择时行为（共7篇）
择时行为 篇1
摘要：本文以1999年至2008年间我国非金融类A股上市公司作为样本,采用多元线性回归的方法进行数据分析,选择上市公司股票换手率作为市场时机的衡量指标研究了我国上市公司融资的市场择时行为及其对资本结构的影响。
关键词：市场时机,资本结构,实证研究
0 引言
引入和借鉴Baker&Wurgler的“资本结构的市场时机理论”对我国上市公司的融资方式选择问题进行研究,有利于进一步拓展我国上市公司的资本结构研究视角,为我国上市公司在进行融资选择时所呈现的行为特点提供了更加全面、合理的解释,对进一步完善我国资本市场具有着重要意义。
1 资本结构的市场时机理论
Baker和Wurgler(2002)最早开始研究资本结构与市场时机之间的关系,他们试图研究公司在进行融资时的市场择时行为是如何影响资本结构?这种影响是短期还是长期的。
Baker和Wurgler通过构造(M/Befwa,t-1)来检验市场时机行为对公司资本结构变动的累积影响,该指标定义为:
其中:es代表股权融资;ds代表债务融资。当出现重大外部融资决定时其在估值中的权重就会变大。通过与其他变量的拟合优度相比较,历史加权平均市值账面比(M/Befwa,t-1)这一单变量的解释能力比其他的变量要强,与杠杆显著负相关。
1.1 样本选取
依据研究内容选取我国A股上市数据作为样本数据,鉴于中国1998年开始使用现金流量表,而且实证中需要上一年数据,所以选取时间段在1999年至2008年A股上市公司的数据。数据均采用年末(12月31日)数值。本文根据研究目的,在样本资料的搜集和整理过程中,严格遵循以下原则:(1)剔除金融类样本公司。这是因金融类上市公司自身特性与一般上市公司不同故将其剔除样本之外;(2)剔除研究区间内ST或PT的样本公司以及无法获取相关数据的样本公司,将其纳入研究影响研究结论;(3)为了避免异常值的影响,剔除了账面杠杆率大于1或小于0的样本公司,因为前者资不抵债,后者则是可能出现数据异常。
1.2 指标说明
因变量:D/A:定义为公司资本结构,即资产负债率
1.3 解释变量
(1)股票换手率(Turnover)作为市场时机的替代变量,股票换手率可以准确地反映股票的价格行为,且主要由投资者的非理性引起的,当股票换手率高时表示投资者高估了股票的市场价格,而股票换手率低时则表示投资者低估了股票换手率。(2)市值账面比(M/B)本文选择市值账面比作为成长机会的指标,公司成长机会越多,公司对资金的需求就越大,与公司的负债水平呈负相关关系。(3)盈利能力(profit):本文选用净资产收益率作为盈利能力的指标。根据权衡理论,获利能力越强的公司破产的概率越小,举债能力越强。(4)公司规模(size):对于我国的上市公司而言,公司规模越大,越容易得到政府扶持,银行也更倾向于贷款给规模较大的公司以降低贷款的风险。(5)资产实形性(tangibility)。(6)上一年的资产负债率(D/At-1)。
1.4 实证分析
模型构建如下:
结果见表1:
注:*、**、***分别表示在1%,5%,10%的显著性水平下显著。
model(1)、model(2)分别是市值杠杆变动和账面杠杆变动的回归结果。两个模型的R2都比较小,但是模型F检验的P值通过了1%的显著性检验,回归模型有效。从表中可以看出,无论是账面杠杆率还是市值杠杆率与股票换手率的回归系数均为负值,全部通过了1%的显著性检验,这说明股票换手率对资本结构变动具有显著的负向影响,且主要由股权融资决定的。即上市公司的股票换手率越高,公司进行更多的股权融资,从而财务杠杆率水平越低,上市公司股票换手率越低,公司会倾向于进行债务融资,从而杠杆率比较高。
参考文献
[1]饶育蕾,刘达锋.行为金融学[M].上海:上海财经大学出版社,2003.
择时行为 篇2
关键词：政治关系,管制,再融资,时机
1 引言
在产品和信用市场不发达的国家或地区, 如果支持市场发展的制度欠缺, 政府通常会对经济资源的配置实施很强的控制, 导致企业尤其是民企不能够完全依赖于市场来获得经济资源。这种现象势必阻碍民企的发展, 为此, 民企不得不寻求一种替代性的非正规机制, 政治关系既是其中常见的一种。
政治关系 (political connection/political relationship) 的一般定义指, 公司与拥有政治权力的个人之间形成的隐性政治关系, 包括公司的高管 (包括董事) 曾经或者当时在政府 (或国会) 部门任职、通过选举捐款获得的关系等, 但不包含因为政府持股而形成的关系。
政治关系的重要性之于企业, 尤其是私企, 通过一些证据可以阐释。Johnson和Mitton (2003) [1]、 Faccio (2006) [2]、 Adhikari, Derashid和Zhang (2006) [3]、Claessens, Feijen和Laeven (2007) [4]以及Francis, Hasan和Sun (2009) [5]; Li, Meng, Wang和Zhou (2008) [6]; Fan, Wong和Zhang (2007) [7]; 罗党论和甑丽明 (2008) [8];余明桂和潘红波 (2008) [9];吴文锋等 (2008) [10]等针对国内外的政治关系样本的研究证明, 上市公司的政府背景对公司是一种有价值的资源。拥有政府背景公司相对更易获得银行贷款和更长的贷款期限、可以较低的成本募集资金, 可以获得税收上的优惠等等。
通过再融资获得外部资金是企业发展的重要因素, 但在我国, 为顾及市场承受能力, 监管机构会控制发行规模和发行节奏。另外, 上市公司有“国、民”之分, 民企相较国企往往较难获得“国民待遇”, 体现在民营企业大多数只能在融资规模较小的中小企业板块上市, 特定环境下监管部门的管制措施会对民营企业暂时关闭, 比如在香港上市的H股公司, 其申请回归A股市场往往较难 (目前尚无民企H股回归A股市场) 。因此, 作者认为, 资本市场上民企希望通过建立政治关系以享受国企待遇的动机比较强烈。
统计显示, 约有32.46%的民营上市公司建立有政治关系。在我国发行管制的大背景下, 上市民营企业具有强烈的动机通过政治关系影响企业的再融资行为, 政治关系势必对企业的再融资的发行时机、发行规模和发行定价产生重要影响。
因此, 本文拟通过对符合条件的268家民营企业的再融资样本的研究, 试图发现在政治关系影响背景下民企再融资行为的规律性现象, 从而拓展政治关系对企业融资行为影响的研究范围, 对于规范上市公司的再融资行为、促进市场的健康发展有着积极的作用。
本文通过研究在发行管制背景下, 政治关系对企业再融资过程中择时问题、融资规模和融资定价三方面的影响。研究证明, 在268家民营上市公司的股权再融资样本中, 具有政治关系的公司有87家, 占样本的32.46%。具有政治关系的上市公司更易把握再融资发行的时机;具有政治关系公司在发行规模显著高于不具有政治关系的公司;同时作者还发现, 具有政治关系的上市公司其再融资的定价往往显著高于不具有关系的样本。
文章结构安排如下:第2节回顾有关政治关系的文献, 第3节进行我国资本市场的制度背景描述并提出本文的研究假设, 第4节为研究设计, 第5节实证分析, 第6节为结论及研究展望。
2 文献综述
