投資的投資收益精選(九篇)
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第1篇：投資的投資收益范文
關鍵詞：人才 人才資本 投資 收益
為貫徹落實全國人才工作會議和中央新疆工作座談會精神，更好實施人才強區戰略，根據推進新疆跨越式發展和長治久安的要求，我們新疆特編制了《新疆維吾爾自治區中長期人才發展規劃綱要(2010—2020年)》。?跨越發展，人才優先。把服務跨越式發展作為人才工作的根本出發點和落腳點，圍繞經濟社會跨越式發展目標確定人才跨越式發展任務，充分發揮人才的基礎性、戰略性、決定性作用。確立人才優先發展的戰略布局，做到人才資源優先開發，人才結構優先調整，人才投資優先保證，人才制度優先創新。
一、人才
按照科學人才觀，只要具有一定的知識或技能，能夠進行創造性勞動，為推進社會主義物質文明、政治文明、精神文明建設，在建設中國特色社會主義偉大事業中作出積極貢獻，都是黨和國家需要的人才。由此，具有較高的內在素質，在某崗位上做出得到承認的較突出實績，是人才的本質屬性。知識、能力、體質等內在素質比別人高是成為人才的必要條件，貢獻或勞動實績比別人大是人才的根本標志，社會承認是一個人成為人才的社會必要條件，品德、知識、能力和實績是衡量人才的主要標準。
二、人才資本
人才資本思想源遠流長。威廉·配第在1691年提出了“土地是財富之母，勞動是財富之父”，認為人的技藝是除土地、資本和勞動以外的第四個要素。馬克思不但提出了人力資源概念，而且充分肯定了人力資源在經濟活動中的決定作用，并指出“人的價值藏在人的才能之中”。亞當·斯密在《國富論》中指出：“學習一種才能需受教育，需進學校，需做學徒，這種才能的學習所費不少，這種費去的資本好像已經實現，并且固定在他的人格之上，這對于他個人，固然是財產的一部分，對于他所屬于的社會亦然。這種優越的技能，可以和職業上縮減勞動的機器工具作同樣的看法，就是社會上的固定資本?！?/p>
中央《關于進一步加強人才工作的決定》要求“探索建立人才資本及科研成果有償轉移制度”。人才資本的概念確立，體現了黨和國家對人才價值的科學認識和充分肯定。全球經濟一體化的今天，處在人力資本最高層的人才資本，是能夠在更高數量級上創造利潤、提高生產效率，促進經濟增長的最可寶貴的資本，是現代經濟增長的核心動力。
人才資本又不同于一般資本，具備四個最突出的特點：1.不可分割性。人的知識、技能、健康、創新思維等不能與其載體分割，因此人才資本只能依附人才而存在。2.時效性和可變性。3.人才資本是投資的結果和產物。4.在一定時期內，人才資本能夠不斷地給投資者帶來貨幣形態的、非貨幣形態的獨特投資回報收益。
在人才資本高度發展的環境中，各技能層次上的人才的生產率會更高，人才資本既強化勞動力的生產率，又強化物質資本的生產率。人才資本投入的是自身勞動的數量和質量，產出的既表現為一般資本的經濟意義上的價值形式，又表現為有形的和無形的勞動產量，獲取的投資回報是一種主要包括經濟回報、職位回報、榮譽回報等綜合的社會回報。只有回報體現貢獻，賞罰做到分明，才能實現有效激勵。因此，人才投入的勞動量與獲取的回報是否掛鉤、是否成比例，是人才資本運營的核心。
承認人才資本的價值，確立人才資本的價值權利，并依據價值創造來衡量人才的價值，給予人才合理的回報，是市場經濟條件下應遵循的人才管理規則。人才資本主要用人才的才能與崗位的結合程度、才能的發揮及其效應、勞動的投入與社會回報等指標來評價其價值的實現情況。人才資本的運營著重于配置、投入、產出、成本、回報，一般采用具體的偏高于市場的經濟方式進行。在人才資本運營狀態下，各個人才的勞動數量增加與質量的提高，是經濟規則下的切身利益要求，對個人而言是主動行為，人才個體必然會從切身利益角度自覺追加勞動數量，提高勞動質量，關注勞動實績的增加，從而導致全體人才勞動實績總量的增加。因此，必須依據貢獻大小優先分配社會財富，激勵人才實現自我價值，最大限度地促進人才資本價值轉化為現實生產力。
三、投資收益
第2篇：投資的投資收益范文
關鍵詞：股市指數；年化收益率；投資收益
一、 年化收益率
年化收益率指的是投資期限為一年所獲的收益率，僅是把當前收益率（日收益率、周收益率、月收益率）換算成年收益率來計算的，是一種理論收益率，并不是真正的已取得的收益率。
指數化的投資的發展主要得益于現資組合理論和有效市場理論的支持。投資者在進行每一項投資之前，必定會考慮到其投資的收益情況。
各指數的幾何收益率為下圖表示：
上證成分指數深圳成分指數中小板指數創業板指數
收益率14.34%9.66%0.73%2.81%
計算數據來源于東方財富通。上證綜合指數的起點時間從1990年12月，直到收盤時間為2013年6月，該時期的上證綜合指數的幾何收益率為14.34%。深證成分指數的起點時間從1994年4月到2013年6月，該時期深證成分指數的幾何收益率為9.66%。中小板指數的起點時間從2005年6月到2013年6月，該時期中小板指數的幾何收益率為0.73%。創業板指數的起點時間從2010年5月到2013年6月，該時期創業板指數的幾何收益率為2.81%。
二、對不同的指數進行比較
計算數據來源于東方財富通。
在時間相統一的情況下，對深圳成分指數、中小板指數和創業板指數的年化收益率要和前面較長的幾個指數相比較。從上表可以看出，比較時間統一的情況下，深圳成分指數和上證綜合指數的年化收益率相比為9.82%。中小板指數與上證綜合指數年化收益率相比為7.77%，與深圳成分指數年化收益率相比為13.52%.創業板指數與上證綜合指數年化收益率相比為-8.17%，與深圳成分指數年化收益率相比為-8.53%，與中小板指數相比為-1.28%。
進行比較之后，各個指數的年化收益率相比存在較大的差異，尤其是創業板指數的年化收益率與其他三個指數相比，都是負的年化收益率。
三、對比較結果進行金融分析
1、代表的行業特性
指數的年化收益率除了與計算起點不同有關，還與各個指數的具體股票有關。上證綜合指數是以上海證券交易所掛牌上市的全部股票為計算范圍， 上海證券綜合指數成份股為藍籌股，這些藍籌股多指長期穩定增長的、大型的、傳統工業股及金融股。 深圳成分指數上市的所有股票中抽取具有市場代表性的40家上市公司的股票 ，綜合反映深交所上市A、B股的股價走勢。中小板指數選定的股票是深交所中小企業板上市交易的A股。創業板指數的股票選定的是深交所創業板上市交易的A股。正是由于各個指數的代表行業的不同，造成了年化收益率的不同。
2、市場規模的大小
與其他幾個指數規模相比，上證綜合指數的市場規模是最大的。我國股票市場的規模擴張一直是新股發行的結果，或者是依賴于外延式增長。如果一個股票市場主要依賴外延式增長，在市場規模變化和現存股票收益率之間的關系會變弱，現存股票的收益率遠遠落后于市場規模的增長。新股票發行較前一年的有所增加，則市場將會上升，反之，市場將會減少。
在1999年之前，上證綜合指數將新發行的股票第一個月不計入指數，待其上市滿一個月，于上一交易日收盤后進行指數修正。由于新發行的股票并不馬上被包括在指數中，所以盡管它們的價值會反映在市場的總價值中，但是，在指數中并不能馬上的反映出來。對于上證綜合指數、深圳成分指數、中小板指數和創業板指數，由于其規模的不同，在進行比較時的年化收益率就會產生不同。
首先，新股票的發行會減少投資其他股票的資金，會引起原有股票價格的下降。其次，增加新股票發行的數量也可能會引致其他相關股票價格的上漲，因為新發行的股票在第一個交易日內沒有價格上的限制。另一個原因也可能是新發行的股票對現有價格產生的正面效應―指數的上升會拉動其他股票價格的上升，從這個角度看，新發股票數量有助于提高指數的收益。正是由于這樣的原因，在同一起點時間后，各指數的年化收益率出現不同。創業板指數同其他指數相比的年化收益率為負的收益率，其原因可能就是由于規模的不同造成指數收益的減少。
3、起點和終點特殊性
由于計算年化收益率的起點和終點的日期不同，指數化的年化收益率存在差異。比如上證指數1994年和1995年進行了兩年的調整，1996年后，上證指數出現了大幅的上升。有時，具體的月份也決定指數業績的重要因素。雖然我國股票市場在1996年12月實行了10%的漲跌停板限制，但是這個限制只適用于個別股票，對整個大盤的指數走勢不會產生很大的影響。
4、宏觀經濟變量的影響
宏觀經濟的表現主要取決于周期性的因素和政策性的因素。例如，在其他條件不變時，GDP增長率、通貨膨脹和貨幣政策等宏觀經濟變量都會影響到投資者對股票市場的預期，對于股票價格具有重要的影響。有時，由于GDP和物價指數增長，但是指數可能會下降，這些因素對各指數的年化收益率產生一定的影響。 （作者單位：云南財經大學金融學院）
參考文獻
[1]馬驥，指數化投資[M].北京：經濟科學出版社，2006.
