证券投资基金绩效评价实证研究

维普资讯 http://www.cqvip.com 南开经济研究．２００４年第５期　７９　证券投资基金绩效评价实证研究　卢学法严谷军　摘要：本文应用国外基金绩效评价中普遍采用的风险调整指数法、Ｔ—Ｍ模型、Ｈ—Ｍ模型、　Ｃ—Ｌ模型对我国的证券投资基金的绩效进行实证研究，并采用Ｐｅｒｓｏｎ、Ｓｐｅａｒｍａｎ和Ｋｅｎｄａｌｌ相　关系数等非参数方法对评价方法的一致性进行检验。本文的研究结果表明：没有足够的证据表明　证券投资基金能够战胜市场，也没有足够的证据表明证券投资基金具有择时能力和择股能力。不　过这几种评价方法具有一致性。　关键词：证券投资基金；绩效评价；基金　Ｋｅｙ　Ｗｏｒｄｓ：Ｓｅｃｕｒｉｔｉｅｓ　Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ　Ｆｕｎｄｓ；Ｆｕｎｄ　Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ；Ｆｕｎｄ　文献回顾　种情况（见图１），在折线情形下基金经理准确预测市　场的转折点，并进行相应的调整，这是最理想的情形，　但现实中很难发生。在弧线的情形下，基金经理在行　对证券投资基金的绩效评价一直是现代金融理论　的一个重要问题。２０世纪６０年代以前，对证券投资基　金的绩效评价主要是根据投资基金单位净资产和投资　基金的投资收益率这两个指标来进行的，这种不考虑　风险因素的基金绩效评价方法对基金的绩效进行评价　有很大的缺陷。　随着现代投资理论的发展，特别是ｌ９５２年　Ｍａｒｋｏｗｉｔｓ的证券投资组合理论和Ｓｈａｒｐｅ（１９６３）的　ＣＡＰＭ模型以及以此模型为基础的Ｔｒｅｙｎｏｒ（１９６５）评估　指数和Ｊｅｎｓｅｎ（１９６８、ｌ９６９）指数模型，基金的绩效评　价进入了一个全新的阶段。　情上升或下滑过程中逐渐调整其证券组合，根据弧线　情形引入了一个二项式进行回归分析，在实证研究中　几乎找不到任何基金经理把握市场时机的证据。比较　有意思的是，许多研究发现二项式的参数Ｃ值为负数　的居多，呈现出一种负的市场时机选择能力。　Ｒ。＞　Ｔｅｒｙｎｏｒ（１９６５）提出了以单位系统风险收益作为基　金绩效评估指标。Ｓｈａｒｐｅ（１９６６）提出用单位总风险所获　得的超额收益率评价基金的业绩。Ｊｅｎｓｅｎ（１９６８）提出了　／　图１　Ｔ—Ｍ模型　恿图　Ｒ　以ＣＡＰＭ为基础，能在风险调整后以百分比的形式来　Ｈｅｎｒｉｋｓｓｏｎ＆Ｍｅｒｔｏｎ（１９８１）提出了另一种相似的　评价基金业绩的模型。在Ｓｈａｒｐｅ指数的基础上，Ｌｅａｈ　但更简单的方法。他们假设投资组合的　只取两个值：　Ｍｏｄｉｇ１１ａｎ和Ｆｒａｎｃｏ　Ｍｏｄｉｇｌｉａｎ（１９９７）提出了改进的　当市场走好时　取较大值，当市场萎靡时　取较小值。　Ｓｈａｒｐｅ指数一　指数，把无风险收益债券引人基金资　在这个假设下，投资组合的特征线就应如图２所示。　产组合构建总风险等于市场组合风险的虚拟资产组合，　因此他们引入一个带有虚拟变量的模型（简称Ｈ—Ｍ模　通过比较虚拟资产组合与市场组合的平均收益率来评　型）并对ｌ９６８年至ｌ９８０年的ｌｌ６家共同基金进行了　价基金业绩。　Ｔｅｒｙｎｏｒ＆Ｍａｚｕｙ（１９６６）首次对基金经理的时机选择　　能力进行了计量分析。他们分析了时机选择产生的两　作者简介卢学法，南开大学经济学系。严谷军，浙江大学。回归检验。