全、合理的。

第8篇：無風險資產的權重范文

一、銀行風險的主要表現形式

近年來我國銀行日益暴露的風險狀況包括：資本嚴重不足。資本充足率偏低；不良貸款余額上升，新增不良貸款增長過快；貸款集中于個別行業和大客戶，風險突出；對集團客戶、關聯客戶授信業務存在漏洞和缺陷。通過對我國銀行風險表現形式的分析，能夠使我們有一個客觀、清醒的認識。

(一)信用風險

信用風險是指由于借款人和市場交易對手違約而導致損失的風險。由不良貸款、不良資產構成的信用風險約占我國銀行業風險總量的70％-80％。一是銀行與貸款企業之間信息不對稱造成信貸資金的逆向選擇，二是銀行間的無序競爭致使貸款條件放寬和貸款回收困難，三是銀行往往將貸款企業的融資能力作為還款能力的標志。將企業的授信承受能力被放大，四是抵押擔保的緩釋能力審核存在偏差，五是貸后管理的廣度和深度不夠。

(二)市場風險

市場風險是指因市場價格、利率、匯率、股票價格和商品價格的不利變動而使銀行表內和表外業務發生損失的風險。市場風險存在于銀行的交易和非交易業務中，市場風險可以分為利率風險、匯率風險(包括黃金)、股票價格風險和商品價格風險，分別是指由于利率、匯率、股票價格和商品價格的不利變動所帶來的風險。利率風險按照來源的不同。可以分為重新定價風險、收益率曲線風險、基準風險和期權性風險。

近年來，出于管理資產負債表的需求。國內銀行已越來越多地參與具有較高杠桿的衍生產品交易。同時，隨著人民幣匯率形成機制的完善和利率市場化進程的推進，我國商業銀行所承擔的市場風險也逐漸增加。雖然我國商業銀行對市場風險的認識程度有了一定的提高，同時監管部門的監管水平也有了較大程度的提高。但對商業銀行所面臨的信用、操作和市場這三大主要風險，市場風險監管的研究和實踐在我國尚處于摸索階段。

(三)操作風險

操作風險是指由于不正確或錯誤的內部操作流程、人員、系統或外部事件導致直接或間接損失的風險。可將銀行操作風險分為組織風險、流程風險、人員風險、技術風險、外部風險等五大類。組織風險是指公司治理結構、內外溝通、項目管理、持續經營、安全的工作環境。流程風險是指雇員和雇主、利益沖突和其它內部欺詐行為。人員風險是指操作失誤、越權行為、違反用工合同法、要害崗位人員流失。技術風險是指通信、軟硬件的欠缺和信息技術安全。外部風險是指外部經營環境、訴訟和欺詐。

二、我國銀行業風險管理中存在的主要問題

(一)風險管理文化缺乏

我國銀行的風險管理水平處于起步階段，銀行風險管理理念和風險防范意識淡薄。風險管理文化受到的重視不夠，不健全的風險管理文化與迅速發展中的銀行對風險價值評估的需求之間的矛盾成為我國銀行健康發展的瓶頸，風險管理文化尚未在銀行日常經營管理的方方面面發揮重要作用。

(二)風險管理執行力度較弱

我國銀行的內控機制還不能完全適應防范和化解銀行風險的需要，不能適應銀行審慎經營和銀行業監管的需要。我國銀行在內控的五要素方面都存在欠缺，銀行內部缺乏一個統一完整的內部控制法規制度及操作規則，導致銀行內部風險管理執行不利，有令不行，有禁不止。

(三)風險管理人才基礎薄弱

風險管理歸根結底是人的智力活動，我國銀行風險管理人員數量較少，缺乏精通風險管理理論和風險計量技術的專業人才，沒有形成職業化的風險管理人才隊伍。同時。風險管理人才培訓機制缺乏，無法培養出既熟悉我國銀行風險管理情況又能夠將最新風險管理理論、技術和方法應用到銀行風險管理實踐中的可用之才。

(四)風險管理技術落后

我國銀行風險管理技術缺乏創新，長期以來以定性分析為主，缺乏量化分析，在風險識別、評估、預警、度量、監測等方面科學性不夠。與國際先進銀行大量運用數理統計模型、金融工程等先進方法相比差距很大。