政治关系的研究始于Krueger’s (1974) 的工作[11], 其后大量的研究证明, 政治关系对公司在银行贷款、 税收优惠和公司价值等方面有影响。银行贷款方面:Mian和Khwaja (2006) [12]研究了1996～2002年巴基斯坦公司银行贷款方面的情况后发现, 具有政府背景的公司会比其它公司获得超过45%的贷款, 但违约率也高出50%;Charumilind等 (2006) [13]也发现泰国的类似现象, 具有政治联系的公司容易以较少的抵押物获得更多的长期贷款;Leuz和Oberholzer (2005) [14]发现政治联系会影响公司的融资策略, 在印度尼西亚有政府背景的公司容易获得贷款而基本上不到国外融资。税收优惠方面:Adhikari, Derashid和Zhang (2006) 对马来西亚有政治联系的公司研究发现, 这些公司的有效税率比没有政治联系的公司更低;Faccio (2006) 的跨国家研究也证实, 具有政治联系的公司在贷款融资、税率等方面都享有好处。但是政治关系对于公司价值是否有影响却结论不一致, Bunkanwanicha和Wiwattanakantang (2008) [15]与Ferguson和Voth (2008) [16]分别以泰国和德国的公司为样本, 研究发现, 具有政治关系的公司, 其相关的政治事件对公司价值有促进作用;而Cheung, Jing, Raghavendra和Stouraitis (2005) [17]和Johnson, Kaufmann, McMillan和Woodruff (2000) [18]则发现政治关系会恶化公司的价值。
关于中国上市公司政治关系影响的研究, Li, Meng, Wang和Zhou (2008) 发现有政治关系的公司更易获得银行贷款;罗党论和甑丽明 (2008) 发现, 具有政治关系公司外部融资时遇到的约束较少, 且越是在金融发展水平较低的地区政治关系对民营企业的帮助更大;余明桂和潘红波 (2008) 发现, 有政治关系的企业易获得更多的银行贷款和更长贷款期限, 而且, 在金融发展越落后、法治水平越低和政府侵害产权越严重的地区, 政治关系的贷款效应越显著;吴文锋等 (2008) 认为, 高管政府背景并不影响公司价值, 但区分不同政府背景后, 高管的地方政府背景对公司价值的正面影响要显著大于中央政府背景。另外, 还发现这种正面影响与高管地方政府背景的贷款融资便利性有关;Fan, Wong和Zhang (2007) 则发现具有政治关系民营公司市场表现低于没有政治关系的公司, 效率也较低;吴文锋等 (2008) 发现, 在企业税外负担较重的省市, 高管具有政府背景的公司在所得税适用税率和实际所得税率上都要显著低于高管没有政府背景的公司。而且, 公司所在省市的企业税外负担越重, 高管政府背景获取的税收优惠也越多[19]。另外, Francis, Hasan和Sun (2009) 研究了政治关系对公司上市过程的影响, 结果表明, 具有政治关系的上市公司其IPO时定价相对较高、发行成本较低而发行溢价较低, 但是, 该研究没有区分公司的所有制性质。
不过上述研究中, 在研究政治关系对公司融资行为的影响时均以公司的负债行为, 比如银行贷款为研究对象, 尚没有见到政治关系对公司股权再融资影响的文献。本文试图在研究对象的拓展上做一定的尝试。
3 研究假设
纵观我国股市的发展历程, 一个显而易见的特征是政府对股票市场的管制, 表现为:设置严格的发行准入条件并且准入条件“宽严交替”, 日趋复杂和严格;同时对证券发行的管制全方位, 从发行审核、发行家数到发行时机等[20]。另外, 国内地区间经济、法制方面水平不均衡, 所以, 作者认为, 建立有效的政治关系对民企影响深远。因为高管的政府背景可为企业在政府管制的经济活动中提供便利并获得好处, 具有政府背景的高管熟悉政府的运作规则, 了解政府的政策动向。
本文之所以选择民营企业进行研究, 在于国有企业天然的与政府之间的关系, 使得我们很难判断政治关系在企业的价值创造中, “即使企业获取了融资便利性 (主要是银行贷款) 、税收优惠等好处, 也无法区分其获得的好处到底是来自于高管的政府背景, 还是来自于国有企业本身大股东的政府背景 (吴文锋等, 2008) ”。但这种政治资源优势能否对公司的融资行为产生影响。下面结合具体的环境提出本文研究假设。
现有研究证明, 我国上市公司普遍存在融资时机的把握问题, 刘端等 (2005, 2006) [21]和刘澜飚、李贡敏 (2005) [22]以市值账面值比 (M/B) 代表市场时机, 发现存在股票融资的择时行为。由于我国资本市场是受政府主导的市场, 上市公司, 尤其是民营上市公司的新股发行一直受到政府相关部门政策的影响。在我国上市公司并不能有效的选择融资时机 (王正位, 2007) [23], 而是某种意义上对国家相关管制政策的择时。据此作者认为, 在我国管制显著的环境下, 具有政治关系的企业更易通过政治关系为企业或者私人谋取更大的利益。这种利益可能体现在当融资时机出现的时候, 由于发行需要监管部门的批准, 具有政治关系的公司更容易把握管制环境下的融资时机;在同等条件下, 具有政治关系的民企可能会促使募集资金的最大化, 具体可能体现在融资规模的最大化或者发行高定价的可能。为此, 本文提出如下三个假设:
假设一:具有政治关系的民营上市公司相较于不具备关系的更易把握再融资的时机。
假设二:具有政治关系的民营上市公司相较于不具备关系的其融资规模更大。
假设三:具有政治关系的民营上市公司相较于不具备关系的其再融资发行定价更高。
4 数据和研究设计
4.1数据来源
本文选取1997年1月至2008年12月间进行配过或增发的民营上市公司的再融资作为研究对象, 采用年度的横截面和时间序列数据。在剔除金融类上市公司、数据有缺失和公司董事长、总经理的政府背景披露不详的样本后, 一共得到268个再融资样本。反应公司特征的数据取自北大CCER数据库。数据处理用STATA。
一般对政治关系的定义为, 公司与拥有政治权力的个人之间形成的隐性政治关系, 包括公司的高管 (包括董事) 曾经或者当时在政府 (或国会) 部门任职、通过选举捐款获得的关系等, 但不包含因为政府持股而形成的关系。
结合我国实际, 考虑到民营企业董事会成员一般变更不大, 文章认公司现任的董事会成员 (董事长、副董事长、董事) 和经营层高管 (总经理、总裁、CEO) 等满足下列条件之一的视为公司具有政治关系:①在任高管现任或曾任地级市副市长 (含) 以上职务的;②在任高管现任或曾任市级及以上人大代表的;③在任高管现任或曾任市级及以上政协委员的。政治关系数据源于锐思数据库 (RESSET) “管理层介绍”栏。若某公司有多位成员具有政治关系, 我们只选择职位最高的一位来定义, 268个样本中, 具有政治关系的有87个, 约占32.46%。
4.2模型设定和变量定义
(1) 再融资时机的检验模型
沿袭Baker (2002) [24]的技术路线, 度量政治关系对公司再融资择时能力影响用以下回归方程:
式中被解释变量D/At-D/At-1为资产负债率的变化, 为再融资后当年的资产负债率 (总负债与总资产的比值) 与发行前一年的资产负债率的差值; 解释变量为市账比 (M/B) , 为公司市值与账面价值的比例; 解释变量政治关系Pol为虚拟变量, 凡公司具有政治关系的取1, 否则为0。同时, 设计政治关系与时机指标的交叉项M/Bt-1·Pol作为解释变量来判断政治关系对公司再融资时机把握的影响, 预计系数β3的符号显著为负。沿袭Baker (2002) 的思路, 选取公司规模 (SIZE) 、公司盈利能力 (ROE) 、固定资产比例 (TANG) 、发行前一年的杠杆 (Leverge) 作为控制变量。
(2) 再融资规模的检验模型
度量政治关系对公司再融资规模影响的方程如下:
式中被解释变量Proceeds/A表示融资规模;解释变量Pol同式 (1) , 对于发行管制, 本文仅采用监管部门的发行时机方面的控制进行研究。我国先后七次暂停新股发行, 暂停时间一般为1～2个月的时间。其中时间较长有2004年9月9日至2005年2月3日历时约五个月和2005年6月7日至2006年6月19日历时一年的两次。鉴于2005年我国股票市场进行股权分置改革, 我们以2005年后的再融资活动取虚拟变量1, 之前的取虚拟变量0。设计政治关系与发行管制的交叉项Pol·Regu作为解释变量来度量政治关系和发行管制对再融资规模的影响, 预计系数β2的符号为正;控制变量的选取同式 (1) 。
(3) 再融资发行定价的检验模型
度量政治关系对再融资发行定价高低的方程如下:
发行定价高低一般采用市盈率指标 (如Francis, 2009) , 但由于我国上市公司配股过程中没有公布市盈率指标 (一般采用时间段的市价折价发行) , 故本文采用实际的发行价格与发行前一年的净资产比值Price/netasset做被解释变量。解释变量Pol同式 (1) , 同样涉及交叉项Pol·Regu作为解释变量来度量发行管制情况下, 政治关系对发行定价的影响, 预计系数γ2的符号为正;控制变量的选取同式 (1) 。
(4) 主要变量定义
资产负债率 (D/A) :为总负债/总资产;
政治关系 (Pol, Political) :虚拟变量, 民营企业在任虚拟变量-在任董事会成员和经营高管层满足下列条件之一:①现任或曾任地级市副市长 (含) 以上职务的;②现任或曾任市级及以上人大代表的;③现任或曾任市级及以上政协委员的。取1, 否则取0;
公司规模 (S, Size) :取公司总资产的对数值
财务杠杆 (L, Leverage) :总负债/总资产
盈利能力 (R, ROE) :息税前利润/年初的净资产;
固定资产比例 (T, Tangible) :固定资产总额/总资产;
时机指标 (M/B) : (公司股票市值+总负债) /总资产;
发行价格 (P/N, Price/net asset) :实际发行价格/发行前一年的净资产;
发行管制 (Re, Regulation) :虚拟变量, 凡2005年后再融资的取1, 之前的取0;
募集资金规模 (P/A, Proceeds/Total Asset) :募集资金总额/总资产
5 实证分析
5.1 描述性统计结果
从统计的结果 (表1) 来看, 具有政治关系的民营上市公司所占比例较大, 说明现在民营企业具有建立政治关系的强烈欲望。
将样本公司按是否具有政治关系进行分类, 比较公司特征差异, 采用中位数和均值等指标可以看出具有政治关系的上市公司在公司规模、募集资金规模和发行价格上在1%的水平上显著高于不具有政治关系的样本公司, 在杠杆比率上以10%的显著水平高于不具有政治关系的样本 (见表2, 限于篇幅, 只公布均值差异) 。也从一个侧面印证了既有文献的研究, 即具有政治关系能够给公司带来某种便利。
注: 括号内为t值, *、**、***分别表示10%、5%和1%的显著水平。
5.1 实证结果分析
(1) 对融资时机把握的检验
研究发现, 当分别以M/B和Pol进行单变量回归时, 实证结果并不显著;而当加入控制变量进行多元回归分析时, 可以看出M/B指标对公司负债率的变化在1%水平上影响显著;对于作者关注的政治关系对公司择时能力把握影响的回归结果看, 交叉项M/B·Pol在5%的水平上显著为负, 证明具有政治关系的上市公司再融资时相较于不具备政治关系的配比公司, 更容易把握股权再融资的市场时机。
注: 截距项省略, 系数值下面括号中值为t值, *、**、***分别表示10%、5%和1%的显著水平。
(2) 针对再融资规模的检验
当分别以Re和Pol进行单变量回归时, Pol实证结果并不显著, 但是Re系数在1%水平上显著 (多元回归也显著) , 这一结果吻合了每次新股暂停取消后的再融资密集现象;对于作者关注的政治关系对公司再融资规模影响的回归结果看, 交叉项Re·Pol在5%的水平上显著为正, 证明具有政治关系的上市公司再融资时相较于不具备政治关系的配比公司, 其融资的规模往往更大。
注: 截距项省略, 系数值下面括号中值为t值, *、**、***分别表示10%、5%和1%的显著水平。
(3) 针对再融资定价的检验, 利用价格与净资产的比率作为发行溢价的替代变量。
文章采用实际的发行价格与发行前一年的净资产比值Price/netasset做发行价格替代变量, 实证结果显示, 当采用单变量分析时, 政治关系对发行价格的影响并不显著, 发行管制政策仍是重要因素 (显著水平1%) ;而多元回归结果则证明政治关系对发行定价有促进作用 (在10%水平显著为正) ;至于作者关注的交叉项Regu·Pol也在10%水平显著为正, 说明具有政治关系的公司比不具政治关系的公司在发行定价上更易定高价。
注: 截距项省略, 系数值下面括号中值为t值, *、**、***分别表示10%、5%和1%的显著水平。
5.3 稳健性检验
稳健性检验采用两类处理方式, 一是借鉴相关文献, 引入樊纲《中国市场化指数》 (2007年) [25], 结合各地的市场化水平, 来观察存在市场化水平差异的各地区, 政治关系对所在地区民营企业再融资行为的影响。结果显示, 当采用总体样本时, 引入“政府于市场的干预”指数进行分析, 结果并不显著;但是当按照指数将各地区分类进行分析时, 可以看出在政府对市场的干预比较高的地区 (指数分别为3.2、3.75和4.17的地区) , 具有政治关系的民营公司在融资规模、发行定价和融资时机上均显著。比如在干预指数为3.2的地区, 政治关系对发行规模影响的交叉项显著为正 (p=0.029) ;在干预指数达3.7 的地区, 政治关系对发行定价影响的交叉项显著为正 (p=0.00) 。第二种方式是将样本按照配股和增发的不同分类进行分析, 研究政治关系的影响, 结果也证明民营公司在上述三个方面结果显著 (鉴于篇幅, 没有罗列结果, 需要的可以向作者索取) 。
稳健性研究证明政治关系的确在民营企业的再融资过程中起着重要的作用, 并且与地区的市场化水平相关, 说明我国地区间的发展水平尚存差异, 是经济进一步改革的方向。
6 结论
政治关系对企业的价值有着显著的影响, 本文选取我国1997年1月至2008年12月符合条件的268家民营上市公司的再融资为样本, 研究政治关系、发行管制对上市公司再融资的择时问题、再融资规模和发行定价的影响。结果证明, 具有政治关系的公司会促进公司对融资时机的把握, 面临发行管制的情况下, 具有政治关系的公司再融资的规模更大、发行定价更高, 以上结果均在一定程度上显著。研究进一步发现, 在政府对经济的干预比较严重的地区, 政治关系对企业的再融资过程中的影响更为显著。说明通过对政治关系的深入研究有利于发现地区间的市场化发展水平的缺陷, 规范上市公司的再融资行为、促进地区市场化水平的均衡发展、促进市场的资源优化配置功能。
由于本文对政治关系仅采用0和1虚拟变量来进行度量, 实际上回避了政治关系的层次性, 虽然研究结果证明了一些结论的合理性, 但是采用0、1虚拟变量不能准确反映政治关系相对强弱对企业再融资行为的实际影响。另外, 一些关键部门的政治关系 (如财政、税务、证监局等关键部门) 发挥的作用可能会比同层级其他政治关系的影响要大, 所以进一步的研究可以考虑根据政治关系的相对强度建立政治关系强度指数, 来分析政治关系对企业融资行为的影响程度。
依据时间药理指导择时用药 篇3
一、生物节律与时间药理学