[2]茲維.博迪，投資學[M].北京：機械工業出版社，2012.
第3篇：投資的投資收益范文
全國社會保障基金理事會成立11年來年均收益率8.44%，比同期通貨膨脹率高6個百分點。2011年實現投資收益率降0.85%，是過去11年中社保基金第三次未跑贏當年CPI（2011年為5.4%）；此前兩次分別是2004年和2008年。盡管股票占整個社保資產配置只有20%，但它所實現收益卻高達整個社保基金總收益的40%[1]。
二、使用的數據和分析過程
（一）2011年社?；鸪止尚袨榉治?/p>
造成2011年社?；鹗找媛氏陆档闹匾?，是交易類資產公允價值下滑。
2011年一季度，上證指數有4.27%的漲幅，社?；鸸灿嫵止?45921.52萬股，比2010年第四季度的268822.83萬股，減少22901.31萬股，減少幅度為8.52%。社?；鹜ㄟ^減倉方式規避即將到來的風險。二季度，社?；饦酚^看行情，開始加倉，共計持股282374.53萬股，比第一季度增加36453.01萬股，增幅為14.82%。三季度，上證指數大跌14.59%，社保基金共計持股314267.87股，比第二季度增加31893.34萬股，增幅為11.29%。四季度，社保基金未停止加倉步伐。根據統計，截至今年3月14日，共計有428家上市公司披露了2011年的年報，其中社保基金共計在63家公司的前十大流通股東名單中出現。
（二）我國社?；鸬耐顿Y結構現狀
社?；鹁硟韧顿Y范圍包括：銀行存款、債券、信托投資、資產證券化產品、股票、證券投資基金、股權投資和股權投資基金等[2]?；鹁惩馔顿Y范圍包括：銀行存款、銀行票據、大額可轉讓存單等貨幣市場產品，債券，股票，證券投資基金，以及用于風險管理的掉期、遠期等衍生金融工具。
數據顯示，2003年6月以來，社?；鹪诠墒兄欣塾嫬@得投資收益1326億元，占全部投資收益46%，累計投資收益率364.5%，平均投資收益率18.61%，比全部基金累計平均收益率高出10個多百分點。
（三）社保基金組合的投資路徑
總體來看，業績持續增長股以及政策扶持個股是社?；痍P注的首選。此外，超跌、低估值個股也是社保基金青睞的品種[3]。
社保基金在去年末共有64只股票，累計加倉1.13億股，持股總數達到6.19億股。從行業特性看，社保的偏好集中在消費類行業和中游制造業。除此之外，從社保持倉的中小板和創業板股票看，政策扶持個股成為社?；鸬哪抑兄?。
（四）2012年社?；鸾M合收益驗證（以103組合為例，見表一）
隨機選取2012年3月31期的103組合，該組合投資14支股票。在2012年3、4、5月，103組合的平均收益率-0.278%，收益方差為0.000486，雖收益率為負，但高于上證指數平均收益率-0.313%，而收益方差卻與上證指數0.00044的收益方差相當，波動性較小。
103組合指標分析，eviews參數估計。
1、夏普比率=（RP-rf）/σP=（-0.00278-0.00067）/0.022=-0.157
2、特雷諾比率=（RP-rf）/βP=（-0.00278-0.00067）/0.734=-0.0047
3、詹森指數=RP-rf -βP（Rm-rf）
=-0.00278-0.00067-0.734268（-0.003133-0.00067） =-0.00066
通過表1對全國社?；?03投資組合的實證研究，103組合在本期收益情況欠佳，這與大盤整體下挫有一定關系，所以我國社?；鸾M合的高收益非固定，投資風險較大。
三、對實際的預測應用
根據《全國社會保障基金投資管理暫行辦法》，社?；鹜顿Y股票資產的比重最高為40%。目前社保基金共計有59個組合，當中4個組合由全國社?；鹄硎聲芾?，另3個由中國國際金融公司管理，剩下的52個組合分別由9家基金公司管理。這些組合大致分為三類：股票型、債券型、配置型。
穩健、有序的資本市場是社?；鸢踩行I運的基本前提。作為長期強制性儲蓄計劃，社?；鸨厝恢\求安全和較高的投資收益渠道，資本市場無疑是養老基金投資營運的重要載體。對發展中國家而言，資本市場發展處于初創時期，無論是資本市場規模、投資工具種類，還是金融體系的監管能力、監管規則的完善等與發達國家均有很大差距[4]。在此背景下，資本市場的發展狀況對社?；鹁哂懈黠@和更直接的影響，資本市場的潛在系統風險有可能對社?；饚砭薮蟮娘L險。因而，我國應加快資本市場的制度構建，強化金融監管和風險控制，完善社?；鹜顿Y的會計與審計規則，使資本市場逐步向成熟化、法制化、規范化的方向發展，以便為社?；鸬陌踩珷I運創造必要的制度環境和市場環境[5]。
因此，雖然股票投資波動性和風險性較大，但我們仍然不能否認股票投資收益在社?；鹁C合收益中的主力地位。
參考文獻：
[1]李向軍.我國社保基金投資管理問題研究[D].財政部財政科學研究所.
[2]鄭秉文.社?；鹜顿Y股市對經濟增長的影響[D].中國社會科學研究院.
[3]趙驗昌.我國社保基金投資研究[D].山東大學.
[4]黃熙.社保基金籌資模式選擇與投資運營管理[D].天津大學.