(五)外部監督和市場約束的作用還沒有充分發揮

外部監管仍比較薄弱，監管方式和手段不能適應形勢發展需要。監管責任沒有落實到高級管理人員和崗位責任人，許多問題暴露后才發現。信息披露還不規范、不完備，對于風險信息披露尤其不充分。市場對銀行經營管理監督約束有待加強。

三、建立適合我國國情的風險管理機制

(一)充實銀行資本金，降低風險資產

我國商業銀行迫切需要在加強資產管理。提高資產質量的同時拓展資本補充渠道，建立完善、靈活的資本金增補機制。同時。高額的風險資產是當前影響我國商業銀行資本率不足的重要因素。從長遠看，為了符合新協議資本充足率的要求。我國銀行業還要經歷一系列的改革。具體來說主要有：

1、改革國有商業銀行體制。拓展籌措核心資本的渠道。一是要按照建立現代企業制度的要求，穩步推進國有商業銀行的股份制改造及上市融資來增加資本。二是逐步放開對銀行業務的限制，推動金融創新及全面成本管理，努力提高銀行的盈利水平。三是調整銀行與國家財政的收益分配政策，通過降低稅費負擔、增加利潤和利潤留存的方式增加資本金。

2、建立附屬資本制度。拓寬籌措附屬資本的渠道。我國國有商業銀行的附屬資本很少。要改變這種狀況，需要從兩方面著手：一是要力爭把各種準備金(呆賬準備金、壞賬準備金等)作為補充附屬準備金的主要途徑，并使之制度化和規范化。二是要利用資本市場，通過發行資本性債券和期票等方式來籌措債務資本。另外。銀行業監管機構應該配合使用經濟、法律和行政手段加強對資本金的監管力度。這些方面的資本金風險管理做好了，才能減少資產損失發生對資本金的消耗，同時降低加權風險資產的數量。減輕對新增資本金的要求，從而推動資本充足水平的提高，適應新協議對資本充足率的要求。

3、大力提高資產質量。調整信貸結構，降低風險資產的規模。有兩個主要的途徑：一是降低不良資產率。強化對四家國有資產公司的監管。防止國有資產流失，同時給予它們必要的政策激勵，鼓勵商業銀行利用自身盈利消化不良資產；二是調險資產的分布結構。通過優化資產配置，調整信貸資產占總資產的比重，擴大債券、同業拆借、投資等風險權重小的資產比重。增加抵押貸款、實物擔保貸款的比重。提高低風險或無風險資產的比重，促進高風險資產向低風險資產的轉換。進而降低風險資產總

額，提高資本充足率。

(二)健全風險管理制度

1、充分借鑒國際經驗。強化全面風險管理的理念。銀行必須有明確的市場風險政策，必須清晰地知道面臨的主要風險和承擔這些風險的依據，并且對照新資本協議的內部評級法，更為準確的評估銀行經營中的信用、市場及操作風險。央行在確定最低資本充足率時還應考慮到利率風險和操作風險所需配置的資本金，同時還要強化信貸風險監控體系，不斷提高資產質量，完善經營管理規章制度，防范操作風險，不斷開拓盈利空間。積累風險儲備。防范市場風險。

2、要建立各種風險識別、風險計量和風險控制的模型和工具，開發相應的風險管理數據庫和風險管理信息系統。為風險管理決策提供技術支持。同時數量分析必須與管理經驗、主觀判斷相互補充，根據具體情況靈活運用。

3、完善風險內控機制。按照現代企業制度的要求，積極推進我國商業銀行的股份制改造，建立經濟、高效的分支機構網絡：完善董事會結構，提高其人員的資格要求，并尊重其獨立性。更好的監督；健全風險識別體系。逐步建立覆蓋所有風險的監控、評估和預警系統；完善稽核審計體系和專業監督檢查制度，提高稽核審計的獨立性、效率和質量。

(三)構建更加合理的銀行信用風險內部評級體系

1、建立有效的組織結構，保證內部評級工作順利開展。全面的風險管理要求銀行對整個機構內各層次、各業務單位的各種風險實行通盤管理，而通盤管理的基點就是內部信用評級。所以說，內部信用評級這項工作要涉及多個部門。既需要有領導支持，也要求有各部門通力合作和研究，建立有效的組織架構。完善制度保障，包括領導小組和工作小組，以保證內部評級工作順利進行。建立完善的內部評級體系。