研究发现，尽管其显著性水平没有达到５％　维普资讯 http://www.cqvip.com ８０　Ｎａｎｋａｉ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｓｔｕｄｉｅｓ，Ｎｏ．５，２００４　的一般要求，但ｃ（虚拟变量的参数）的平均值却是负　的（一０．０７）。１１家共同基金具有显著性的值，而同时　本研究所用基金周末净值为复权后的净值，取之　于天相证券投资决策支持系统。中信国债指数和中信　有８家具有显著的Ｃ负值。从总体上来看，６２％的基　指数取之于中信指数分析工具。　金其市场时机选择能力是负的。　Ｒ．＞Ｒｆ　／　０　／　Ｒ）　圈２　Ｈ—Ｍ模型不恿圈　虽然中国的证券投资基金发展的时间不长，可获　取的资料、数据也相对有限，但已经有一部分学者对　国外的基金业绩评价方法作了深入的研究，并运用这　些方法，利用公开得到的数据对中国证券投资基金的　业绩作了实证研究。其中有：　沈维涛等（２００１）应用风险调整指数法、Ｔ—Ｍ模型　和Ｈ—Ｍ模型，对证券投资基金的绩效进行了实证研究，　结果表明：经过风险调整后，基金的绩效总体上优于　市场基准组合；基金经理的良好业绩是通过一定的证　券选择获得的；即使不考虑风险因素，只根据基金净　值增长率进行排序也具有较好的价值；没有足够的证　据表明基金经理具有市场时机选择能力。　张新、杜书明（２００２）在有效剔除新股配售政策　对基金净值影响的基础上，用风险调整指数法对基金　的绩效进行了较为全面的衡量。同时还对基金的择时　能力、风险分散程度及基金的资产配置情况进行了讨　论。结果表明：没有足够的证据表明基金取得了超过　基准组合的收益；国债投资对降低基金的系统风险和　整体风险水平有重要的作用。　二、研究对象、数据资料及收益率计算的操　作性定义　１．研究对象　选取１９９９年底前上市的基金作为样本，一共有　２０只。这些基金都是在《中国证券投资基金暂行办法》　（１９９７年１　１月１４日）出台后设立的，分属于九家基　金管理公司。评价期间为２０００年１月１日一２００３年　１　１月７日，在此期间，每只基金有１８９个周末净值数据，　可导出１８８个净值增长率数据。　２．数据资料及其来源　３．收益率计算的操作性定义　（１）基金周收益率的计算方法　Ｒ　＝［（ＮＡ　一ＮＡ　一１）＋Ｄ，］／ＮＡ　一１　其中：Ｒ　基金在ｔ周的收益率，ＮＡ　第ｔ周的基　金净资产，Ｄ，基金在ｔ周的分红　（２）指数收益率的计算方法　ｐ—ＩＮＤＥＸ，一ＩＮＤＥＸｔ１　ＩＮＤＥＸｔ１　其中，Ｒ，指数收益率，ＩＮＤＥＸ１，ＩＮＤＥＸｔ．，为ｔ和ｆ．　期的指数　（３）复合指数收益率的计算方法　按照《暂行办法》的规定，中国的证券投资基金　投资于国债的比例不得低于基金净值的２０％，为此我　们以８０％的中信指数收益率和２０％的中信国债指数收　益率构造出一个复合指数收益率，以此代表基准组合　收益水平，即：　Ｒ　＝中信指数Ｘ　８０％＋中信国债指数Ｘ　２０％　（４）无风险利率　以一年期定期存款利率作为无风险利率，２０００年　１月１日至２００２年２月２１日一年期定期存款利率为　２．２５％，扣除２０％的利息税，年利率为１．８％，则无　风险周利率为０．０３５％。以后的一年期定期存款利率为　１．９８％，扣除２０％的利息税，年利率为１．５８４％，则无　风险周利率为０．０３１％。　（５）政策性新股配售影响的消除　我国的证券投资基金在发展的早期受到管理层的　大力扶持，尤其是新股向基金定向配售的优惠政策对　基金的绩效影响非常大。