人体的生物节律是指人体的生理和心理活动作周期性变化的规律。以日为周期的称为昼夜节律。研究表明, 人体的基础代谢、体温变化、血糖含量和激素分泌等功能都具有节律性和峰谷值。机体的昼夜节律改变了药物在体内的药物效应动力学和药物代谢动力学, 致使药物的吸收、代谢、排泄、血药浓度和生物利用度等也有昼夜节律性变化。依据生物节律, 选择用药时间, 提高药物治疗效应, 减少或者规避药物不良反应, 对临床合理用药有重要意义。
二、依据时间药理学选择最佳用药时间
(一) 清晨或者上午使用的药物。
降血压药物:用药时首先要遵循长期、规律、联合、小剂量和个体化原则。根据人体生物钟的节律, 对于高血压患者, 一天服用1 次的长效降压药宜于早上7时服用, 常用药物有吲达帕胺、硝苯地平缓释片、氨氯地平等;如果一日服药两次, 将服药时间放在两峰的前1小时左右, 使血药浓度与血压高峰一致, 使血压平稳, 提高疗效。
1.糖皮质激素类药物。
人体对激素类药的反应有时间节律。上午7时至8时是肾上腺皮质激素的分泌高峰, 需要长期服用糖皮质激素维持治疗的慢性病患者, 可以将每日量于在7时左右一次性给药, 会有较好的疗效。常用的药物有波尼松、泼尼松龙、地塞米松等。
2.抗组胺药。
赛庚啶在上午7时给药, 疗效可维持15至17小时左右, 而下午17时给药疗效仅有6至8小时左右, 苯海拉明、氯苯那敏等也是在早晨用药最好。由于抗组胺药有神志低沉、嗜睡的不良反应, 所以高空作业人员、驾驶员等在睡前服用安全。
3.抗心绞痛药。
上午6时至12时是心绞痛发作的主峰, 下午18时至24时为其次峰, 以第一峰为主。硝酸酯类、钙拮抗剂、β受体阻滞剂在上午使用, 可松弛血管平滑肌, 显著扩张冠状动脉, 增加心肌供血。所以心绞痛患者宜清晨醒后服药。
4.抗抑郁药。
抑郁症的症状有清晨较重晚上较轻的特点, 故5-羟色胺再摄取抑制剂帕罗西汀、氟西汀、氟伏沙明等需在清晨服用。
(二) 餐前使用的药物。
1.促胃动力药。
餐前服用可以增加胃蠕动, 使整个上消化道在药物的效应下能顺利消化食物。常用的药物有多潘立酮、西沙必利、甲氧氯普胺等。
2.胃黏膜保护药。
餐前服用可与胃黏膜结合形成保护层。常用的药物有复方氢氧化铝、复方铝酸铋等。
3.抗生素。
在午夜作青霉素皮试, 过敏反应比白天强烈, 所以, 夜间皮试要警惕发生过敏性休克的可能。口服抗菌药物在饭前空腹服用, 生物利用度高, 吸收快。常用的药物有阿莫西林、头孢素头孢拉定、氧氟沙星、阿奇霉素等。
4.降糖药。
为了控制餐后血糖升高, 降血糖药需在餐前半小时服用。常用的药物有格列本脲、格列齐特、罗格列酮等。
(三) 餐后使用的药物。
1.非甾体抗炎药。
对胃肠道有刺激、易引起胃肠道反应, 餐后服用减少对胃肠道的刺激。常用的药物有阿司匹林、贝诺酯、对乙酰氨基酚、布洛芬、甲酚那酸等。
2.维生素。
随食物缓慢进入小肠以利于吸收。常用的有维生素B1、维生素B2、维生素C等。
3.组胺H2受体阻断剂。
餐后服用效果较好, 因为餐后胃酸分泌量最大, 刺激胃粘膜, 还可以延缓胃排空, 延长药物的作用时间。
(四) 睡前使用的药物。
1.他汀类调血酯药。
该类药物是羟甲基戊二酰辅酶A (HMG-CoA) 还原酶抑制剂, 通过竞争性抑制内源性胆固醇合成限速酶 (HMG-CoA) 还原酶, 阻断细胞内羟甲戊酸代谢途径, 使细胞内胆固醇合成减少, 同时还可增强肝细胞膜低密度脂蛋白受体的表达, 使血清胆固醇及低密度脂蛋白胆固醇浓度降低。因为胆固醇的合成是在晚上完成, 所以晚上给药疗效好。常用药物有辛伐他汀、洛伐他汀、普伐他汀等。
2.平喘药。
深夜0时至2时是哮喘病人对乙酰胆碱和组胺反应最为敏感的时间, 也是哮喘的好发时间, 故多数平喘药以临睡前服用为佳 (氨茶碱因为上午服用毒性低, 效果好, 一般在7时服用) 。常用的药物有沙丁胺醇、二羟丙茶碱等。
3.钙剂。
人体的血钙水平在午夜至清晨最低。故临睡前服用钙剂可使钙得到充分的吸收和利用。
4.铁剂补血药。
在下午19时服用铁剂, 其吸收率是上午7时服用的1倍, 其疗效也增加3倍, 患者晚饭后服0.3至0.6g, 疗效较好。
5.缓泻药。
服后约12小时排便, 于次日晨起泻下。常用的药物有比沙可啶、液体石蜡等
6.催眠药。
失眠者择时选用, 服后安然入睡。常用的药物有地西泮、硝西泮、苯巴比妥、艾司唑仑、司可巴比妥等。
三、讨论
传统的给药方法是基于昼夜节律恒定不变和半衰期来决定服药的时间, 随着时间药理学的发展, 根据机体的生物节律性, 选择最佳给药时间, 使药物发挥最大的效能, 减少不良反应, 为合理用药提供参考依据。
摘要：目的:论述人体生物节律与时间药理学的关系, 运用时间药理学为合理用药选择最佳用药时间。方法:查阅相关资料文献, 分析用药时间的重要性。结果:总结、分析了最佳用药时间以及原因。结论:依据时间药理学, 选择最适宜的用药时间, 可以增强药物疗效, 减少或者规避药品不良反应, 降低给药剂量和节约医药资源。
关键词：时间药理,生物节律,用药时间
参考文献
[1].唐玉亮, 周安荣, 常刚.时辰药理学与合理用药[J].中国药业, 2011, 20 (15) :90～91
[2].文海棠, 陈淑婷, 汤异玲.依据时辰药理指导合理用药[J].中国药事, 2011, 20 (2) :63～64
择时行为 篇4
关键词：券商集合理财,选股,择时,TM-FF3,HM-FF3
自2005年3月首只集合理财产品广发理财2号面市以来, 券商集合理财经过了近三年的发展, 已经成为证券市场中一支重要的生力军。目前截止目前券商集合理财产品累计已有46只, 目前正在运作的产品有30只, 投资类型包括股票型, 混合型, 债券型, 货币市场型和FOF, 总资产规模达到500亿。
国内券商集合理财产品的选股能力和择时能力到底如何?本文将运用计量方法, 利用TM-FF3模型和HM-FF3模型对券商集合理财产品的选股能力和择时能力进行实证分析, 从而对于券商集合理财产品整体的投资管理能力做评价分析。
国内外对于机构投资者的选股择时能力主要集中在对于公募基金的研究, 对于券商集合理财产品的研究很少, 但二者的研究思路和方法一致, 因此可以借用。
Jenson (1968, 1969) 在20世纪60年代末提出了反映基金选股能力的绝对指标[1]:Jenson指标。Jenson对1945-1964期间115只美国共同基金的资料所做的研究显示, 共同基金组合未能表现出优异的选股能力, 因此认为市场是有效的。在Jenson之后的绝大部分研究均表明, 平均而言, 积极管理型基金的表现不如被动指数组合的表现。
Viet和Cheney (1982) 通过估算牛市和熊市中系统性风险的变化来检验市场时机把握能力[2]。成功的市场时机把握策略会在牛市中提高贝塔值而在熊市中降低贝塔值, 因为牛市和熊市的定义不太好准确区分, 他们用了四种方法来进行分类, 同预期的一样, 检验结果对分类方法很敏感。很少有基金表现出这种能力, 倒是有73%的表现出了反向的市场时机把握能力。
Henriksson (1984) 采用HM模型[3], 选择了1968年至1980年间116个开放式基金的数据进行评价, 发现从整体上来看, 62%的基金表现出了负的市场时机选择能力。
Ferson和Schadt (1996) [4]在Treynor和Mazuy (1966) 及Merton和Henriksson (1981) 的经典市场时机把握能力评价模型基础上, 进行条件择时能力评估。然而, 他们发现检验的股票基金样本不大可能积极地预测市场时机。