第4篇：投資的投資收益范文
[關鍵詞] 技術投資；品牌積累效應；規模效應；效用現值
[中圖分類號] F271 [文獻標識碼] A [文章編號] 1006-5024(2006)11-0014-03
[作者簡介] 張古鵬，青島大學國際商學院碩士研究生，研究方向為人力資本經濟學；
姜學民，青島大學國際商學院院長､教授，博士生導師，研究方向為人力資本經濟學；
任 龍，青島大學國際商學院助教，研究方向為人力資本經濟學。(山東 青島 266071)
一､引言
改革開放之后，中國的企業獲得了前所未有的發展契機，但企業成長背后仍然隱藏著很多問題，技術投資不足便是其中之一。我們過多依賴技術引入，而企業本身技術創新與改進投資不足。許多國內企業只知模仿性地擴大生產，不注重技術投資，導致長期發展乏力，品牌積累效應極低。本文研究了技術投資中的質量投資對企業未來收益和利潤的影響。質量創新是技術創新中最重要的方面之一，很多國內企業不注重產品質量提高，導致產品壽命短，故障多，降低了品牌積累效應。品牌積累效應即在過去的一段時期內，消費者對產品的評價而產生對價格和銷售數量的影響。一般來說，品牌積累效應與價格和銷售數量呈正相關關系。本文利用經濟模型就質量投資對品牌積累效應的提高，對企業短期和長期收益的影響進行了論述。
二､模型的基本框架
(一)條件假設
為了建立模型，我們先做以下幾個假設:
1.假設一個行業中只包含一種產品A，該行業中所有企業都只生產該產品；
2.假定該行業的單位產品平均成本不變，即其他企業不進行技術革新；
3.企業進行技術投資只提高產品的質量水平，消費者在反映期到來時獲得的效用完全由產品的質量水平決定，而不受名牌效應的影響；
4.消費者對A產品有相同反映期(本文用T表示)。即假設消費者在-T時刻購買了產品，他們都會在0時刻反映出該產品的質量水平并獲得不同效用。但消費者無論購買哪家企業的產品，在-T 到0之間的任何時刻獲得的效用沒有差異。即短期內消費者無法辨別產品好壞。
(二)建立質量函數
對于選定的e企業來說:q(e)=c(e)/c
( c(e)≥c )
(1)
q(e)為e企業生產的A產品的質量函數，它用來衡量A產品的質量水平，我們把它看作單位產品的投入成本函數；c(e)為e企業的單位產品成本，當e企業進行技術投資時，c(e)增加；c為該行業產品的平均單位成本。
(三)建立效用函數
假設消費者在m時刻購買e企業生產的A產品，用u(i)代表秒消費者在i時刻從產品A中獲得的效用，不計算i時刻之前或之后獲得的效用(即消費者在一件產品的使用壽命期內獲得效用，但我們只計算它在i時刻給消費者帶來的效用)。u(i)的值可分為以下兩種情況(不考慮i＞m+T):
1. i＜m+T 時:u(i)=1
(2)
對這種情況的經濟學解釋是:由于假設4的存在，在m時刻，無論消費者購買哪個企業的產品，在購買A產品以后的一段時間內的任何時刻獲得的效用都是一樣的。
2. i=m+T 時:u(i)=2-1/q(e)
(3)
由(1)可知:c(e)增加，q(e)增加；由(2)可知:u(i)增加。
它的經濟學解釋是:企業加大產品的技術投入，使得消費者在m時刻購買的A產品在i時刻獲得的效用增加。即隨著時間的推進，當到達i時刻，那些質量一般的產品帶給消費者的效用會明顯低于質量比較好的產品。但消費者的效用不會無限增加，1≤q(e)＜∞，因此1≤u(i)＜2。
(四)建立記憶函數
m為消費者購買A產品的時刻；i為消費者獲得效用的時刻。A(i，n)為消費者在n時刻對i時刻的記憶函數，它用來衡量消費者在n時刻對i時刻獲得效用的記憶程度。A(i，n)越大，消費者記憶得越深刻(即事情發生的時間間隔越短，記憶越深刻)。T為反映期，0＜A(i，n)≤1。
當n≥m+T時，i=m+T。我們把消費者的記憶函數表達成i，n的冪函數。
當n＜m+T時，i=n，A(i，n)=1。在n時刻消費者對立刻獲得的效用記憶得最清楚(即對現在發生的事情記憶得最清楚)。
三､計算企業利潤和收益
(一)計算效用加權
設0為時間軸基準點，消費者從 -T起開始購買e企業生產的A產品，用U(0，n)為在n時刻消費者在過去的-T 到n購買A產品獲得效用的現值加權，我們設定它是消費者在過去的0到n時刻之間獲得效用的現值加權(對于從-T到0消費者購買A產品獲得的效用現值我們不予以計算)，權數是消費者在n時刻對m時刻獲得效用的記憶函數。如果消費者在m時刻購買產品，到n時刻過了反映期(n＞m+T)，我們計算m+T 時刻的效用在n時刻的加權值，此時i=m+T；若到n時刻沒有到反映期(n＜m+T)，我們計算n時刻的效用加總，此時i=n＜m+T。
1.計算0到n-1時刻的效用現值加權
五､結論
從以上分析我們看到:如果一個行業利潤豐厚，進行技術投資短期內不會增加企業收益，而成本的增加會導致企業利潤下降，但就長期看會增加品牌積累效應，提高企業利潤和收益；若該行業利潤微薄，企業進行技術投資，其長期的利潤取決于銷售數量與單位產品利潤率對成本的彈性；如果技術投資風險過高，企業過度連續的技術投資會縮小企業規模，但一般來說質量投資的風險較低，連續的質量投資會擴大企業規模，縮小成本，增強競爭力。
參考文獻:
[1]莊子銀.企業家精神､持續技術創新和長期經濟增長的微觀機制[J].世界經濟，2004，(12).
[2]戈晶晶.企業創新“后”天不足[J].新經濟導刊，2005，(14).
[3]朱秀亮.迎接自主創新經濟時代[J].新經濟導刊，2005，(2).
[4]朱秀亮.創新頭上的“三座大山”[J].新經濟導刊，2005，(22).
[5]朱秀亮.創新世界的夢想中國[J].新經濟導刊，2005，(22).
[6]張維迎.博弈論與信息經濟學[M].上海:上海人民出版社，1996.
第5篇：投資的投資收益范文
內容摘要：QDII基金對我國金融市場的穩定具有著重要的作用，特別是金融危機后，QDII基金的發展面臨更大挑戰。本文將以股票市場和外匯市場為研究對象，對QDII基金的收益和風險進行分析，借助VaR工具來衡量和控制基金風險。發現QDII基金的分散化投資對控制風險作用明顯，美國股市復蘇有利于增加QDII基金的收益的同時美元貶值也造成了基金凈值的下降。
關鍵詞：VAR QDII 匯率
引言
自2007年9月中國的QDII基金開始大規模運作以來，經過兩年多的發展，目前已經發行了12只基金。金融危機過后，通過發行QDII基金，從國際收支平衡的層面，在一定程度上可以對沖經常項目下順差，緩和人民幣升值的預期。但從另一方面看，我國的基金投資者面臨著比投資國內基金投資更大的風險―匯率風險。
從目前市場上存在的QDII基金運作狀況看，經營績效并不理想。一方面來自于國際金融市場比國內存在更大的不確定性，另一方面則來自于目前美國大量發行貨幣，引起的美元貶值，人民幣相對其他貨幣升值，從而給QDII基金的經營帶來更大的威脅。
風險價值（Value- at- risk ， 簡稱 VaR）憑借其明確的經濟含義及其簡易的可操作性成為了金融市場風險度量和管理的主流方法。但是 VaR方法在我國QDII基金度量以及市場風險管理方面的研究則甚少，與國外投資基金相比，其在風險管理上尚存在諸多不規范、不合理之處，迫切需要對其市場風險進行定量分析并加以管理，根據我國投資QDII基金的實際情況，采用相應的VaR方法模型有效地度量其風險，探求符合中國國情的投資基金VaR風險管理途徑，提高其風險管理水平，均具有一定的現實意義。
國內目前的QDII基金在股票市場上的配置比例在70%左右，所以，筆者認為QDII基金的投資風險大部分來自于股票市場、外匯市場，故本文選取股票市場為研究對象，由于QDII基金投資于全球股票市場，故本文選取標準普爾指數、日經225指數、富時100指數、滬深300指數為研究對象，近似替代全球指數。
我國QDII基金投資收益與風險分析
設國外投資品價格為p*，匯率為e，該國外投資品用本幣衡量為p，則由購買力平價定律p=p*×e，取對數后再進行微分后得：，即表明，本幣衡量的收益率可以用外幣收益率與匯率變動率之和來衡量。
設本幣收益率為R，外幣收益率為R*，匯率變動率為i。則R=R*+i。
進行分散化投資，wj為第j種投資品投資比例，則
（1）
QDII基金的收益的方差為，其中，該公式中的σp2，σR*2，σi2分別為外幣方差，本幣方差和匯率變動率方差。ρ為外幣收益率與匯率變動率的相關系數。
分散化投資后的方差為：
（2）