此项政策已在２０００年５月　被取消，但这一政策的影响则一直持续到２０００年底，　从对基金绩效评价的连续性上来看，应将这部分收益　剔除。　扣除政策性新股配售收益的方法为：首先计算每　份基金单位所获得的政策性新股配售收益＝（新股上市　时开盘价一新股发行价）Ｘ新股配售数量／基金规模，　其次从上市日所在周的基金单位净值中扣除这部分收　益，最后以扣除了政策性新股配售收益的基金周净值　数据计算基金周收益率。　（６）基金投资组合　值的估计　维普资讯 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南开经济研究，２００４年第５期８ｌ　本文对投资基金　值的估计，是通过基金周收益　资组合收益率的差异，当其值大于零时，表示基金的　率与市场基准组合周收益率根据ｃＡＰＭ模型进行回归　绩效优于市场的投资组合绩效。当基金和基金之间比　来估计，即估计方程为：　Ｒｐ＝　．－Ｉ－　Ｐ（Ｒ　一Ｒ，）　较时，Ｊｅｎｓｅｎ指数越大越好。　４．　测度　测度是由Ｌｅａｈ　Ｍｏｄｉｇｌｉａｎｉ＆Ｆｒａｎｃｏ　Ｍｏｄｉｇｌｉａｎｉ对　三、研究方法　夏普测度进行改进后引入的。与Ｓｈａｒｐｅ测度类似，　在对基金绩效的评价上，本文主要采用周收益率　测度指标也把全部风险作为风险的度量。该模型如下：　指标、Ｓｈａｒｐｅ指数、ＴｒｅＹｎｏｒ指数、Ｊｅｎｓｅｎ指数、Ｍ　Ｍ　Ｒｐ，一　，　指数、Ｔ—Ｍ模型、Ｈ—Ｍ模型和ｃ—Ｌ模型，对我国投资　基金风险调整后的收益、业绩是否高于市场基准组合、　基金经理择时能力和择股能力进行评价，最后运用非　参数方法对上述评价方法的一致性做了实证研究。　１．Ｔｒｅｙｎｏｒ指数　Ｔｒｅｙｎｏｒ指数是以单位系统风险收益作为基金绩效　评估指标，其公式为：　（Ｅ（Ｒ　）一Ｒ＇，）／　式中　为Ｔｒｅｙｎｏｒ指数，Ｅ（Ｒ　）为Ｐ基金在样本　期内的平均收益率，Ｒ，为样本期内的平均无风险收益　率：Ｅ（Ｒ　）一　，为Ｐ基金在样本期内的平均风险溢酬。　Ｔｒｅｙｎｏｒ指数表示的是基金承受每单位系统风险所获取　风险收益的大小，隐含了非系统风险已被全部消除的　假设，当非系统风险没有全部消除时，可能给出错误　的信息。　２．Ｓｈａｒｐｅ指数　Ｓｈａｒｐｅ指数把资本市场线为评估标准，是在对总　风险进行调整的基础上的基金绩效评估方式。计算公　式为：　Ｓｐ＝（Ｅ（Ｒｐ）一Ｒ＇，）／ｏｒｐ　式中　为Ｓｈａｒｐｅ指数，　为Ｐ基金收益率标准差，　即基金投资组合所承担的总风险。如果证券投资基金　已完全分散了非系统风险，则Ｓｈａｒｐｅ指数和Ｔｒｅｙｎｏｒ　指数的评价结果是一样的。　３．Ｊｅｎｓｅｎ指数　Ｊｅｎｓｅｎ利用美国１９４５—１９６４年间１　１５个基金的　年收益率资料以及ｓ＆Ｐ５００计算的市场收益率进行了　实证研究，其计算公式为：　Ｊｐ＝Ｅ（Ｒｐ）一［Ｒ／－－Ｉ（Ｅ（Ｒｍ）一Ｒ／）／￣ｐ】　式中　为Ｊｅｎｓｅｎ绩效指标，　为投资组合的期　望收益率，　，为无风险利率，Ｅ（Ｒ　）为市场组合的期望　收益率，　为系统风险。Ｊｅｎｓｅｎ指数为绝对绩效指标，　表示基金的投资组合收益率与系统风险水平下市场投　上式中，　，表示经过调整后跟市场组合有相同风　险水平的组合Ｐ　的收益率，　为市场组合的收益率。　计算的原理如下：对于一只基金，我们可以通　过一定量的国库券头寸，重新构造一个资产组合，使　得这个重新调整的资产组合的风险与基准组合指数的　风险相当。