Goetzmann, Ingersoll, Ivkovic (GII, 2000) 选择了558只基金在1988年1月至1998年3月间共123个月度收益作为样本[5], 利用HM, GII模型及基于FF3基础的改进模型, 对这些基金的市场时机把握能力进行了分析, 研究结果表明很少有基金在统计意义上表现出显著的市场时机把握能力。在他们的研究中, 还发现样本基金中23个资产配置型基金至多有2个表现出显著的时机把握能力。
王庆石等 (2001) 运用T-M模型与H-M模型[6], 对1999年7月14日到2000年7月14日优化指数基金普丰、基金兴和进行了时机选择能力的研究。结论表明:基金兴和成功地实现了市场时机的选择, 而基金普丰在市场时机选择方面较为欠缺。
刘霞 (2003) 用较早在沪、深交易所上市的10只封闭性基金作为分析样本[7], 样本区间为2002年5月27日至2002年12月6日, 共27周, 运用T-M模型对其择时能力进行了实证研究。对这段时期的研究可以看出基金经理们在本轮下跌行情中是否具有明显的时机选择能力。研究结果表明, 样本基金都未能表现出显著的正的选股能力, 反而大部分都表现为负的选股能力, 这说明基金并没有优异的选股能力;而择时能力则全部为负, 并且一部分t检验达到显著水平。这表明无论是选股还是择时能力, 基金均有待加强。
陈东平、卜宁 (2006) 选择了比较成熟的单因素T-M模型[8]、H-M模型和Fama-French三因素模型, 对2003年12月26日至2006年6月23日间121个交易周的20只开放式基金进行业绩评价, 考察证券投资基金能否在我国这种弱式有效的市场上表现出良好的选股与择时能力。结果表明, 除个别基金外, 我国开放式基金整体不具备择时能力;虽表现出一定的选股能力, 但并不显著。
总体而言, 国外对证券投资基金的研究中, 无论是选股能力还是择时能力都没有表现出显著正向的能力。国内外对于基金的选股能力和择时能力研究表明, 我国对选股择时能力的实证分析表明我国的证券投资基金, 无论是封闭式基金还是开放式基金, 整体上没有呈现出显著的选股能力, 也未表现出显著的择时能力。
1 研究方法及实证结果
1.1 样本选择
本文主要研究券商集合理财产品的选股能力和择时能力, 因此选择股票型或者混合型券商集合理财产品作为研究对象。截止目前券商集合理财产品累计已有46只, 但其中属于股票型或者混合型的有24个, 考虑样本数据的规模, 本文选取了2007年前上市的八只非限定性券商理财产品作为研究对象, 见表1。
因为对于大多数券商理财产品来说, 投资经理进行有关市场风险方面决策的频率要低于1个月, 使用月度数据进行回归检验, 会产生向下误差, 即低估市场时机把握能力, 所以本文采用日收益率数据进行实证研究, 时间范围为2007-03-09～2008-09-09。
为了分析实证结果, 我们采用了净值收益增长率、几何平均收益率、夏普比率分别从绝对收益和考虑风险后的收益对这8只产品业绩做评价, 从表2可以看出, 东方红2号, 海通稳健增值, 中信理财2号无论是绝对收益还是考虑风险后的收益都排在几个样本的前列。
1.2 模型确定
CAPM模型在解释横截面股票收益时并没有涵盖各类风险因素, 其有效性受到人们的质疑, 因此, 对于券商理财产品的选股能力和择时能力的研究, 本文拟采用基于Fama和French三因素资产定价模型 (以下简称FF3模型) 的TM-FF3、HM-FF3模型进行分析, 选择诸多模型的主要目的在于相互印证结果的可靠性。
TM-FF3模型:
HM-FF3模型:
Rp, t:组合的收益率;
Rf, t:无风险收益率;
Rm, t:市场收益率;
SMBt:市场小盘股超过大盘股的收益;
HMLt:市场价值股超过成长股的收益;
α, β1, β2, β3, β4:回归系数。
我们都知道, 选股能力强意味着获得超额收益, 即实际的收益与期望收益率的差额, 对应于两个模型中α显著大于0;择时能力强意味着仓位的控制, 踏准市场的节奏, 市场多头时, 高β配置, 市场空头时, 低β配置, 在TM-FF3模型中对应着β2显著大于0, HM-FF3模型对应着β2-β1显著大于0。其中SMBt和HMLt分别表示Fama和French零成本投资组合中小盘股组合超过大盘股组合的收益和高账面值市值比 (B/P) 的股票组合 (即价值股) 超过低账面值市值比股票组合 (成长股) 的收益, 其实际意义在于, 假如券商理财产品在股票选择时表现出明显的偏好大盘股或小盘股倾向、或高B/P或低B/P倾向, 那么, 在进行模型检验时, 这种倾向可能反映出来, 如果其系数为正, 则意味了券商理财产品可能在利用这种股票特征获利, 表明券商理财产品具有一定的证券选择能力。
1.3 回归分析
实际研究过程中, 模型中的无风险收益率我们选取了本文选择1年期定期存款利率作为无风险收益率, 并按365d折算为日利率。在国外, 无风险收益率通常是用短期国债利率来代替, 期限最短的为30d期, 最长的为1a期, 并没有固定的期限。目前我国已经建立起了相对较为完整的债券市场, 既有场内市场 (交易所市场) , 又有场外市场 (银行间市场和柜台市场) 但是, 由于几个国债市场处于分割状态, 缺乏统一, 交易所市场和银行间市场没有进行有效的连通, 导致不同市场上形成的利率存在背离。而且, 国债期限结构比较单一, 没有3个月、6个月、9个月的短期国债, 因此, 无法将国债利率作为无风险收益率。
券商理财产品的投资比例各不相同, 以光大阳光为例, 它的投资比例是0-90%的股票和基金;10-100%的债券 (包括可转换公司债券) , 其中至少10%为现金类资产或到期日在一年以内的政府债券。因此市场收益率不能选择100%的股市收益率, 本文构建了股票加债券的复合指数作为市场基准。股票市场基准选择中信标普A股综合指数, 一方面该指数覆盖面广, 涵盖了全部上市交易的A股股票;另一方面采用自由流通股本加权避免流通比例小的权重股带来的失真, 能够反映二级市场的股价真实走势。债券市场基准选择中信标普国债指数为基准。以光大阳光为例, 构建的复合指数为90%*中信标普A股综合指数+10%*中信标普国债指数。
对于TM-FF3模型和HM-FF3模型中的SMB和HML, SMB选择了申万大盘指数、申万小盘指数分别代表大盘股和小盘股, HML选择了申万高市净率指数、申万低市净率指数分别代表成长股和价值股。
选取的8只产品的收益率运用Eviews回归的结果如下:
结果显示, 选股能力方面, 均值分析表明券商理财产品整体的选股能力不是很突出, 广发理财3号和中信理财2号α显著大于0, 表明这两只产品的选股能力较强, 择时能力方面, 券商理财产品整体的择时能力较强, TM-FF3模型中的β2显著大于0, HM-FF3模型中β2-β1显著大于0, 其中东方红2号择时能力最强。实证结果也与券商理财产品的排名相一致, 选股能力较强或者择时能力较强的东方红2号, 广发理财3号和中信理财2号排名靠前, 海通稳健增值的选股能力和择时能力虽然不突出, 业绩排名靠前的原因是由于它的投资比例中权益类资产投资限额较低只有65%, 股票的低仓位使得其在08年的股市暴跌中表现突出。
选股能力之所以不突出, 原因在于随着中国证券市场的发展, 机构投资者成为市场的主力, 而国内机构者相互沟通密切, 投资标的大致雷同, 这就决定了选股方面不可能与市场整体有很大的差别, 与此同时, 券商的研究人力要普遍弱于基金, 资源也比基金匮乏, 选股能力不突出也就不奇怪了。但是券商集合理财产品对股票的仓位没有严格的限制, 不象基金要求股票仓位不得低于60%, 仓位的灵活配置使得券商集合理财产品具有较强的择时能力。