2、學習和借鑒國際性銀行內部評級法，充分揭示風險。發達國家國際性銀行在長期的內部評級過程中積累了豐富的經驗，形成了一套比較先進、成熟的評級方法。借鑒這些國內外國際性銀行評級技術和經驗，避免無謂的人力、財力浪費，積極探索適合我國國情的內部評級方法體系。是建立和完善我國商業銀行內部評級體系的正確途徑。

3、充分借助國內外專業評級公司的技術力量。我國商業銀行在行業分析與研究、評級體系的建立和信用級別的確定等方面可以借助專業技術力量，以彌補在內部評級水平不高、專業人員不足等方面的缺陷。

4、建立與內部評級相匹配的新的信貸流程和信貸組織架構。在信貸組織架構上，根據不同業務品種、不同行業、不同金融工具來設定風險控制與監督崗位人員，由總行風險控制部直接管理。此外，這種管理組織架構還要求風險控制部門定期對各業務部門制定的具體風險管理對策和目標進行檢查和監督，并且將市場銷售部和操作系統部門分開設置，健全內部制約機制。

(四)加強金融監管功能。強化信息披露

第9篇：無風險資產的權重范文

關鍵詞：社會保障基金股票投資組合；風險調整績效；持續性

中圖分類號：F842.6；F832.48 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）12-0015-08

一、引言

2003年，我國社保基金開始進入證券市場，但是對股票的投資只能是委托投資。截至2011年底，社保基金總資產已經達到8 700億元，直接投資的比重達58%，委托投資所占比重占近42%，可以看出委托投資已經在社保投資中占有極其重要的位置，股票投資等風險較高的投資對社保基金的影響很大。全國社會保障基金是我國社會保障體系的重要組成部分，它管理的好壞會直接影響到整個社會的利益和穩定。然而次貸危機以后，全球經濟低迷，我國股票市場持續低位震蕩，投資環境惡劣。我國的社會保障基金績效如何及能否實現保值增值是一個亟待研究的問題。

國內外學者對投資組合績效評價進行了廣泛的研究。Treynor（1965）首次提出特雷納指數，通過單位系統風險的超額收益率來評價其投資的業績。Sharpe（1966）提出了更加合理的夏普指數，該指數不僅考慮了系統風險，也將非系統風險考慮在內。Jernsen（1968）提出了詹森指數，該指數以資本資產定價理論為基礎，將組合的收益率與該組合的系統風險升水相比較，其值如果大于零，則投資組合的業績大于市場組合，否則，其投資組合的業績小于市場組合。Fama和French（1992）認為投資組合的業績受到市場影響的同時，還受到資產組合本身特點的影響，進而提出了三因素模型。Carhar（1997）在上述基礎上提出了四因素模型，該模型顯著減少了平均收益的誤差以及平均絕對誤差。

國內學者對投資組合績效的研究大都集中在證券投資基金上。王聰（2001）認為我國當前證券市場的現狀，利用Jensen等單因素模型進行基金業績評價較為適宜[1]。王守法（2005）用主成分統計分析方法從收益與風險、風險調整收益、基金經理人的選股擇時能力以及基金績效的持續性四個方面進行研究[2]。胡倩（2006）利用基金投資組合公布的信息，以股票為媒介建立基金之間的有效聯結，利用全市場的數據對某只基金績效做出評價[3]。畢正華（2006）從收益能力指標、風險因素指標、經風險調整的業績測度指標、基金經理能力指標、基金流通性能力指標、基金市場表現能力指標等六方面著手構建我國的基金業績評價指標體系[4]。盧學法、嚴谷軍（2004）應用國外基金績效評價中普遍采用的風險調整指數法、T-M模型、H-M模型、C-L模型對我國的證券投資基金的績效進行了實證研究[5]。

對于社保基金的績效評價，石杰、劉小賓、趙睿（2006）從理論上闡述了我國社保投資組合運營績效評估研究的內容與方向，他們認為績效評價的核心是資產管理機構的選擇以及對管理人的有效激勵[6]。胡繼嘩（2006）在通過對社保基金基本理論的討論提出了引入個人賬戶基金體制的重要性，同時指出社保基金只有在資本市場中進行正確投資才能實現保值增值，在投資策略方面應適當引入金融創新工具[7]。朱月、程燕（2008）運用層次分析法設計出了一套社會保險基金支出績效的評價指標體系，該套指標體系由定性指標和定量指標所組成，其中以定性指標為輔、定量指標為主，旨在全面有效地評價社保基金的支出使用效率[8]。