如，基金ＪＰ原先的标准差（波动性，风险　的度量）是市场指数的１．５倍，则经过重新调整的资　产组合应包括２／３的基金Ｐ，１／３的国库券，把这个重新　调整的组合称为Ｐ’，则它与基准组合有着相同的风险水　平。如果基金Ｐ标准差小于基准组合的，调整方法可　以是卖空国库券，然后投资于ＪＰ。因为ＪＰ和市场指数的　标准差相等，即风险相当，我们只要比较他们之间的　收益率就可以来考察他们的绩效。　５．Ｔ—Ｍ模型　Ｔｒｅｙｎｏｒ＆Ｍａｚｕｙ（１９６６）二次回归模型形式为：　Ｒ，ｆ＝　ｐ　４－　ｌ（　，，一Ｒ／，）４－　２（Ｒｍ，ｆ—ｇｆ，ｔ）　＋ｓ　式中仅　为选股能力指标，如果仅　＞０，表示基金经　理具备选股能力。　为择时能力指标，如果　＞０表示　基金经理具备择时能力。　为基金投资组合所承担的　系统风险，　为基金在ｔ期的收益率，　．，为误差项。　６．Ｈ—Ｍ模型　Ｈｅｒｉｋｓｓｏｎ＆Ｍｅｒｔｏｎ（１９８１）的二项式随机变量模型　其形式为：　母＝　０４－，ＢＩ（Ｒｍ一母）－－Ｉ－　２（　ｍ一母）Ｄ－Ｉ－ｅ。　上式中的Ｄ为虚拟变量，当Ｒ　＞ＲＳ时，Ｄ＝１；当　Ｒ　＜　ｒ时，Ｄ＝０。　根据Ｈ—Ｍ模型，基金投资组合的　值在熊市时就　为　，在牛市时就变成　。如果回归得到显著的正的　值，就说明有较好的市场时机选择能力。　７．Ｃ—Ｌ二次回归模型　ｃｈａｎｇ＆Ｌｅｗｅｌｌｅｎ（１９８４）的改进模型其形式为：　ｆ—Ｒ／Ｒ／ｆ＝ａｐ＋　ｌ　ｎ￣ｎ（ｏ，　）＋　ｍａｘ（Ｏ，　厂　ｆ）＋ｓｐ，ｆ　维普资讯 http://www.cqvip.com ８２　Ｎａｎｋａｉ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｓｔｕｄｉｅｓ，Ｎｏ．５，２００４　式中　，的为空头市场时的　，　为多头市场时的　。　和ＪｅｎｓＯｎ指数有４只基金优于市场指数，Ｓｈａｒｐｅ指数　！ｌ！ｌＪ度有９只基金优于市场指数，基金周收益率有　通过（　。　，）的验定，可以判断基金经理的择时能力，如　和　ｉ果　－ｐ，）＞０，表示基金经理具备择时能力。　７只基金优于市场指数，无论以总风险为调整基础的　８．Ｐｅ　ｒｓ０ｎ相关系数、Ｓｐｅａ　ｒｍａｎ秩相关系数和　Ｓｈ　ｐｅ指数和　测度，还是以系统性风险为调整基础　Ｋｅｎｄａｌｌ协同系数　与Ｐｅｒｓｏｎ相关系数类似Ｓｐｅａｒｍａｎ检验统计量为：　∑（４一　）（　，一　）　Ｒ　＝　其中，　，　为两种方法的平均秩　在一定的显著性水平下，进行单边检验。当尺　大　于查表所得到的临界值时，拒绝原假设（Ｈ。：／４，　不相　关），认为Ａ，Ｂ具有相关性。　Ｋｅｎｄａｌｌ协同系数的定义为：　ｍ　ｎ（ｎ　一１、　其中，ｍ为评价方法的数量，ｎ为评价基金的数量，　是各种基金评价的总秩与平均秩的偏差的平方和。　检验统计量：　（　一１１　：　！　ｍｎ（ｎ＋ｌ１　对于固定的ｍ，当ｎ较大时，　近似服从　分布。　在一定的显著性水平下，进行单边检验。当　大　于临界值时，拒绝原假设（Ｈ。：序列　ｙ不相关），认　为ｍ种评价方法具有一致性。　四、实证结果　根据ｃＡＰＭ模型求系统风险　值时，基金普惠、　景博Ｄｗ统计量值为２．３５５和２．５５５，而此时ＤＷ检验　临界值为２．３５，说明这两只基金存在自相关。用广义　差分后的数据再进行回归，其中ｐ＝，－Ｄ　，此时ＤＷ统　计量值为２．０１　３４和２．０９０２均小于２．３５，表示经过差　分后已经不存在自相关。