綜上可以看出，QDII基金投資相對國內投資具有更大的不確定性，做好QDII基金投資的風險控制具有重要的意義。通過對各指數日變動率的數據特征進行分析得到其分布呈現尖峰肥尾特征（數據來源：中國外匯總局、goole財經），這里，本文近似認為以上數據服從標準正態分布，最后的風險值由切比雪夫不等式進行調整。所以，由上述數據組成的線性組合也服從標準正態分布（見表1）。
在一個給定的置信水平C下，希望能夠找到出現的最大損失，記為VAR，超出這一損失的概率為C，L為損失，用正數表示，即可得到：p(L>VAR)≤1-C。
當收益率服從正態分布的情況時，設α為正態分布在置信度C下的下側分位數，W0為初始投資額，W*定義為臨界最低回報x，則有，W *=W0(1+x)，標準化后得，相對VAR為超出平均收益的損失，所以，。
當收益率不是服從正態分布，而是任意分布時，設α1為任意分布的在置信度C的下側分位數，由切比雪夫不等式，得出了損失額度落在置信度之外的概率為：。令得，，，由于大部分的分布是不服從正態分布的，所以在由正態分布計算出的VAR值需要乘以一個系數K，。
實證分析
（一）基金收益的實證檢驗
由于我國目前大部分的QDII基金都是投資于股票市場，故選取全球在地區有代表性的指數來代替全球分散投資，并將所在地區的外匯匯率也列入等式中。根據等式（1），設收益率為R，標準普爾指數、富時100指數、日經225指數、滬深300指數日收益率分別為Rsp，Rfs，Rrj，Rhs，人民幣對美元、英鎊、日元匯率變動率為emy，eyb，ery，則設統計方程為：
表2是對其中的一支QDII基金回歸的結果。
從回歸結果看，該模型在一定程度上解釋了我國QDII基金的經營績效，但是仍然存在一定的偏差，原因可能在于我們對QDII基金的投資產品并不了解，如果掌握了QDII基金的投資種類，該模型是有很好的解釋力的。通過對比可以發現，美元匯率對QDII基金的系數為負值，所以在當前時刻美元貶值是我國QDII基金虧損的一個非常重要的原因，其次，還可以得到，全球股指對基金凈值的影響也非常顯著，多數股指系數為負，那么，我們可以得到全球經濟不景氣也是QDII基金虧損的一個很重要的原因。
（二）QDII基金VAR的計算
對基金的收益進行分析以后，要對基金的虧損原因進行分析，進而制定出符合風險控制要求的投資方式。各指數間、幣種間方差協方差如表3所示（為了便于比較，將方差、協方差數據增加10000倍），其次，美元匯率與標準普爾指數協方差為-0.009922，日元匯率與日經225指數協方差為-0.03004，英鎊匯率與富時100指數協方差為0.06102。
設某QDII基金初始投資額為1億元人民幣，投資在美國、日本、英國和中國的比例相同分別為250萬元人民幣，計算此時在95%的置信度下的VAR值，然后不斷變換比例，從而找出最小的VAR值（見表4）。
通過在不同股市配比， QDII基金在初始投資1億元人民幣的情況下，在1天的變動中，在95%的置信水平下多對應的風險價值，即最大損失額，表明隨著在美國股市配置比例的增加，風險值變化不大；當在英國股市配置較大比例時，風險值明顯增大。在各個國家分散投資時，即比例完全相同時，風險值最小。
結論
QDII基金在全球市場上配置資產時，其收益不僅與股市波動相關，而且還與匯市波動密切相關。實證表明，美元匯率的波動是QDII基金凈值下降的一個重要原因，其次，全球股市在2008年以來的低迷也是QDII基金凈值下降的另一重要原因。在市場風險的衡量和控制上，本文利用VAR這一傳統工具，通過實證，可以看出，在英國市場上配置比例的增大，QDII基金將面臨更大的風險值。雖然美元匯率的變動對基金凈值產生不利影響，但是隨著QDII基金在美國股市上配置比例的增大，風險值變化不大，這是由于，美國股市向著利好的方向變動，與匯率變動率的相關系數為負，從而使QDII基金在美國市場上的疊加波動率變小。
本文的另一個結論是，QDII基金投資越是分散，其總風險值越小。這也是QDII基金推出的一個重要理論，能夠利用全球市場實現最大程度的分散化，避免承擔單一國家市場的系統性風險。但是在實際操作的過程中，由于受到百年一遇全球金融危機的影響，使得全球市場之間的相關性大大增加，表現為同漲同跌，嚴重影響了QDII基金的分散效應。
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作者簡介：
第6篇：投資的投資收益范文
一、兩類股權投資收益的稅務處理比較
(一)兩類收益的收入性質分析
1 權益性投資收益
《企業所得稅法實施條例》第十七條規定，企業所得稅法第六條第(四)項所稱股息，紅利等權益性投資收益，是指企業因權益性投資從被投資單位取得的收入，因此，投資者通過股權投資從被投資企業所得稅后累計未分配利潤和累計盈余公積金中分配取得股息、紅利性質的投資收益，屬于權益性投資收益。
2 財產轉讓收入
《企業所得稅法實施條例》第十六條規定，企業所得稅往第(三)項所稱轉讓財產收入，是指企業轉讓固定資產、生物資產、無形資產、股權、債權等財產取得的收入。因此，轉讓長期股權屬于財產轉讓收入，投資人最終轉讓或處置股權時所獲得的收益，通常在轉讓長期股權、被投資單位清算、發生重組時產生。
被投資單位清算時，投資方分得被投資方剩余財產時，包含兩類性質的收益，即權益性收益和轉讓所得?！镀髽I所得稅法實施條例》第十一條第二款規定，投資方企業從被清算企業分得的剩余資產，其中相當于從被清算企業累計未分配利潤和累計盈余公積中應當分得的部分，應當確認為股息所得；剩余資產減除上述股息所得后的余額，超過或者低于投資成本的部分，應當確認為投資資產轉讓所得或者損失。
發生重組時，根據《關于企業重組業務企業所得稅處理若干問題的通知》(財稅[2009]59號)規定，一般重組要將股權處置進行相應股權轉讓或清算的所得稅處理；而特殊重組中，新取得股權的計稅基礎要以其原持有股權的計稅基礎來確定。對交易中的股權支付暫不確認有關資產的轉讓所得或損失的，其非股權支付仍應在交易當期確認相應的資產轉讓所得或損失，并調整相應資產的計稅基礎。
因此，企業重組需進行股權轉讓或清算處理時，投資方因重組涉及的長期股權投資讓渡而取得的支付對價，也包含兩類性質的收益，即權益性收益和財產轉讓所得。
(二)納稅義務發生時間分析
1 權益性投資收益
《企業所得稅法實施條例》第十七條規定；股息、紅利等權益性投資收益，除國務院財政、稅務主管部門另有規定外，按照被投資方作出利潤分配決定的日期確認收入的實現。
《國家稅務總局關于貫徹落實企業所得稅法若干稅收問題的通知》(國稅函[2010]79號)規定，企業權益性投資取得股息、紅利等收入，應以被投資企業股東會或股東大會作出利潤分配或轉股決定的日期，確定收入的實現。
因此，投資人在持股期間作為股東從被投資企業分得的收益，因以被投資企業股東會或股東大會作出利潤分配或轉股決定的日期，確定收入的實現。
2 股權轉讓所得
《國家稅務總局關于貫徹落實企業所得稅法若干稅收問題的通知》(國稅函[2010]79號)規定，企業轉讓股權收入，應于轉讓協議生效，且完成股權變更手續時，確認收入的實現。也就是說，股權轉讓所得納稅義務發生時間的確定，應以股權變更登記為準。即使股權轉讓合同已經簽訂，只要股權變更登記沒有完成，企業不需確認股權轉讓所得。
(三)計稅依據的分析
權益性投資收益，計稅依據系被投資方作出利潤分配決定時，投資方享有的股息、紅利金額。
股權轉讓的計稅依據為轉讓收入扣除投資資產成本后的余額，即股權轉讓所得，國稅函[2010]79號文第三條規定，轉讓股權收入扣除為取得該股權所發生的成本后，為股權轉讓所得。企業在計算股權轉讓所得時，不得扣除被投資企業未分配利潤等股東留存收益中按該項股權所可能分配的金額。
《企業所得稅法實施條例》第七十一條第二款及第三款規定，企業轉讓或者處置投資資產時，投資資產的成本準予扣除。投資資產成本為購買價款或該資產的公允價值和支付的相關稅費。
(四)納稅待遇分析
1 符合條件的權益性投資收益享受免稅待遇
《企業所得稅法》第二十六條規定，符合條件的居民企業之間的股息、紅利等權益性投資收益為免稅收入。即符合以下兩個條件：(1)居民企業直接投資于其他居民企業取得的投資收益。(2)居民企業連續持有其它居民企業公開發行并上市流通的股票超過12個月取得的投資收益。
2 轉讓所得需全額一次性繳納企業所得稅