在實證分析方面，英學夫（2007）通過基于VAR的RAROC社保投資組合業績評價模型，用重倉股股票作為樣本，在考慮投資組合承受的風險的情況下對社保投資組合投資業績進行綜合的評價，他認為在承受的風險相同的情況下，社保投資組合與指數投資相比收益較少[9]。祝獻忠（2008），李俊、安立波（2012）在運用現資理論就中國資本市場歷史數據對不同比例投資組合的風險收益進行了實證分析，結論顯示雖然中國股票市場有效性離歐美成熟市場還有較大差距，但是其投資組合的收益風險關系仍然符合資產定價模型（CAPM），所以風險是衡量社保投資組合收益的指標[10-11]

綜上，目前學者對于社保基金的研究多以理論研究為主，而實證研究較少。本文在前人的研究基礎上，以全國社會保障基金股票投資組合為研究對象，從風險收益及業績可持續性兩方面進行實證研究。在對總體績效分析中，針對傳統的投資組合的假設與全國社會保障投資組合的實際情況有所差別的特點，對M2這一業績評價指數進行修正。業績持續性方面，由于運用絕對績效衡量方法可能會受到市場波動給組合收益帶來的影響，因此在做自回歸時，使用超額收益作為研究對象，合理剔除了市場波動帶來的影響，并且在衡量社保整體業績持續性時，將業績持續性分階段衡量，從而更加符合我國近幾年市場走勢波動狀況。

二、全國社會保障基金股票投資風險調整績效評估

（一）基準組合的構建

基準組合是投資者衡量投資組合管理人投資能力和水平的標準，由于它是作為一種消極管理的方式存在，它的投資組合的變動性小，組合中的資產清晰、持久。投資組合中跟基準組合收益對等的部分由投資人決定，而超額收益部分則體現了管理者的運作結果。

目前市場指數種類多樣，主要包括綜合類指數、成分類指數以及行業指數。從反應系統風險和具有可投資性兩個方面來看，樣本數量不宜過多，過多則基準組合不具有投資性，同時涵蓋的行業和方面應該全面。考慮到我國的證券市場包括滬深兩市，單獨選取上證或者深證并不合理，因此本文選擇用將滬深兩市統一編制的指數體系。而中國A股指數設計考慮到了A股市場與眾不同的特點，力圖反映國內A股投資者的投資過程和制約因素。它以自由流通市值為權重的中國A股指數包括了在上海和深圳證券交易所上市的A股股票。指數的編制是基于自下而上的取樣方法，把達到65%行業組代表性作為目標，目的在于體現商業活動的多樣性，達到廣泛而公正的市場代表性并具有反映A股市場變化的靈活性。因此中國A股指數符合社保投資的特點，是本文社保投資股票組合合適的基準組合。

基準組合的收益率公式：

RA=■×100%（1）

RA表示A股指數的季度收益率，At為A股指數期末的指數，At-1為A股指數期初的指數。

（二）M2指數

一般來說，投資組合的收益率是對投資組合績效表現的最簡單的衡量，但如果僅從投資收益率的角度衡量組合的績效情況，會忽略了不同投資組合承擔的風險不同。因此在對投資組合績效的評估過程中，要將風險考慮在內，用經過風險調整后獲得同風險情況下的收益率作為評價的標準，具有更高的說服力。

傳統的風險調整績效的衡量方法包括夏普指數、特雷諾指數、詹森指數等，它們并沒有反應實際收益率尖峰后尾的特點，應用起來不符合實際，因此許多改進的業績評價指標產生，包括M2指數、盈虧比法、業績指數法和效用指數法。業績指數涉及了大量的數學求解，很難有效完成，而效用指數法涉及對效用大小的比較，不能有明確的績效大小的度量，因此本文選擇M2指數，既對風險調整后的績效進行衡量，又能給出直觀的經濟解釋。

M2指數的具體計算方法是，首先計算出投資組合的收益率和用于衡量總風險的標準差的大小以及基準組合的收益率和標準差；其次將該投資組合以及一定數量的無風險資產混合，使混合后的資產風險等于基準組合的風險，計算這時的投資組合的收益率大小；最后將該混合收益率與基準組合比較，得到指數。