对于异方差性，采用ｗｈｉｔｅ　不含交叉项的检验方法，结果发现所有的基金均不存　在异方差。　实证分析结果如表１。　根据表１，Ｔｅｒｙｎｏｒ指数和Ｓｈａｒｐｅ指数没有一个是　大于０的，说明基金在考察期内没有取得高于无风险　利率的收益。再与基准组合的比较来看，Ｔｅ　ｒｙｎｏｒ指数　的Ｔｅｒｙｎｏｒ指数和Ｊｅｎｓｏｎ指数为评价标准，基金裕元、　基金天元、基金兴和、基金金鑫分别位于前四位，基　本上他们的排序几乎一样。而基金景宏、基金安信相　对最弱，排在最后两位。　表１风险调整后的业绩同基准组合的比较　差名称　Ｔ　指数ｒ指ｅｙ数ｎｏ　　排名ｓｈ指ａ数数”ｒｐ。排名　指　Ｍ数２排名　ｅ指ｎ数ｓｏ　排名蓑　星排名　根据三个模型进行回归求参数，基金景博的Ｄｗ　统计量值分别为２．５４１、２．５５６和２．５５２，而此时Ｄｗ　临界值为２．３７，说明存在自相关。用广义差分后的数　据再进行回归，其中ｐ＝１－１）Ｗ／２，此时ＤＷ统计量值分别　为２．０８２、２．０８５和２．０９４，都小于２．３７。同时对残差　采用不含交叉项的Ｗｈｉｔｅ检验，结果发现均不存在异　方差性。　维普资讯 http://www.cqvip.com 实证分析结果如表２。　表２基金择时能力和择股能力　表２是使用＿一个二项式模型，对基金超额收益率　与市场基准组合超额收益率进行回归得到的主要参数　及其相应的概率值。　对于Ｈ—Ｍ模型，虽然基金同盛的值　大于０，　但是在５％的置信水平上，基金同盛在统计上并不显著。　。没有通过检验，说明没有足够的证据表明基金经理　具有一定的市场择时能力。基金景博的　。值大于０，在　５％的置信水平上，其值通过检验，说明此基金具有较　强的择时能力。其余所有基金的　。值均为负值，在５％　的置信水平上，没有一只基金在此水平上是通过检验。　对于Ｃ—Ｌ模型，基金开元、基金天元、基金景阳、　基金裕元、基金兴和的　。一　，值大于０，说明这几只基　金具有择时能力，不过其值都比较小。其余所有基金　的　。一　，值都小于０，意味着这些基金在所观察的时间　段内并没有表现出较强的择时能力。　南开经济研究．２００４年第５期　８３　对于Ｔ—Ｍ模型，从仅。的值看，基金普丰、基金景　博、基金同盛、基金金鑫、基金兴和这五只基金的仅　值　大于０，但其值都比较小，其余的均为负值，无论是正　值的仅　还是负值的仅　在统计上，５％的显著性水平上，　都不显著，因此没有足够的证据表明这些基金表现出　择股能力。从　。的值看，基金兴和、基金裕元、基金　景阳、基金天元、基金开元这五只基金的　。值为正值，　其余基金的都　为负值，但是在５％的显著性水平上，　所有　值在统计上均不显著，因此，Ｔ—Ｍ模型和Ｈ—　Ｍ模型一样，说明基金没有表现出较强的择时能力。　计算各方法评价结果间的Ｐｅ　ｒｓｏｎ相关系数和　Ｓｐｅａｒｍａｎ秩相关系数，结果如表３、表４：　表３　Ｐｅｒｓｏｎ相关系数表　Ｔｅｒｙｎｏｒ　ｔ￣Ｓｈａｒｐｅ指数　Ｍ２测度　Ｊｅｎｓｅｎ指数基金收益率　查表得，当显著性水平为０．０５时，Ｓｐｅａｒｍａｎ相关　检验的临界值为０．５７，样本相关系数的临界值为０．５７６。　由上述表所示，所有的Ｓｐｅａｒｍａｎ相关系数都大于０．５７，　所有的样本相关系数都大于０．５７６，所以这几种评价方　法具有一致性。　运用Ｋｅｎｄａｌｌ协同系数对基金周收益率、Ｓｈａｒｐｅ　指数、　测度、Ｔｒｅｙｎｏ　ｒ指数、Ｊｅｎｓｅｎ指数这五种方　法的整体一致性进行检验：　１．