企業所得稅法規定，財產轉讓所得則需要全額計入轉讓方的應稅收入繳納企業所得稅，因此，股權轉讓所得需全額繳納企業所得稅，不存在享受稅收優惠。
原稅法規定企業在一個納稅年度發生的轉讓、處置持有5年以上的股權投資所得、占當年應納稅所得50％及以上的，可在不超過5年的期間均勻計人各年度的應納稅所得額。但新稅法實施，新發生的上述業務原則上應在實際發生年度一次性計人當年應納稅所得額計算繳納企業所得稅?！秶叶悇湛偩株P于企業取得財產轉讓等所得企業所得稅處理問題的公告》(稅務總局公告2010年第19號)一文，明確企業取得財產(包括各類資產、股權、債權等)轉讓收入、債務重組收入、接受捐贈收入、無法償付的應付款收入等，不論是以貨幣形式、還是非貨幣形式體現，除另有規定外，均應一次性計人確認收入的年度計算繳納企業所得稅。
3 需要區分權益性投資收益和轉讓所得的情形
(1)被投資單位清算時
被投資單位清算時，投資方分得被投資方剩余財產時，根據《企業所得稅法實施條例》第十一條第二款規定，投資方企業從被清算企業分得的剩余資產，其中相當于從被清算企業累計未分配利潤和累計盈余公積中應當分得的部分，應當確認為股息所得；剩余資產減除上述股息所得后的余額，超過或者低于投資成本的部分，應當確認為投資資產轉讓所得或者損失。另根據《關于企業清算業務企業所得稅處理若干問題的通知》(財稅[2009]60號)第五條第二款規定，被清算企業的股東分得的剩余資產的金額，其中相當于被清算企業累計未分配利潤和累計盈余公積中按該股東所占股份比例計算的部分，應確認為股息所得；剩余資產減除股息所得后的余額，超過或低于股東投資成本的部分，應確認為股東的投資轉讓所得或損失。
因此，因清算而處置股權，應按實施條例及財稅[2009]60號文規定處理，區分轉讓所得與股息所得，簽字全額繳納企業所得稅，后者可享受免稅待遇。
(2)企業發生重組時
投資人股權轉讓涉及企業重組情形時，根據財稅[2009]59號文規定，一般重組
要將股權處置進行相應股權轉讓或清算的所得稅處理，需要確認股權轉讓所得的，按轉讓收入減除股權投資成本等后余額計稅，不區分轉讓所得與權益性投資收益。需要按清算進行所得稅處理的，按財稅[2009]60號文規定處理區分轉讓所得與權益性投資收益。
(五)企業所得稅納稅申報表及附表填報比較
1 股息、紅利等權益性投資收益的填報
納稅人享有的股息、紅利等權益性投資收益在附表五《稅收優惠明細表》第3行和附表十一《長期股權投資所得(損失)明細表》中第8、9列填列。
附表五《稅收優惠明細表》第3行“符合條件的居民企業之間的股息、紅利等權益性投資收益”：填報居民企業直接投資于其他居民企業所取得的投資收益，不包括連續持有居民企業公開發行井上市流通的股票不足12個月取得的投資收益。
附表十一《長期股權投資所得(損失)明細表》中第8、9列填列：對于符合稅收免稅規定條件的股息紅利，填人第8列“免稅收入”，不符合的填人第9列“全額征稅收入”。
上述符合條件的股息、紅利等權益性投資收益，最終通過系統邏輯關系在企業所得稅納稅申報表主表的第17行“免稅收入”中反應。
2 股權轉讓所得的填報
納稅人因收回、轉讓或清算處置股權投資時，轉讓收入扣除相關稅費后的金額在附表十一《長期股權投資所得(損失)明細表》中第11列填列；
納稅人因收回、轉讓或清算處置股權投資時按照國家統一會計制度核算核算的投資轉讓成本的金額在《長期股權投資所得(損失)明細表》中第12列填報，
納稅人因收回、轉讓或清算處置股權投資時的投資轉讓的稅收成本在《長期股權投資所得(損失)明細表》中第13列填報，
通過填報后，第14列反應了會計上的股權轉讓所得，第15列反應了稅法上的股權轉讓所得，第16列反應了兩者的財稅差異金額，通過邏輯關系上述財稅差異金額反應在附表三《納稅調整項目明細表》第47行“6，投資轉讓、處置所得”中。
總之，納稅人2010年進行企業所得稅匯算清繳時，對從被投資單位取得的收益，務必認真分析收益的性質及納稅義務發生時間，從而正確進行稅務處理和填報，避免納稅風險。
二、兩類股權投資收益的若干實務問題
(一)權益項目轉增資本的稅務問題
案例：某內資企業注冊資本1000萬，有三位股東：股東甲(境外非居民納稅人)、乙(境自然人)及丙(內資企業股東)，分別占股本15％，20％，65％。2010年10月經股東大會決議，決定將未分配利潤1000萬對其股東甲、乙及內資企業股東丁實施分紅，并將盈余公積500萬轉增股本。按持股比例分別增加股本75萬、100萬和325萬。2010年12月完成增資相關手續，并支付了分紅款。
盈余公積轉增股本，對不同性質的股東，稅務處理是否相同，當然是不同的。稅務處理上將轉股視為兩個交易事項來處理，第一步是先分紅，第二步是用分紅去投資。因此，轉股首先應確認分紅，股東視為取得分紅，按權益性投資收益稅務處理。再將分紅作為投資，增加計稅基礎。內資企業股東而言是免稅收入；對境外非居民企業股東，新《企業所得稅法》實施后，對居民企業和非居民企業股東來源于居民企業的股息、紅利，采取不同的稅收待遇，對于非居民企業股東分得轉增注冊資本的部分，按照“股啟、紅利等權益性投資收益”征收企業所得稅，由被投資方代扣代繳。對境自然人股東。根據國稅函[1998]333號文件明確未分配利潤、盈余公積轉增資本要視同分紅，交納個人所得稅。
(二)固定分紅的稅務處理
企業為了吸引投資者，樹立公司良好的形象，往往約定以固定紅利分配給投資者，那么約定固定紅利是否可以享受免稅優惠呢?筆者認為，以固定紅利分配，必然和賬面計算紅利存在差異，如被投資方超出本企業創造利潤總額進行分配，凈資產會大大降低；如被投資方低于本企業創造利潤總額進行分配，大量盈余會被保留。從企業最終清算角度來看，被清算企業的股東分得的剩余資產的金額，其中相當于被清算企業累計未分配利潤和累計盈余公積中按該股東所占股份比例計算的部分，應確認為股息所得，因此，如被投資方低于本企業創造利潤總額進行分配，大量盈余最終體現在剩余資產中，但該部分盈余仍能確認為股息所得，仍享受免稅待遇；如被投資方超出本企業創造利潤總額進行分配，清算時剩余資產減除股息所得后的余額，超過股東投資成本的部分，應確認為股東的投資轉讓所得。由于投資期間股息分配過多，會導致最終余額減少，則投資轉讓所得可能就更大。前期的免稅導致后期可能增加資本利得而被征稅，從這個角度說，企業實際井未減輕稅負。股東分紅對投資企業而言雖然總體上來并沒有減輕稅負，但如果享受免稅待遇，存在濫用免稅條款的嫌疑。因此，筆者認為固定分紅不能享受權益性投資收益免稅待遇。
(三)股權轉讓所得一次性繳納企業所得稅的銜接問題
稅務總局公告2010年第19號明確，企業取得股權轉讓收入應一次性計人確認收入的年度計算繳納企業所得稅。新法實施前發生的上述所得以及新法實施后發生的上述所得，未一次性確認納稅如何進行銜接或操作呢?
1 新法實施前發生的股權轉讓所得，仍可繼續均勻計人各納稅期間
《國家稅務總局關于企業所得稅若干稅務事項銜接問題》(國稅函[2009]98號)早有規定：企業按原稅法規定已作遞延所得確認的項目，其余額可在原規定的遞延期間的剩余期間內繼續均勻計人各納稅期間的應納稅所得額，也就是說企業已按原稅法規定在一個納稅年度發生的轉讓、處置持有5年以上的股權投資所得、非貨幣性資產投資轉讓所得、債務重組所得和捐贈所得，占當年應納稅所得50％及以上的，其余額可在原規定的5年內的剩余期間內繼續均勻汁人各納稅期間的應納稅所得額。
第7篇：投資的投資收益范文
關鍵詞：長壽風險；個人賬戶；精算平衡；投資收益率
中圖分類號：F830.5 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2015）06-0003-07
一、引言
在過去的100年里，人類的平均壽命每10年提高2.5歲，呈現出顯著的人口死亡率降低趨勢。人口壽命延長體現了社會發展水平的提高，但也帶來了長壽風險，即人口死亡率的超預期降低所帶來的風險。長壽風險對社會不同層面都產生一定影響。舉例來說，人口壽命增加給社會保障體系帶來巨大壓力，政府必須為未來的預期壽命延長建立足夠的戰略儲備資金；同樣，對于持有諸多生存保險保單的保險公司來說，也面臨著預期壽命延長所帶來的年金給付增加的壓力。對于許多金融機構來說，人口預期壽命的延長也帶來了構建新型衍生品和創新金融產品的機會。近些年，國際上關于長壽風險的研究沿著定量化的視角逐步深入，許多死亡率模型不斷被提出，這些模型可以有取舍地借鑒到我國的長壽風險研究中。