因此，可以得到M2指數的計算公式：

M2=rp-rm（2）

式中，rp為混合后投資組合的實際收益率；rm為市場的實際收益率。

將公式（2）中的rp依據市場組合的風險整理得到下述公式：

rp=■×■i+（1-■）×rf（3）

式中，ri為第i個投資組合風險調整收益率，rf為無風險收益率，？滓m為市場組合收益率方差；？滓i為第i個投資組合收益率方差。

因此，M2方法具體的計算公式：

M2=■×■i+（1-■）×rf-rm（4）

（三）樣本數據的選擇和處理

由于很難獲得我國社保基金投資組合的收益率數據，因此本文是根據投資組合包含的股票種類和權重，計算出當期投資組合的市值，再根據各期的市值情況，獲得相應的收益率數據。社保基金的投資組合情況只能獲得季度數據，因此，本文選取的樣本數據頻率為各季度數據。

社保基金中涉及的股票組合在歷年中有所改變，因此本文首先對2003到2011各年具有的投資組合進行了統計①，發現各年中股票組合分別包括以“1”“6”“5”“0”“2”開頭的投資組合，在2011年還出現了以4開頭的股票投資組合。通過統計發現，從2005年9月份開始的投資組合中，基本上都包含有101組合到111組合以及601組合到603組合。為了保持數據的連貫性，本文選取的年份為2005年9月到2011年12月，股票投資組合選取為101到111組合以及601到603組合一共14只股票投資組合作為研究的樣本。

對于無風險收益率，西方國家通常用短期國庫券的收益率來代替，而我國的國庫券的市場化程度低，國庫券收益率不適用作無風險利率。相對而言，儲蓄存款利率是安全無風險的，因此本文選擇一年期的儲蓄存款利率作為無風險利率。

通過金融界網站獲取的2005年到2011年12月的各期利率，運用以下公式進行時間加權平均：

■i=■■（5）

其中i為調整的時間，t的大小為各次調整的時間間隔大小。經計算得到無風險年收益率的值約為2.907%，折合成季度收益約為0.73%。

根據公式（1），計算得到基準組合在此階段的季度收益為4.81%，方差是0.045。

（四）實證結果及分析

表1為各投資組合收益率的正態分布統計指標，在5%的顯著水平下，上述序列都不能拒絕正態分布的原假設，偏度普遍大于0，表明各序列都存在有右拖尾現象，說明全國社保投資組合股票投資組合的業績良好。因此，投資組合的收益率符合正態分布情況，可以運用M2指數。

表2是各投資組合收益率、超額收益率以及M2測度的計算結果以及各投資組合的排名情況。從表中可以看出，所有投資組合的M2值均大于0，說明各個投資組合在樣本期間內獲得風險收益率要高于基準組合，表明我國社保基金投資組合股票投資的績效在剔除風險因素的情況下，其收益率要好于市場表現。

從投資組合收益率均值排名以及M2指數排名的對比情況來看，排名的結果差別較大。105組合的收益率均值最大，但是經過風險調整后，其排名成了13，表明105組合的波動性大，收益情況不穩定，它的高收益是由于相對承擔了高風險帶來的。對于109組合，雖然它的收益均值情況一般，可是經過風險調整后，其業績位于各投資組合的首位，表明其投資穩健，收益率波動情況較小。

（五）投資績效衡量指標的改進及實證分析

通過上文的分析可以看出，M2指數能夠清楚直觀準確地對投資組合的業績做出評價。但是M2指數跟夏普指數等三大經典指數相同，以投資組合的收益率服從正態分布為假設前提，在其對投資組合業績的評估中采用了標準差來代替風險，而實際中社保基金關注的往往不是其收益率的波動大小，而是投資的安全性，也就是投資的前提是保證社保基金股票投資組合不會遭遇極值風險，遭受巨大損失。而VaR的存在不僅可以很好地滿足社保投資組合對極端風險控制的要求，而且不要求投資組合的收益率具有正態分布的特點，因此能更好的符合社保投資組合股票投資組合現狀。