２０只样本基金五种方法评价的总秩和Ｒ　，并在　其基础上计算Ｓ，。其中，　：（足一　）ｚ。这里，　ｍ：５，ｎ：２０。　‘　‘　２　２．计算Ｓ＝　：　，并在基础上计算Ｋｅｎｄａｌｌ协同　维普资讯 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８４　Ｎａｎｋａｉ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃ　Ｓｔｕｄｉｅｓ，Ｎｏ．５，２００４　系数Ｋ－　，得Ｓ＝１６３５９，Ｋ＝９３．４８。　模型和Ｃ—Ｌ模型的结论是一样的，共有７只基金具有　择时能力。对于Ｈ—Ｍ模型而言，只有基金景博和基金　ｍｍ（ｎ＋ｌｌ　３．取显著性水平。【＝０．０５，对三种方法的整体一　致性进行判断。结果如下表５：　表５　Ｋｅｎｄａｌｌ协同系数检验实证结果　由于Ｋ～　。（ｎ—１），而　（１９）＝１０．１２，即Ｋ＝９３．４８　大于临界值ｌ０．１２，所以拒绝原假设，认为这五种评价　方法具有整体一致性。　五、研究结论　由上面的实汪研究，可以得出以下几点结论：　１．不同业绩度量方法的比较研究发现，对于四种　风险调整后的整体绩效评估指标而言，在这选取的２０　只基金中，只有基金裕元、基金天元、基金兴和、基　金金鑫四只基金的所有指标都好于市场指标。其他　基金虽然在某些指标上也高于相应的市场指数，但在　整体上并没有表现出好于市场指数。值得一提的是，　Ｓｈａｒｐｅ指数和Ｍ　指数的排名结果是一样的，这主要是　由于两者都是对总风险进行调整的。　总的说来，并没有足够的证据表明基金能够占胜　市场。出现这种情况的原因之一就在于一些基金经理　投资理念和投资风格还不成熟，甚至“做庄炒作”，使　得他们虽然能够“预测”个股走势，但是由于各种原　冈难以顺利操作。另外，相对于市场上的其他机构投资　者如券商和私募基金而言，投资基金的投资情况较为透　明，在机构间的博弈中处于相对弱势，从而削弱了证券　选择能力对基金业绩的贡献。还有很重要的一点就是　上市公司的造假行为，让一些基金防不胜防。　２．从三个模型的结果来看，对于择时能力，Ｔ—Ｍ　同盛具有这种择时能力。在择股能力方面，有五只基　金表现出具有正的择股能力。　没有足够的证据表明我国证券投资基金具有明显　的时机把握能力。相反，相当一部分基金具有明显的负　时机把握能力。这主要是由于我国基金市场缺乏作空　机制制约着基金经理的时机把握能力的发挥，基金可以　使用的避险工具和确定的再投资工具十分有限，即使基　金经理对大势判断正确，也很难及时做出相应的调整。　没有足够的证据表明我国证券投资基金具有明显　的证券选择能力。除了基金经理人自身素质外，主要是　由于我国证券市场还很不成熟，具体表现为过度投机、　操纵市场和黑幕现象时有发生等等，从而阻碍了基金经　理人经过基本面分析，选择出价值被低估的股票。　３．从统计的显著性角度来看，各种基金绩效的评　价方法具有一致性。　参考文献　【１】Ｃｈａｎｇ　Ｅ．，Ｌｅｗｅｌｌｅｎ　Ｗ．．Ｍａｒｋｅｔ　Ｔｉｍｉｎｇ　ａｎｄ　Ｍｕｔｕａｌ　Ｆｕｎｄ　Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ　Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ，１９８４，（５７）：５７—７２．　【２】Ｈｅｎｒｉｋｓｓｏｎ，Ｒ．