同时对于SMB和HML的回归分析表明, 在两个模型中, 券商理财产品的β3和β4都显著小于0, SMB是指市场小盘股超过大盘股的收益, β3<0, 意味着券商理财产品倾向于投资大盘股, 这与券商集合理财产品注重投资标的的流动性有关, 而且07年确实大盘股表现突出;HML是指市场价值股超过成长股的收益, β4<0, 意味着券商理财产品倾向于投资成长股, 这与券商集合理财产品投资经理普遍接受价值投资的理念有关。
2 结论
通过对国内发行时间较长的8只股票型或者混合型的券商集合理财产品进行实证分析, 研究发现选股能力和择时能力对券商集合理财的业绩有很好的解释, 选股能力或者择时能力强的券商集合理财产品其业绩往往比较好, 整体来槛, 券商集合理财产品的选股能力一般, 这与他们的研究人力缺乏有关, 但我们欣喜地看到券商集合理财产品的择时能力较为突出, 这可能与他们规模较小, 仓位限制少, 资产配置灵活有关。从产品角度来槛, 实证的结果表明广发理财3号和中信理财2号的选股能力较强, 东方红2号的择时能力较突出, 这三个产品的业绩也位于前列。
参考文献
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数量化投资之先行行业的择时策略 篇5
信息扩散论认为, 资本市场信息扩散过程, 导致资本收益具有可预测性。其核心假设有两点:其一是信息传递存在时滞, 即资本市场中有效信息将滞后若干时间传达到市场投资者;其二是投资者无法从市场资产价格有效提取充分信息。
国外学者结合信息扩散论和实体经济及资本市场实际运行, 进一步探索研究发现在美国以外全球八大经济体中的七个得到验证, 行业组合对资本市场和实体经济均不存在预测作用。国内研究结果表明, 十四个行业具有先行效应, 分别是商业地产、交通、矿产、公共设施、服装、零售、出版、金融、石化、服务、皮革、非金属矿产、金属、电视。下文尝试结合以上研究理论, 筛选出A股市场的先行行业。
二、行业先行理论在A股市场的应用
我们采用申银万国一级行业分类, 分成23个行业。由于各行业包含个股数均不少25, 可以认为该分类已经充分反映行业信息, 使用数据为2005.4.30-2013.5.31行业月收益率, 以沪深300指数收益为A股市场收益。
(一) 相关性
从相关系数分析行业先行效应, 这里研究的是行业收益率与滞后n月沪深300指数收益率的相关关系。由相关系数可知, A股市场存在较强的相关性;当滞后期大于5, 无论对单行业还是各行业平均, 相关系数均变小, 说明先行行业收益与滞后n月沪深300收益相关性逐渐减弱, 甚至出现负相关的情况。另一方面, 即使统计意义上可能成立, 很难相信单个行业收益率包含信息能提前资本市场及实体经济半年以上。因此下文确定研究滞后期为1-5的情况。5个月内相关度最大的行业依此为:金融服务、房地产、家用电器、房地产、房地产;相关度最弱的依此为:信息设备、采掘、旅游餐饮、采掘、信息设备。各行业与滞后4个月的沪深300指数均有较高相关性, 平均值接近0.3;房地产行业出现频率高, 相关性也十分强, 滞后4个月相关系数达0.4。因此, A股市场存在行业先行效应。
(二) 正判率和先行行业的确定
先行行业趋势应领先市场, 因此, 先行行业收益与滞后n月的沪深300收益应具方向一致。对于某月t, 若先行行业收益为正且t-n月的沪深300收益同为正 (或同为负) , 则可视为判断正确;反之, 若出现方向相反则为判断错误。定义正判率为, 判断正确月数占总月数的比例。实证发现, 各行业平均值在滞后6个月或以上的正判率一般在50左右, 而小于5个月则有较高的正判率, 因此, 进一步说明, 行业先行效应在A股市场中不超过5个月。5个月内正判率最高的行业, 依次为:交运设备、餐饮旅游、家用电器、房地产、交运设备;最弱的行业分别是:公用事业、 (电子、采掘、轻工制造和农林牧渔) 、电子、采掘、采掘。
考虑对相关度、正判率两因子等权打分, 确定先行行业, 以下以滞后一个月为例。综合两因子确定一个月的先行行业为金融服务, 同理可确定其他先行行业, 依此为餐饮旅游、家用电器、房地产和交运设备。
(三) 收益的验证
为验证先行行业具有择时作用, 我们建立一个简单的投资策略:2005.4.30-2013.5.31日, 假设t-n月某先行行业收益率为正, 则在t月建立沪深300指数多头1手, 反之清仓离场。其中, 开仓费率和平仓费率均5%%, 保证金率为20%, 账户规模100万。对比简单的买入持有策略判断择时效果。验证发现, 首先, 通过先行行业择时是有效的。研究具体交易数据发现, 在2007.1.1-2009.1.1的牛熊周期中, 各先行行业均捕捉到市场前期的牛市, 建立多头, 在后期熊市中清仓离场, 收益方面显著优于简单的买入持有;其次, 无论是交易盈利比例, 还是单笔最大盈亏比, 房地产t-2月效果最好, 先行效应显著, 择时值得信赖。
三、总结
A股市场确实存在周期小于6的先行行业, 目前该策略最佳的先行指标是t-4月的房地产行业收益率, 与t月沪深300指数收益相关系数达0.4, 正判率也有66.67%。其他先行行业还包括金融服务、餐饮旅游、家用电器和交运设备, 此结论与国外研究结果一致。样本数据约100个月, 约8年时间。依据t-4月房地产择时策略累计收益率为185.64, 盈利交易比例达73.91%, 最大回撤为7.19%, 在众多先行行业中效果最佳。
参考文献
择时行为 篇6
随着我国证券市场不断的发展和完善, 我国证券市场投资基金 (以下简称“基金”) 的规模日趋扩大, 类型也不断增加, 对不同类型基金投资绩效评估的研究也越来越引起人们的关注。市场时机把握能力 (以下简称“择时能力”) 是指基金管理人预测不同类型证券市场的总体走势并将其应用于投资实践的能力, 是投资基金绩效评估中重要的环节之一。基金经理通过预测不同类型的证券市场的走势来调整基金资产在高风险资产、低风险资产以及无风险资产间的配置比例, 认达到获取超额收益的目的, 即体现了基金的择时能力。基金的择时能力可能会受到多方面因素的影响, 而本文将围绕其中的两个因素——市场时期和基金类型来对我国开放式基金的择时能力展开研究。
二、文献综述
Treynor和Mazuy (1966) 首次对基金的择时能力进行研究, 他们采用模型对57只开放式基金进行检验, 发现很少有基金表现出显著的择时能力。Merton (1981) 提出了一种评价基金择时能力的非参数检验模型。Henriksson和Merton (1981) 秉承了Merton (1981) 的思路, 通过在模型中引入虚拟变量的方法建立了双β模型 (即H-M模型) 。Henriksson (1984) 用H-M的参数模型和非参数检验方法, 对116只开放式基金进行了检验, 认为基金在整体上并不能够成功地把握市场时机。Fama和French (1993) 通过在模型中引入更多的因素对模型进行了改进, 建立了FF3模型, 来检验基金的择时能力。
在上述国外研究的基础上, 国内学术界对基金择时能力的研究也开始给予越来越多的关注, 汪光成 (2002) 用FF3模型对我国的33只基金在1998年7月到2001年6月间的表现进行了实证分析, 研究结果表明我国基金缺乏择时能力。吴世农、李培标 (2002) 用FM模型和H-M模型对我国10家封闭式基金在1999年5月到2000年12月间的表现进行了实证分析, 研究结果表明大部分基金具有显著的择时能力。肖奎喜、杨义群 (2005) 运用参数检验方法对我国42只股票型开放式基金进行了实证分析, 研究结果表明开放式基金在2003年不具备择时能力, 在2004年上半年却表现出一定的择时能力。