根據VaR的求解公式

Prob（？駐P>VaR）=1-c（6）

設定置信區間c等于95%，持有期為一個季度，可以求得市場組合的VaR值為-0.269，各投資組合的VaR值如表3所示：

按照VaR代替標準差用于衡量風險的步驟，整理后得到資產的收益率公式如下：

rp=■×■i+（1-■）×rf（7）

因此，修正后M2大小的計算公式為：

M2=■×■i+（1-■）×rf-rm（8）

根據修正后的M2公式，可以求得各投資組合修正后的M2指數及其排序，結果如表4所示：

從表4中可以看出，修正后的M2指數仍然全部為正值，說明了在考慮極端風險調整下，投資組合的業績仍然是高于基準組合的，因此我國社會保障基金股票投資組合的投資是相對穩健的，其波動性以及面臨的極端風險都相對較小。

從修正后結果與原來的M2指數結果對比發現，部分投資組合的排名結果發生很大變化。排名結果的變化一方面是由于用于衡量各組合風險的波動性和極端損失的大小差異帶來的。整體波動性強的組合其極端損失不一定就很大，同樣，整體波動小的組合，也可能發生損失較大的情況。另一方面，也由于各投資組合未經調整的收益率均值差距較小，在風險調整的情況下，排名極易發生波動。

具體來看102組合排名下降，說明102組合的整體波動情況不大，但是其最大的損失值很大，也就是說該組合的極端風險值相對最大。103組合的情況與之相反，其收益的方差很大，整體波動性強，但是它VaR較小，面臨的極端損失不大，因此修正后的排名大幅提前。105組合的情況與103極為類似，從而其修正后的指數值最大。由于社保基金必須更加關注受益的極大損失，保證其安全性，因此本文認為，樣本組合中業績表現較好的組合為105、103組合，以及排名始終很靠前的101組合。

綜上所述，我國社保基金的股票投資組合的風險調整績效要高于基準組合，各投資組合在投資中均獲得了超額收益，投資管理者相對較好地履行了管理社保基金的職責。

三、全國社保基金股票投資組合業績持續性分析

（一）業績持續性的研究方法

業績持續性是指投資組合的業績在一段時間內的平穩性，主要用于衡量投資組合的業績是否穩定連貫。業績持續性研究是投資組合業績研究很重要的一環，如果投資組合的業績沒有持續性，也就是說投資組合的業績主要是受偶然性因素影響，缺乏一定的連貫和穩定，這樣對投資組合管理的評價就是不準確的，前面對業績的衡量也就不能作為對未來的參考。

在本文的研究中，全國社保基金股票投資組合有不同的管理人管理，它們之間很可能呈現出不同的業績持續性，同時為了更好地判斷社保的投資管理效果，有必要從整體上對社保基金股票投資組合的業績持續性作出判斷。因此本文的方法選用上，既要有用于衡量單個投資組合的業績持續性方法，又要有用于衡量社保基金整體的業績持續性方法。

單個投資組合的衡量方法包括了絕對業績衡量方法②和相對業績衡量方法③。由于相對業績衡量方法是對排名變化的一個判斷，通常要得到準確的結論，所需的判斷的樣本期較多，而由于數據可得性的限制，在樣本區間內，僅能獲得社保基金的季度數據，因此本文選擇單個投資組合的絕對業績檢驗方法，也就是回歸系數法。而就社保股票組合的整體而言，其可獲得的數據較多，在不同投資組合的整體衡量中，相對業績方法通常要比絕對業績方法更加準確，因此選擇交叉及比率法。

1. 回歸系數法。回歸系數法是單個投資組合通過對絕對業績衡量來判斷其業績持續性的檢驗方法。一個投資組合的業績如果具有持續性，那么它的各期收益值應該具有的一階自相關性，且其相關系數應該為正值。因此可以單個投資組合的各期收益做一個回歸，得到下列方程：

ri，t=？琢i+？茁iri，t-1+？著i（9）

其中，i=1，2，…，n；j=1，2，…，m；ri，t表示投資組合i第t期的風險調整收益，ri，t-1表示投資組合i第t-1期的風險調整收益。

設原假設是？茁i=0，這種情況下投資組合的業績不具有持續性；如果？茁i≠0，表示投資組合的業績具有持續性或者逆轉性。如果？茁i拒絕原假設，并且大于零，說明投資組合的業績具有持續性；如果？茁i拒絕原假設，并且小于零，說明其業績存在逆轉性。