ａｎｄ　Ｍｅ￣ｏｎ，Ｒ．．Ｏｎ　Ｍａｒｋｅｔ　Ｔｉｍｉｎｇ　ａｎｄ　Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ　Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ．Ａｎ　Ｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍ　Ｔｈｅｏｒｙ　ｏｆ　Ｖａｌｕｅ　ｆｏｒ　Ｍａｒｋｅｔ　Ｆｏｒｅｃａｓｔｓ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ，１９８１，５４（３）（Ｊｕｌｙ）：３６３—４０６．　【３】Ｊｅｎｓｅｎ，Ｍ　Ｃ．．Ｔｈｅ　Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ　ｏｆ　Ｍｕｔｕａｌ　Ｆｕｎｄｓ　ｉｎ　ｔｈｅ　Ｐｅｒｉｏｄ　１９５４－１９６４．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｉｎａｎｃｅ，１９６８，（Ｍａｙ）：３８９－４１６．　【４】Ｊｅｎｓｅｎ　Ｍ．Ｃ，．Ｒｉｓｋ，ｔｈｅ　Ｐｒｉｃｉｎｇ　ｏｆ　Ｃａｐｉｔａｌ，Ａｓｓｅｔ，ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｅｖａｌｕａｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ　Ｐｏｒｔｆｏｌｉｏｓ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ，１９６９，　４２（２）：１６２－２４７．　【５】　Ｓｈａｒｐｅ，Ｗ　Ｆ—Ｍｕｔｕａｌ　Ｆｕｎｄ　Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ．Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ，　１９６６．３９（Ｊａｎｕａｒｙ）：１　１９－１３８．　【６】Ｔｒｅｙｎｏｒ，Ｊ　Ｌ．．Ｈｏｗ　ｔｏ　Ｒａｔｅ　Ｍａｎａｇｅｍｅｎｔ　Ｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ　Ｆｕｎｄｓ．　Ｈａｚａｒｄ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ　Ｒｅｖｉｅｗ，１９６５，４３（Ｊａｎｕａｒｙ／Ｆｅｂｒｕａｒｙ）：６３－７５．　［７】Ｔｒｅｙｎｏｒ　Ｊ．Ｌ．，Ｍａｚｕｙ　Ｋ．Ｋ．．Ｃａｎ　ｍｕｔｕａｌ　ｆｕｎｄ　ｏｕｔｇｕｅｓｓ　ｔｈｅ　Ｍａｒｋｅｔ？　【Ｊ】Ｈａｒｖａｒｄ　Ｂｕｓｉｎｅｓｓ　Ｒｅｖｉｅｗ　１９６６，４４：１３１－１３６．　【８】　李玉刚，田宏伟等．国泰君安基金业绩评价报告．国泰君安研　究所，２００１，（１１）．　【９】　沈维涛、黄兴孪．我国证券投资基金业绩的实证分析和评价．　经济研究，２００１，（９）．　【１０】吴喜之．非参数统计．中国统计出版社，１９９９．　【ｌｌ】易丹辉主编．数据分析与Ｅｖｉｅｗｓ应用．中国统计出版社，　２００２．　【１２】张新、杜书明．中国证券投资基金能否战胜市场７．金融研究，　２００２，（１）．　（责任编辑：段文斌）