上述研究为本文的研究思路和方法提供了重要的理论基础, 也给我们带来了如下启发。其一, 由于股票资产对基金投资绩效贡献相对较大, 而在我国, 基金作为一种合法的集合投资方式起步较晚, 国内现有的研究涉及的时间段较短, 没有包括一个完整的市场波动在内, 其结论易受该时间段内股票市场单边行情的影响, 没有考察基金在不同的市场时期 (即牛市和熊市) 择时能力的区别。其二, 上述研究在考察基金的择时能力时, 都只将基金资产分为两类:风险资产和无风险资产, 而近年来我国的债券市场发展很快, 债券资产在我国基金资产中的配置比例也日益增加, 应在模型中予以反应。其三, 随着我国证券市场结构的不断完善, 其他类型的基金 (如偏债型基金、股债平衡型基金等) 作为基金行业的重要组成部分也越来越受到大家的重视, 而现有的研究大多针对于股票型基金, 缺乏对其他类型基金的研究。基于上述理由, 本文将在一个较为完整的市场波动下, 对不同类型的基金的择时能力进行全面的实证研究。
三、模型的设计
由于我们要比较不同类型的基金的择时能力, 而上述模型都是在绝对值水平上比较, 如果直接用上述模型, 比较结果会受到不同类型基金的基金契约中规定的资产配置比例的影响。为了消除这种影响, 我们应该选用相对值来比较, Ibbotson和Kaplan (2000) 提出的一种IK绩效分解框架:其中Rt表示基金在t时期的收益率, rit表示资产i在t时期的市场基准收益率, wi表示基金在第i种资产上的基准投资比例, rAt表示基金在t时期通过积极操作取得的超额收益, 它代表了基金的择时能力与择股能力的加总。这一模型采用的是相对值的比较方法, 而我们要研究的是基金的择时能力, 因此要对这一模型稍作修改:其中wit、表示基金在t时期在第i种资产上的实际投资比例, rt表示基金在t时期积极操作取得的超额收益率。我们用rt来衡量基金的择时能力, 得到rt大于零, 说明基金具有正的择时能力;rt值越大, 说明基金的择时能力越强。
四、研究样本和数据来源
为了能够更好地衡量基金的择时能力, 我们要选择一个较为完整的市场运行时期, 中国的A股市场在2005年7月达到底部, 在2007年10月达到顶部, 随后下跌, 在2008年11月达到另一个底部, 所以我们选取从2005年7月到2008年12月共14个季度作为检验期, 并分为两个阶段, 其中前9个季度为牛市 (在下文的市场时期分类中定义为bull) , 后5个季度为熊市 (在下文的市场时期分类中定义为bear) 。为了使研究结论更具有代表性, 本文对研究样本选取提出以下标准:第一, 成立时间在一年以上 (即成立于2004年6月30日之前) , 运行较为稳定;第二, 在股票、债券及现金上都有可观的投资比例 (即均值大于5%) 的开放式基金;第三, 剔除掉其中执行被动投资策略的基金 (如指数型、增强指数型等) 。
根据这些标准进行筛选, 我们的样本中就包括了57只基金, 其中偏股型35支, 股债平衡型14只, 偏债型8支。基金投资组合的资产类别包括四部分:股票, 债券, 现金以及其他资产, 每季度基金在各种资产类别上的配置比例由该季度初该类别的资产占基金资产净值的比例来确定, 基金在每种资产上的基准投资比例由这14个季度内基金在该资产类别上的加权平均配置比例来计算。各类资产的市场基准收益率确定如下:股票资产的市场基准收益率以中信证券公司编制的中信指数的季度收益率来计算, 债券资产的市场基准收益率以中信证券公司编制的中信国债指数的季度收益率来计算, 现金资产的市场基准收益率以该季度内一年期加权平均存款利率来计算, 其他资产的收益率为零。其中, 所有的基金资产配置数据来自wind资讯, 两种指数的季度收益率数据来自中信证券公司网站, 存款利率的数据来自中国人民银行网站。
五、实证结果与分析
我们将用上述数据代入rt的计算式, 得到这57只基金在14个季度的rt值, 为了了解不同类型的基金在不同时期的择时能力, 我们先对这些数据进行方差分析, 得到的结果如表1。
如表1所示, kind的Sig.值是0.000, 说明不同类型基金的择时是显著不同的, 而time的Sig.值为0.008, 说明市场时期对基金择时能力的影响也是显著的。在此基础上, 我们通过对kind做Post Hoc Test来研究是哪些类别的基金的择时能力存在差异, 得到的结果如表2。
通过观察Sig.值可以看出, 属于偏股型和股债平衡型的基金在择时能力上并没有显著的差异, 而偏债型基金的择时能力与这两类基金相差较大, 并要落后于这两类基金。下面我们来看不同的市场时期对基金的择时能力有何影响, 由于对市场时期的分类只有两种, 我们就可以通过均值直接进行比较, 结果如表3。
如表3所示, bull时期的均值为0.005, 而bear时期的均值为0.008, 说明从总体上看, 基金在市场行情向下时能更及时地调整资产配置比例。
根据上述研究结论, 偏股型和股债平衡型基金在择时能力方面并没有显著差异, 我们就应把它们合并来分析, 在此基础上, 我们用t-检验来进一步研究不同类型的基金在不同时期是否通过积极调整各类资产的配置比例获得了超额收益, 结果如表4。
如表4所示, 偏股型及股债平衡型基金在不同时期的Mean均大于零, 而Sig.值均为0.000, 这说明这两种基金在牛市和熊市均有显著的正向择时能力, 并在熊市中的择时能力稍强。偏债型基金在bull时期的Mean值虽然大于零, 但Sig.值为0.520, 说明在这一时期的择时能力在统计意义上并不显著, 而其在bear时期的Mean值小于零, 其Sig.值为0.001, 说明在这一时期有显著的负向择时能力。
六、结论与启示
本文通过实证研究了我国57只不同类型的开放式基金在不同市场时期的择时能力的优劣和差异, 得到如下结论。
第一, 从基金类型的角度看, 偏股型基金及股债平衡型的开放式基金具有正向的择时能力, 而偏债型基金却有负向的择时能力。究其缘由, 不外乎两点, 一是与前两种基金通过积极操作追求收益最大化不同, 偏债型的基金要求保持投资组合的低风险和充分的流动性, 这使得其在调整各类资产的投资比例时不能简单的以追求收益最大化为主要目标, 这就给基金把握市场行情造成了一定的约束。二是在我国, 与偏股型基金相比, 偏债型的基金成立时日尚短, 并没有太多的投资经验可以参考, 其投资理念和行为尚未成熟, 这也是造成其具有较差的择时能力的重要原因之一。
第二, 从市场时机角度看, 基金在“熊市”中的择时能力要更强, 即有一定的“止损”能力, 并伴随着相对的“踏空”现象, 说明基金从总体上具有风险规避特征。基金作为一种集合理财的方式, 其投资行为应充分考虑到基金持有人的偏好与约束, 而对风险的规避正是共同基金持有人对基金管理人的要求之一, 这也是我国的开放式基金运作日趋成熟的标志之一。
第三, 从总体上看, 开放式基金能通过把握市场时机来获得超额收益, 这对有效市场理论提出了挑战, 说明中国的资本市场离有效市场还有一段距离, 这对市场的各个参与主体提出了更高的要求, 需进一步的规范和完善我国证券市场体系。
摘要：本文运用IK绩效分解模型从市场时期和基金类型的角度对我国开放式基金的择时能力进行了研究。实证结果发现, 偏股型及股债平衡型基金在熊市及牛市都具有较好的择时能力, 并且熊市的择时能力要稍强;而偏债型基金在牛市不具有显著的择时能力, 在熊市中则具有负向的择时能力。
关键词：开放式基金,择时能力,基金类型,市场时期
参考文献
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[8]吴世农、李培标:中国投资基金证券选择和时机选择能力的实证研究[J].经济管理, 2002 (4) .