2. 交叉積比率法。交叉積比率法可以對多只投資組合的整體持續性進行檢驗，它的方法將樣本期間分成若干個等長的樣本階段，計算在每個樣本階段的收益率，并且將此收益率與等時期的基準組合收益率相比，高于基準組合收益率的則認為是盈利，否則就認為是虧損。用W表示盈利的狀態，用L表示虧損時的狀態，這樣連續兩個樣本階段就可以得到四種情況，全為盈利則是WW，全為虧損則是LL，前一階段盈利后一階段虧損則為WL，前一階段虧損后一階段盈利則是LW。其中WW和LL表示代表在這兩期中，業績具有一致性的表現，LW和WL則表示業績在這兩期中不具有持續性，因此可以將WW和LL與LW和WL出現的概率先對比，如果前者出現的概率要遠大于后者，則表明研究的對象是具有持續性的。

用統計量CPR來表示其持續性的大小，公式如下：

CPR=■（10）

顯然CPR的取值范圍是（0，+∞）。當WW和LL相對越多，WL和LW相對越少時，CPR的值越大，反之CPR的值越小，當其值等于1時，兩者的比重相同。因此，CPR越大，持續性越強，當其等于甚至小于1時，其持續性越差。

因此，可以對CPR構造檢驗如下：

原假設為H0：投資組合前期業績與后期業績不存在相關性，即CPR=1。

H1：投資組合的業績具有持續性或者反轉性。

同時構造檢驗統計量Z：

Z=■（11）

其中，？滓ln（CPR）=■（12）

對Z值進行正態分布的顯著性檢驗，如果Z服從正態分布，則原假設成立，業績不具有持續性。反之，Z拒絕正態分布，則業績具有持續性或者反轉性。

（二）實證分析

1. 單個投資組合的業績持續性檢驗。絕對業績衡量方法采用回歸系數法，原理是用投資組合各期收益與前一期收益回歸，得到其相關性系數來判斷。但是各期收益的變動會受到整個市場變動的極大影響，如果是用單純的收益率進行回歸，結果很可能是不準確的。因此本文選擇使用超額收益率進行回歸，這樣就可以剔除了市場波動對投資組合收益的影響，得出相對準確的結論。

詹森指數是用來衡量資產組合的業績是否高于市場組合業績的大小的指數，它的大小代表了投資組合超額收益的大小。其公式為：

？琢i=ri-[rf+？茁（rm-rf）]+？著i（13）

從表5可以看出，除了103和105組合外，其它各投資組合的β值均小于1，也就是說明了其系統風險的大小低于市場風險，整個投資組合風格偏于穩健。

本文將樣本區間選擇為2005年9月30日至2011年12月30日，首先將后一個季度的收益率對前一個季度進行回歸，運用公式（9）對各投資組合進行擬合。從表6模型相關參數的t檢驗值以及可決系數來看，各投資組合收益模型的一階自回歸明顯沒有通過檢驗。

從模型的一階回歸結果來看，單個投資組合的業績是不具有持續性的。因此，在此基礎上，對模型做二階回歸檢驗，其模型如下：

ri，t=？琢i+？茁1ri，t-1+？茁2ri，t-1+？著i（14）

表7的可決系數R2同樣表明各模型沒能很好的擬合，也就是說二階回歸的模型沒能通過檢驗。因此社保基金股票投資組合的業績對前兩期的收益不具有持續性。通過上述的模型檢驗發現，各投資組合下一期收益對前一期收益以及前兩期收益都不存在明顯的線性關系，說明在短期內，我國社會保障基金的投資組合收益不存在持續性的特征，我國社保的收益波動性大，穩定性不強。

2. 社保基金整體業績的持續性檢驗。本文運用交叉積比率法考察投資組合業績持續性時，我們首先將14只股票投資組合從2005年第三季度到2011年第四季度的收益情況匯總，在每個季度按照14只股票投資組合的收益率中位數作為標準，高于中位數的股票投資組合的收益即為該季度“贏家”（W），低于中位數的投資組合的收益即為該季度的“輸家”（L）。并根據公式（10）求得各投資組合的CPR（如表8所示）。

從上述統計結果來看，以季度為間隔的績效二分法統計整體統計中包括的WW有57個，LL有110個，WL和LW分別有92和91個，最后計算出來的總體的CPR為0.749，說明我國社保基金股票投資組合的整體不具有持續性。