和世界其他國家一樣，我國養老體系也因長壽風險而面臨巨大壓力：人口死亡率的下降和預期壽命的延長使得老齡人口增加、預期余命延長，這一長壽風險加大了基本養老保險統籌部分的給付壓力，特別是使得個人賬戶的支付年限延長。根據現行支付安排，個人賬戶的收支缺口由統籌部分承擔。故在現行政策下，收不抵支的個人賬戶數量將增加，且個人收支缺口呈擴大趨勢。為了應對老齡化沖擊和日益加大的養老金給付壓力，我國政府不得不將改變多年的“個人賬戶空賬運行”逐步做實。
很顯然，長壽風險將對該個人賬戶的“做實”帶來重大影響。在人口死亡率超預期降低的條件下，個人賬戶按照現在人口情況進行“做實”將產生“虧空”，導致個人賬戶“財務”不平衡。為了彌補這種虧空，使個人賬戶達到平衡，學者們從不同角度進行了深入的探討，并提出了不同建議。如王積全（2005）利用蘭州市抽樣數據，對國家、企業和個人的養老負擔比例進行了深入分析，并首次在模型中引入了收繳率和工資比率等參數，基于此給出了相應的縮減缺口的政策措施。 羅良清（2005）總結并完善了我國個人賬戶支付模型，使其更適合于現行養老制度的月度繳納和實際支付方式。潘春雷（2007）評估了在退休年齡、就業比例、工資水平等方面的性別差異對養老基金精算收支平衡的影響。顧文（2010）預測了未來幾十年基本養老保險制度下在職人員和退休人員的人口數據，對基本養老保險基金平衡、隱性債務規模等問題進行了測算。黃順林、王曉軍（2010）利用基于出生年效應的Lee-carter模型對中國男性人口死亡率進行了擬合，并將其預測結果對養老年金系數進行估計，發現中國現行城鎮職工養老保險的年金系數被嚴重低估，這將給未來基本養老保險個人賬戶帶來很大的償付壓力。張寧（2015）利用非線性時間序列分析中的希爾伯特-黃變換對死亡率進行了不同風險層次的劃分，并基于此提出了“長壽風險分級基金”來應對個人賬戶和統籌賬戶的“老齡化”壓力。
本文借鑒現有國內外研究成果，嘗試運用國外研究中應用較為廣泛的Lee-Carter模型的改進版――泊松對數雙線性模型和隨機模擬方法，在對未來人口死亡率曲線進行預測的基礎上，分析不同退休年齡和投資收益率的最佳組合。泊松對數雙線性模型的優點是能夠預測出在一定概率下未來人口死亡率的區間估計，從而可以更好地評估個人賬戶收支在未來面臨的不確定性，并且量化不同政策或假定對于賬戶缺口的影響程度，給出特定缺口水平下的參數設定水平。
二、長壽風險模型與數據來源
1992年提出的Lee-Carter模型是長壽風險模型的重要開端，該模型通過時間和年齡兩個角度來擬合中心死亡率的對數：
[μx（t）=exp（αx+βxkt）] （1）
在上述模型（1）中，[αx]代表不同年齡在所有時間的對數死亡率平均，反映了年齡對死亡率的影響；[kt]代表了時間對死亡率的影響；[βx]描述了不同年齡的人群對時間影響的敏感程度，即斜率。
該模型對美國以及加拿大的死亡率擬合較好，但也存在許多問題，例如高齡擬合以及共線性等問題。對此也有一些相應的改進模型，例如引入世代效應的APC模型，利用非線性序列分析方式，或者利用長壽風險指數進行測度。其中有一種改進方法被普遍使用，即通過引入泊松假設，假設死亡人口服從泊松分布，可以基于Lee-Carter模型建立泊松雙線性模型（Possion log-bilinear）：
[Dxt～Poisson（Extux（t））]，[μx（t）=exp（αx+βxkt）] （2）
該模型和Lee-Carter模型有同樣的參數限制，以確定唯一的參數。
[tkt=0]，[xβx=1] （3）
同時，由于引入了泊松分布，我們用最大似然估計來代替Lee-Carter模型的SVD求解方法。
[L（α，β，k）=（x，t）[Dxt（αx+βxkt）-Extexp（αx+βxkt）]+constant]
（4）
在模型（4）中，constant表示常數，[kt] 反映了每個年齡的中心死亡率隨時間變化的趨勢。未來的死亡率可以通過如下方式進行估計，同時可以用Bootstrap方法來進行區間估計：
[Mx（tn+s）=exp（αx+βxktn+s）] （5）
本文使用的數據是1994―2010年的人口死亡率數據，數據來源是中國人口統計年鑒。分組方式是每個年齡一組，同時設定最高年齡組為90+。由于1996年、2005年和2010年的數據一直延伸到100+，為了保持一致，將90歲以上的數據合并，形成90+的年齡組數據。
分組后，我們首先獲得不同年齡和性別的死亡人數以及年中人口數據 ，這些數據形成了兩個矩陣。同時我們還獲得死亡率數據 。這里，男性年齡x范圍為60，61，…，90+；女性年齡x范圍為55，56，…，90+；而時間t為1994，1996，…，2010。由于1995年數據缺失且1994年抽樣時間較晚，故時間維度沒有考慮1995年。
本文所使用的軟件是R軟件，該軟件是奧克蘭大學兩位學者開發的免費開源軟件，提供了跨平臺的數學計算環境，世界各地的開發者為它開發了多種免費軟件包；正是由于其免費開源特征，R軟件已經成為學術界和數據處理領域最廣泛使用的軟件之一。
三、未來中國人口死亡率預測
下面，我們基于泊松雙線性模型（2），用最大似然估計（4）來擬合中國人口死亡率數據（1994―2010），可以得到對應的[α]、[β]、[k]三個參數，其結果如圖1所示。其中左側為男性擬合后的參數計算結果，右側為女性擬合后的參數計算結果。
從擬合后計算的參數結果來看，無論是男性還是女性， 參數[k]在16年里整體上呈現下降的趨勢。由于其在一定程度上代表了人口整體的平均死亡率，因此可以說人口死亡率呈現下降趨勢，中國社會存在長壽風險，其下降的斜率代表了長壽風險的嚴重程度。同時，由于參數[β]表示了年齡范圍對長壽風險的作用，從圖1中（第二行兩張圖）可以看出，人口死亡率的降低主要體現在80歲以上的人口中，這說明我國超老齡人口的健康狀況改善程度要超過普通老齡人口。除了趨勢之外，我們可以在圖中看到結果的波動，這是由于人口抽樣所帶來的干擾：我國人口死亡率數據一般采取百分之一人口抽樣，而不是100%的人口普查。
圖2給出了擬合后的死亡率數據情況，其中左列為男性，右列為女性。第一行是對數據曲面的擬合情況（R2=0.92），第二行是時間維度不同年齡的死亡率情況（R2=0.97），第三行是年齡維度不同時間的死亡率（ R2=0.95）。
從R2看，擬合結果整體較好。特別地，對于不同年齡的時間維度擬合效果相對較弱，這是受數據集的影響，因為2010年和2000年為普查數據，而其他時間樣本為抽樣數據，抽樣數據獲得的模型參數對普查數據的擬合有一定偏差 ，曲面擬合也受到此原因影響，這是本文需要進一步改進的地方。
從圖2中可以看到，隨著時間的增加，各年齡段的死亡率整體上呈現下降趨勢（第二行圖），同時隨著年齡的增加，死亡率上升，同時死亡率最高的年代時間是1994年和1996年（第三行圖）。
為了更好地度量長壽風險并對未來死亡率進行預測，我們需要對死亡率[kt]進行時間序列建模并預測，這里我們采用的時間序列模型是ARIMA（0，1，0）。具體的區間預測結果如圖3所示。
上圖2中給出死亡率逐漸降低的過程，并根據其結果，重新利用雙線性模型，能夠得到未來人口在2011―2020年的死亡率預測，該結果如圖4所示。
需要特別提到的是，在我們使用的數據中，2000年和2010年的數據是通過人口普查得到的，其他年份的數據是通過百分之一人口抽樣調查獲得的，很顯然普查數據比抽樣數據更可靠，這也表現在數據擬合時，結果會有一定的波動。如何利用普查數據進行抽樣數據調整，這是本文需要進一步完善的地方。
從預測結果看，各年齡段的人口死亡率都呈現了逐步降低的過程，而且這種降低的趨勢并沒有減緩，這也預示著長壽風險將長期存在。具體到各年齡段可以發現，死亡率降低水平在不同年齡人群之間存在差別，例如青少年人群（10―19歲）死亡率改善情況相對老年人（50―60歲）要低一些，而高齡老人（80歲以上）的死亡率改善則呈現很大波動性。
四、退休年齡與投資收益率分析
為了對個人賬戶平衡進行計算，我們用泊松Bootstrap方法來產生1000個未來死亡率樣本并利用這些樣本來模擬未來死亡率，該模擬包括所有年齡（男性是60―90歲，女性是55―90歲），時間是2011―2050年。泊松Bootstrap是一種隨機再抽樣方法。表1給出了60歲的人口未來預期余命的變化。