择时行为 篇7
择时能力研究是基金绩效评价中的重要研究领域。从已有的研究看, 许多学者都分析了择时的含义。T reynor和M azuy (1966) 定义了经理人战胜市场的能力:预期总体股票市场是上升还是下降, 相应地调整投资组合的构成。若认为市场将会下跌, 将减少投资组合中的波动性证券 (包括债券) ;若认为市场将会上升, 则会进行相反的操作。Fam a (1972) 定义择时是预测整体市场价格变动, 即使忽略目标风险水平, 经理人择时能力的测量对于市场收益与其预期之间的偏差应该是标准化的, 即相对于事前与事后市场线的平均跨度。M erton (1981) 预测能力包括两个方面:一是预测已选择的单个股票的价格变动 (“微观预测”) ;二是预测整体市场的价格变动 (“宏观预测”) 。宏观预测, 即“市场择时”, 试图识别出相对于固定收益证券总体股票是低估还是高估, 并且只能预测出收益的系统性部分。A dm ati (1986) 定义择时通常由经理人获得私人信息时的反应定义。存在一个投资组合集, 称为择时组合, 本质上为管理的基金提供单独的基金, 即对于择时信息投资组合的构成会改变, 择时信息通常只包括在择时投资组合中转移基金。C hen (2007) 研究表明市场择时被认为是一种动态资产分配, 当市场上升 (下降) 时提高 (减少) 市场暴露, 导致了基金收益与市场收益间的凸性关系。
本文首先总结归纳了关于基金择时能力的模型, 第二部分析了中国基金市场择时能力的检验结果, 最后总结全文。
二、研究方法
(一) TM模型
T reynor和M azuy (1966) 他们建立了一个包含二次项的模型, 用来检验基金的市场时机把握能力 (以下简称T M模型) , 即:
其中Rp, t为基金收益率, Rm, t为市场基准组合的收益率, Rf, t为无风险资产收益率, α为常数项, 反映了基金的证券选择能力, ε为随机干扰项。市场时机把握能力可以通过观察二项式系数β2来检验, 如果β2大于零, 则表明基金经理成功地实施了市场时机把握策略, 否则表明基金缺乏市场时机把握能力。
(二) HM模型
H enriksson和M erton (1981) 秉承M erton (1981) 的思路, 提出了一种市场时机把握能力的参数检验模型 (以下简称H M模型) , 该模型的表达式为:
塔。如果Rm, t-Rf, t≤0, 则β2表示市场下降贝塔。如果β2显著高于β1, 则表示期望的投资组合的上升贝塔要高于下降贝塔, 这表明基金经理具有市场时机把握能力。
(三) FF3模型
Fam a和French (1992a, 1992b, 1993) 加入市场收益率、规模、账面与市场价值比率形成FF3模型:
其中, SM Bt表示小盘股组合收益与大盘股组合收益的差值, H M Lt表示高账面市值比 (B/P) 股票组合的收益与低账面市值比股票组合的收益的差值。该模型认为, 一个证券组合超过无风险利率的预期回报由它的回报对三因素的敏感性解释。
(四) 特征择时模型
Daniel等人 (1997) 也设计了一种度量基金经理择时能力的模型———特征择时模型 (“C haracteristic T im ing”m odel, 简称C T模型) , 其具体形式为:
模型中, C Ti, t表示第t季度基金经理的择时能力, 表示在季t-1度中与股票j相匹配的基准投资组合在第t季度中的收益率, 表示在第t-1季度中股票j占基金投资组合的权重, 的定义类似, N表示第t季度中基金投资组合所包含的股票数量。
(五) G-I-I模型
G oetzm ann, Ingersoll, Ivkovic (2000) 使用了相关指数的日收益率进行累计和无风险收益率一起构建了G-I-I模型, 以评估每日市场时机把握产生的月度价值。该模型如下:
其中, Pm t表示每日基金市场时机把握能力带来的单位基金资产增加值, β1为基金组合承担的系统风险, β2为基金的择时能力指标。当β2大于零时, 表示基金具有择时能力。
(六) 波动择时模型
B usse (1999) 提出的波动择时能力研究 (V olatility T im ing) 。有别于预测市场走势的传统研究, 波动择时是从预测投资组合未来的波动情况, 并根据相应走势来调整投资组合的风险水平, 以提高投资效用。波动择时反映的是组合B eta系数和市场波动之间的时变关系。模型如下:
其中, α代表风险偏好因子 (riskaversion, R ubinstein, 1973) , 在此视为一固定常数;βipt表示基金p在t时刻的第j个B eta系数;σj, t+1表示第j个因子在t+1时刻的标准差;Et (Rj, t+1) 表示第j个因子在t时刻的条件期望收益。
三、中国实证
李敏 (2008) 选取2003~2006年间我国市场上的41支封闭式股票型基金, 将数据分为两个阶段:2003~2004年 (股市正处于熊市) 和2005~2006年 (股市由熊转牛市) 。利用Jensen Index (α) 对基金业绩的持续性进行检验, 利用Sharpe R atio对基金业绩的持续性进行检验, 采用T M模型判断基金的择时能力。实证结果为我国封闭式股票型基金从基金净值的角度来说, 总体上在熊市与牛市均取得了正的超额回报。封闭式股票型基金的绝对业绩和相对排名在较长的时期中都表现出持续性。我国基金普遍缺乏市场择时能力。在市场处于熊市时, 具有市场择时能力的基金的业绩表现明显优于不具有此能力的基金;而牛市中两者差异不大。
郭文伟等 (2010) 选取2004年之前成立的40只开放式股票型基金研究表明从投资类型上看, 平衡型基金在研究期内表现出显著的选股能力, 其他投资类型基金均不具备显著的选股能力。成长型基金具有相对明显的价值/成长风格择时能力。在捕捉市场溢价方面, 指数型基金由于其特殊的市场组合投资而具有明显的优势。从投资风格类型上看, 股票型和积极配置型基金具有显著的选股能力。总体上, 没有基金显示出显著的小盘/大盘风格择时能力。大部分基金具有一定的价值/成长的风格择时能力, 但不显著。总体上, 大部分基金具有显著的择时能力。
唐元蕙 (2013) 采用国泰安数据库提供的162支基金, 所选基金必须包含至少60个2005~2010年度的月度收益。在T M模型的基础上将市场行情引入风格飘移与基金业绩, 探讨了不同市场行情下风格飘移对于基金选股能力与择时能力的影响。为排除基金类别的影响, 采用虚拟变量区分基金类别, 创新模型为:
其中, Yi (i=1, 2) 代表不同市场形势下以选股能力和择时能力表示的基金业绩;α1-α9是衡量基金风格类型的哑变量;SD Si代表基金风格漂移分数。仅仅在市场下跌时, 风格飘移才能提高基金的选股能力, 而在市场上升期, 风格飘移对于选股能力而言则不存在明显关系。
采用2004年12月31号之前成立的开放式基金, 样本期间2005年1月至2011年6月 (月) 。该文分别对基金在不同投资市场的择时能力进行评价, 借鉴以往研究中用市场信息变量来解释投资组合的贝塔值变化的处理方式, 但是不同的是, 采用基金经理对市场的预期来解释贝塔值的变化。采用C D M-T M-FF3和C D M-H M-FF3模型测度择时能力。结果发现股票型基金表现出一定的债券市场择时能力, 债券型基金则表现出一定的股票市场择时能力, 部分混合型基金同时表现出股票市场择时能力和债券市场择时能力。
四、结论
本文通过对研究择时能力的模型梳理和国内有关文献的总结, 发现早期使用模型检验中国基金择时能力时, 实证结果大多是不显著的, 但近期的文献多数表明基金是具备一定择时能力的, 原因可能如下:一是中国基金市场不断完善, 有关信息披露、组织结构治理、委托代理、激励机制等方面都有所改善, 使基金经理能更好地以投资者利益最大化为目标进行组合投资, 充分发挥自己的能力。二是中国学者进行国内数据研究时, 往往对国外的经典模型进行改进, 使之更准确地描述国内的基金市场, 模型的创新在一定程度上凸显了基金经理的择时能力。有关基金择时的问题仍有待我们进一步研究。
参考文献
[1]Daniel, Kent, Mark Grinblatt, Sheridan Titman, and Russ Wermers.Measuring mutual fund performance with characteristic-based benchmarks[J].Journal of Finance, 1997, (52) :1035-1058.
[2]Treynor, J., and K.Mazuy.Can mutual funds outguess the market?[J].Harvard Business Review, 1966 (44) :131-136.
[3]R.C.Merton.On market timing and investment performance I:An equilibrium theory of value for market forecasts[J].Journal of Business, 1981 (54) :363–406.
[4]Henriksson, R.D., and R.C.Merton.On market timing and investment performance II:Statistical procedures for evaluating forecasting skills[J].Journal of Business, 1981 (54) :513-533.
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