Z檢驗得到Z=-5.961 982 005，Z服從正態分布，因此可知，在置信區間為95%時，Z模型拒絕原假設，說明樣本期間內，社保基金股票投資組合的業績不僅不存在持續性，還有反轉的跡象，也就是說業績存在負相關性。

3. 分時段業績持續性檢驗。由于社保基金開始進行委托投資的這些年經歷了市場的劇烈波動，有市場的平穩期、上升期、下降期，在不同的時期，市場可能呈現出不同的持續性特點。因此本文將投資分成幾個階段來研究，分別確定它在不同的周期內業績的持續性特點。

根據A股指數走勢，本文將2005年9月31日至2011年12月31日期間分為四階段，分別為 2005年9月31日至2007年9月28日的上行期，2007年9月28日至2008年12月31日的下行期和2009年1月1日至2009年9月30日的上行期，以及此后的低迷震蕩期。

表9對各階段的統計得到WW、WL、LW以及LL的值，以及由此求得的各階段CPR值和統計量Z的值。

從表9可以看出，第一階段和第二階段的CPR明顯小于1，這兩個階段我國社保基金股票投資組合的業績不具有持續性。同時根據Z值來判斷，在95%的置信區間內，CPR拒絕原假設，表明在這兩個階段，社保基金股票投資組合的業績也存在反轉型的特點。

第三階段的CPR=1，后期的業績跟前期沒有相關性，說明在第三階段的社保基金業績沒有持續性。

第四階段的CPR>1，說明在這一階段可能存在一定的持續性。再通過Z值來判斷，在95%的置信區間下，拒絕原假設。也就是說在這一階段內，我國社保基金股票投資組合業績具有持續性。

綜合上述的實證結果，對我國社會保障基金股票投資組合的業績持續性研究，可以得到以下三個結論。一是我國社保基金股票投資組合中的各個組合的業績并不具有持續性，各期收益的波動性較大，穩定性不強。二是整體來看，我國的社保基金股票投資組合的業績，不但不具有持續性，反而呈現了反轉的特點。三是通過組合整體在各階段的績效持續性的分析，在市場處于波動較大的時期，也就是前三階段，業績是不具有持續性的；在第四階段市場相對穩定的時期，各期績效還是呈現出了一定的持續性特點。

四、結論

本文以我國社會保障基金股票投資組合為研究對象，選取了101組合到110組合以及601、603和603組合作為研究的樣本，樣本區間為2005年第三季度到2011年第四季度，從社保基金的整體業績表現和業績的可持續性兩個方面對投資組合的績效進行評價。根據實證的結果，可分別得到以下結論：

第一，運用M2方法以及M2修正后的方法，對我國社會保障基金股票投資組合的業績表現評估，得出各投資組合的業績普遍要高于基準組合，也就是說各投資組合在投資中均獲得了超額收益，各投資管理相對較好地履行了管理社保基金的職責。

第二，本文分別從單個投資組合、社保組合整體以及對整體的分階段檢驗對社保的持續性進行分析說明。

運用剔除了市場波動影響的絕對業績方法對單個投資組合的判斷結果，說明我國社保基金各投資組合的業績不具有持續性。

運用交叉積比率法對社保整體的業績持續性進行分析，發現社保基金整體不但沒有呈現出業績的持續性，反而具有反轉型的特點。

根據市場波動的特點，本文將樣本期間分為四個階段，分別對每個階段的持續性進行判斷。可以看出，在市場波動性較大的情況下，也就是前三個階段，社保的績效都沒有表現出持續性，在市場相對穩定的情況下，也就是最后一個階段，社保基金整體業績呈現出持續性的特點。

注釋：

①對股票投資組合的數據統計來自于金融界網站.http：///。

②絕對業績持續性，是針對投資組合的絕對風險調整業績而言的，通過對業績的穩定性研究，得到投資組合持續性的結論。

③相對業績持續性，是將特點時間段內投資組合的業績排名，按照多次排名的結果，檢驗其業績的穩定性。

參考文獻：

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Evaluation Research about Performance of Stock Portfolio of the National Social Security Fund

Wei Xiaoqin， Jin Wenxiu， Lu Zhuqing

（School of Economics， Ocean University of China， Qingdao 266100， China）