從表1可以看到，在2011年60歲男性的余命為24.18歲，但是到了2020年，余命變為25.74歲，該結果比歷史數據總結出來的要快，這正是長壽風險中風險的含義。同樣對于女性來說，60歲人口在2011年的平均余命為26.05歲，但到了2020年為27.18歲，從中還可以看到男女預期余命的差距在縮小。
在確定收益模式（DB）下，個人賬戶的平衡公式由（6）給出。
[PVactual=DB?splanωb-1t=0∞tpbvt=k=0b-a-1cω（1+g）k（1+i）b-a-kkpa]
（6）
在這里，a為進入養老年金系統的年齡；b為退休年齡；[splan]為退休后個人賬戶的替代率；[ωb-1]為在年齡b-1時候的工資；c為貢獻率；g為工資增長率；i為投資收益率。根據當前的中國養老金現狀，我們設定的參數為：c=8%，g=10%，i=4%，a=25， b=60（男性），b=55（女性）。
這樣，通過Bootstrap方式得到的1000個死亡率抽樣樣本，我們可以計算出不同退休年齡下的替代率的點估計和區間估計（95%置信度），結果如表2所示。
從表2可以看到，在當前的狀態下（當前參數設定下），個人賬戶在退休時候的替代率僅僅8%左右。為了進一步計算最佳退休年齡，我們設定特定的替代率，并由此計算對應的退休年齡。
同時，我們還注意到，如果個人賬戶替代率達到預定的10%，那么退休年齡至少要66歲，也就是說，在2015年如果男性退休年齡為66歲的話，個人賬戶的替代率滿足10%左右的要求。
在考慮退休年齡的同時，我們也可以從另外一個角度分析，即研究公式中表示投資收益率的i，如果投資收益率上升的話，其退休后領取的年金增加，也可以提高替代率，因此投資收益率和退休年齡密切相關。下面我們將根據上述計算，設定替代率為10%左右，用Bootstrap方式模擬，來得到對應的關系。
首先設定投資收益率i為5%，來看一下男性在不同時間（年代）的退休年齡。結果如表3所示，此時個人賬戶替代率將保持在10%左右。
接下來設定投資收益率i為6%，計算結果如表4所示?？梢钥吹剑?020年前，男性退休年齡無須提高，也能保持替代率為10%。
表5和表6分別給出了女性當投資收益率在5%和6%時的退休路徑。
從表5、表6可以看到，如果在投資收益率為5%的情況下，女性的退休年齡大幅度增加，比目前的55歲提升了10歲多，只有這樣才能保持個人賬戶的10%替代率。而即使在投資收益率變為6%的時候，退休年齡也需要從2013年開始調整，并從61歲開始。
如果要維持當前的女性退休年齡，我們可以計算出投資收益率大約為7%，表7給出了此時的女性退休年齡情況以及個人賬戶替代率。
由此可以看到，長壽風險給個人賬戶帶來的壓力方面，女性要比男性大得多。
當前我們實行的是男女統籌，在這種情況下，通過進行不同的退休年齡匹配，并考慮當前的政策環境，我們得到了比較合理的投資收益率是6.1%，其退休年齡和投資收益率的關系如表8所示。
綜合計算和模擬結果，可以得出如下結果：
（1）當我們保持個人賬戶替代率為10%的目標的時候，男性可以在5%的投資收益率下，提升退休年齡到63歲（2020年）。該投資收益率與當前市場情況符合，可以認為此退休路徑是可行的。
（2）女性的個人賬戶壓力較大。當我們維持5%的投資收益率的時候，女性的退休年齡已經達到了65歲。如此快速的提升是不可行的。對此，只有提升投資收益率來進行彌補，計算表明投資收益率達到7%的時候，女性退休年齡可以逐步提升到56歲 。盡管這個結果與現在情況銜接較好（女性工人50歲退休，女性干部55歲退休），但該投資收益率已經超過市場險資的平均投資收益率（2015年，5%左右），綜合考慮目前的貨幣政策，會有一定的實現難度。
（3）為了減少女性個人賬戶的壓力，可以考慮男女統籌計算，我們進一步的計算表明，此時需要維持投資收益率在6.1%左右。與此相配合，男性退休年齡逐步過渡到62歲，而女性逐步過渡到60歲。
五、結論
本文利用泊松雙線性模型來度量中國長壽風險，該方法比較好地避免了Lee-Carter模型所帶來的共線性等問題；利用該模型，我們基于Bootstrap方法模擬未來的死亡率曲線，從而對個人賬戶平衡進行了計算，由此分析了不同退休年齡與投資收益率的組合。
從組合情況看，當我們維持5%的投資收益率，男性可以逐步延遲退休到63歲（到2020年）；而對女性來說，5%的收益率不足以抵消死亡率改善的效果，即使投資收益率達到7%，女性退休年齡仍然需要在2020年提升到56歲。
如果將男女統一起來解決女性個人賬戶壓力，則需要維持的投資收益率為6.1%。如果考慮養老金未來入市，投資收益率達到6%以上，那么這個方案是可行的。
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第8篇：投資的投資收益范文
關鍵詞：風險投資；收益機制；行業超額利潤；壟斷利潤；現值收益；透支收益
關于風險投資超額回報的說法一直不斷。典型的例子如ARD投資DEC，據稱獲得了130％的年收益率(比格利夫、蒂蒙斯，2001)”’。這是奇聞軼事還是客觀事實呢?下面我們來做一概要分析。
一、風險投資是否應當獲得高收益
風險投資的產生源于小企業的特殊性及傳統金融機構對小企業權益性資本融資的“理性歧視”(Rational Discrimination)。小企業的特殊性主要表現為“沒有多少歷史經營軌跡”、“缺少硬資產”、“很高的經營不確定性”和“嚴重的信息不對稱”等。小企業的這些特殊性使得傳統金融機構向其提供資本支持時要付出相對更高的信息費用、簽約費用和監督費用，即每單位融資額的交易費用很高，風險也很大。而在傳統資本市場上，銀行存在著隱性和顯性的利率上限：一方面，政府或同業監管部門對貸款基準利率和上調幅度進行限制，這是顯性的；另一方面，如果銀行提高貸款利率，便會失去那些優質客戶，產生“逆向選擇”，這是隱性的利率限制。因此，在傳統資本市場上，因為不能通過提高利率來彌補貸款風險和高額交易費用，而小企業又缺乏可供抵押的“硬資產”，銀行就不可能給小企業以資本支持，這完全是一種“理性歧視”，這種理性歧視使得小企業的間接融資之路被堵死了。那么直接融資又如何呢?直接融資依托于一個有效的證券市場，而這個市場有效運轉的基本邏輯是“以充分的信息為基礎，用歷史來說明未來”，任何一個投資者進入這個市場，一旦買入某種證券，就意味著這個投資者買了這個證券發行者的未來，而按照有效資本市場假設(EMH)，投資者買入或賣出某種證券的決策基礎是關于該證券的全部信息(即使是弱式有效市場，證券價格也反映了關于該證券的歷史價格信息――作者注)，如果信息是充分的，信息傳輸無漏損，信息解讀有效，信息反饋又及時，那么該證券的價格就是合理的，如果全部證券的信息都是充分的，市場價格合理，資源配置就有效率，這個市場就是一個有效的市場。換句話說，為了維護一個有效的市場，對進入這個市場的企業就必須設置一定的門檻，以滿足市場對信息的要求，讓投資者可以合理預期證券發行者的未來。這個門檻就是我們通常所說的證券“發行上市標準”，包括“一定年限的經營記錄”、“一定規模的營業收入和利潤”、“完善的治理結構”、“合理的資產負債結構”等。顯然，小企業不能滿足這些要求，它們缺乏經營記錄，缺少收入和利潤，資產的專業性很強，無法用“歷史來說明未來”，它們的治理結構是創業型集權化的，依靠企業家精神(EntIepreneur―ial Spirits)來主導企業運營，并依靠不確定性來求得機會收益(畢海德，2000；李建良，2003)，無法讓投資者相信其信息披露的充分性和真實性。所以，傳統的證券市場也不可能給小企業以資本支持，這同樣也是一種“理性歧視”。正是因為銀行和證券市場的這種“理性歧視”，使得小企業的權益性資本缺口問題無法在傳統的金融制度安排中得到解決，風險投資作為一種彌補小企業權益性資本缺口的新的制度安排便應運而生。
很顯然，傳統金融機構的“理性歧視”表明風險投資在解決小企業權益性資本缺口問題時的確承擔著高風險。而從資本提供者的角度來看，不管是證券投資者還是風險投資商，其人性假設卻有著完全的一致性。也就是說，風險投資商和證券投資者一樣是理性(有限理性)的“風險規避者”和“私利追逐者”，風險投資商既然承擔了相對于其他金融投資更高的投資風險，他(她)就一定要獲取相應的“對價”，即更高的“期望收益”來彌補其投資風險，否則他(她)就會“理性地”退出這個市場。從這個意義上說，風險投資在理論上“應當”獲得高收益!
二、風險投資的“高收益”到底有多高
首先，從長期來看，這個“高收益”應該是有限度的。依據市場競爭原理，風險投資作為投資者眾多資產選擇中的一種，如果利潤太高的話，投資者的趨利性會使大量資本進入這個行業，從而使行業平均利潤率降低，雖然因風險投資的流動性不足等原因，這種調整的短期效應并不明顯，但長期趨勢則不容置疑!
其次，我們來看風險投資真實的收益率情況。胡海峰、李雯(2003)援引Steven Kaplan、Venture Eco-nomics以及Global Venture Investors Association的數據指出，美國風險投資市場的投資收益率與其股票市場收益率呈同一方向變動，在1981-2001年間美國各類資產的平均收益率中，風險資本的長期收益率最高，達到18.6％。而比格利夫和蒂蒙斯(2001)、則以學術文獻的數據為支撐得出結論：“風險投資真正的收益率并不是傳說中的30％～50％，它剛處于青春期，偶爾有時候達到20％～30％，但很少在30％以上…即使在投資組合中包含有DEC這樣出色的企業，ARD公司在1946～1966年這20年間的平均收益率也只有14％?！鄙鲜鰯祿砻?，風險投資真實的收益情況與理論推斷基本一致：從長期來看，風險投資應當而且事實上存在高收益，但這種高收益是相對的，有限度的。
三、風險投資的特殊收益機制：合理預期的高收益
既然風險投資的產生源于小企業的特殊性和傳統金融機構對小企業權益性資本融資的“理性歧視”，那么，風險投資收益機制的構造就必須滿足以下兩個基本約束條件：(1)不能要求擔保和抵押，也不能使用高利率。否則，風險投資的職能就完全可以被銀行替代。(2)不能要求歷史軌跡和充分、對稱信息。否則，風險投資的職能就完全可以被證券市場所替代。也就是說，風險投資只能在不要求擔保和抵押、不使用高利率的前提下，利用小企業融資中的非充分和非對稱信息來獲取較高的期望收益，以彌補其投資的高風險，從而滿足風險投資商的“投資理性”。關于這一點，劉健鈞(2003)做了開創性研究。他指出，風險投資獲得高資本增值收益的奧秘“在于其獨具慧眼發現創業企業的潛在價值、通過增值服務和聯合投資為所投資企業創造價值并最大程度地實現價值整合、通過適時退出投資實現高資本增值收益”。
從已檢索到的研究文獻來看，劉健鈞是國內第一個對風險投資的風險收益機制做出系統研究的專業人士。但劉的研究仍然存在兩大缺陷：第一，沒有系統揭示出風險投資發現投資價值、創造價值、實現價值和管理投資風險各環節之間內在的、必然的邏輯關系；第二，沒有揭示風險投資發現價值、創造價值、實現價值和管理投資風險的具體內容。概括來說，劉健鈞的研究概要地指出了風險投資的風險收益機制“是什么”，卻未能說明“為什么”。本研究將對此做出補充。
本文認為，風險投資的整個運作模式內含著一個完整、嚴謹的內在邏輯，這個邏輯的起點是投資對象可預期獲得的、潛在的“行業超額利潤”和“壟斷利潤”，邏輯依托是資本市場基于“歷史說明未來”的收益“資本化”機制。貫穿這樣一個邏輯，風險投資“合理預期的高收益”這一特殊的收益機制便一目了然，并在實踐中體現為一個完整的“項目篩選”、“項目培育”和“項目投資退出”過程，這一過程也就是風險投資的“價值發現”、“價值創造”和“價值實現”過程。
前面分析到，風險投資恰恰是利用不對稱性信息和非充分信息來構造其收益機制的。按照信息經濟學的基本理論，在信息不對稱和不充分的情況下，為解決“逆向選擇”問題，一方的“信號傳遞”和另一方“對信號的主動搜尋和解讀”變得十分重要。在風險投資實踐中，被投資企業的“成長性”和“獨特性”便充當了這樣一個信號。這一信號預示著被投資企業存在著獲取“行業超額利潤”和“壟斷利潤”的潛力，從而構成了風險投資獲取高收益的微觀基礎。因此，本文認為，風險投資的高收益最終來源于被投資企業可以預期獲得的“行業超額利潤”和“壟斷利潤”。對于風險投資商而言，他(她)可以通過兩條途徑來分享被投資企業的這一超額利潤：一是長期持股獲取紅利，二是適時轉讓股權，一次性獲取“資本利得(Capital Gain)”。顯然，從風險投資的資本循環來看，長期持股就意味著要付出很高的“機會成本”，而且，隨著時間的延長，任何行業最終都要走向衰退，任何創新都將被模仿，故行業超額利潤和壟斷利潤終將被“攤薄”至平均利潤，因此，長期持股獲取紅利不是風險投資商最好的選擇。那么，轉讓股權，一次性獲取“資本利得”又如何呢?按照股利定價模型，首先，它要求一個可以合理預期的收益“資本化”機制，依托這一機制，風險投資商將繼續持股預期獲得的未來分紅收益兌現為一個可以即期獲得的“現值”，在其他條件不變的前提下，預期獲得的未來分紅收益越高，預期的現值就越高；其次需要用“歷史”來說明“未來”，即股權買賣雙方對未來分紅收益的預期在很大程度上需要通過歷史來“傳遞信號”，被投資企業的“歷史”越好，投資者對其“未來”的預期就越好。據此分析，只要風險投資商能夠協助被投資企業創造一個好的“歷史”，這個好的歷史就會成為一個信號傳遞給后續的投資者，使其預期一個好的未來收益，繼而兌付給風險投資商一個理想的“現值”，即股權轉讓價格，“資本利得”由此產生。事實上，風險投資合理預期高收益的奧秘就在這里：它以未來預期收益“資本化”為依托機制和“轉換箱”，以被投資企業可以預期獲得的“行業超額利潤”和“壟斷利潤”為“基礎原料”，以增值服務為“孵化器”。風險投資商為了獲得高額投資回報，首先必須尋求那些具有獲取“行業超額利潤”和“壟斷利潤”潛質的企業作為投資對象(Zider，1998)；為了分享這一超額利潤，風險投資商通過資本市場的“資本化”機制將其轉換為“資本利得”；為了完成“資本化”過程，風險投資商就必須依照有效資本市場的邏輯協助被投資企業塑造一個“好”的“歷史”，向資本市場傳遞正面信息，并且證明這些信息的可靠性；為了塑造這個好的歷史，風險投資商就必須以行業超額利潤和壟斷利潤潛質為基礎，按照有效資本市場的邏輯幫助被投資企業塑造“成長性”和發展的“可持續性”，并完善公司治理結構，優化人力資源配置，向公開市場的潛在投資者展示出“透明度高”和“職業化”的公司治理特征。一旦這一歷史塑造完成，風險投資商便會適時啟動“資本化”機制，將被投資企業推向公開資本市場，將其所持股權按較高的預期收益兌付成現值，從而實現高回報。從這個意義上說，以結果而論，風險投資的高收益只不過是以轉換的形式分享了被投資企業的“行業超額利潤”和“壟斷利潤”!故，在風險投資整個運作過程中，尋找并投資于那些具備“行業超額利潤”和“壟斷利潤”潛質的企業是投資成功的第一步。由此，我們便得以理解為什么風險投資商并不對所有存在“資本缺口”的中小企業進行投資，而僅投資于其中的一小部分，也就是那些處于“成長期”，并且顯示出“獨特性”且管理素質相對較高的企業，因為只有處于高成長過程中的企業才有可能獲得行業超額利潤，只有“獨特”才有“創新”，只有“創新”才有“壟斷利潤”可言!同時我們也由此認識到，風險投資必須“退出”，而且這種退出必須“及時”。因為，如果不退出，行業超額利潤和壟斷利潤就無法轉換為風險投資商的即期收益；如果不及時退出，被投資企業的行業超額利潤和壟斷利潤終將攤薄為平均利潤，風險投資商最終獲得的將只是平均利潤而已!
不僅如此，除了以轉換的形式分享了被投資企業的行業超額利潤和壟斷利潤外，風險投資的高收益還有另外兩個來源，本文稱之為“現值收益”和“透支收益”。所謂“現值收益”是指由于未來同樣的預期收益因貼現率降低和收益期提前導致預期收益的現值提高而產生的收益。在風險投資的情形里，由于風險資本的注入，放松了被投資企業的“資本約束”，從而使其得以有條件提前投資到不確定性相對較低的領域來獲取規模收入和利潤。并且，由于這種資本約束的放松和風險投資商增值服務的注入，被投資企業成功發展為成熟企業的概率也大大提高了。這就意味著，在風險投資商依托“資本化”機制將被投資企業未來預期要獲得的行業超額利潤和壟斷利潤部分轉換為投資回報的過程中，由于被投資企業未來各期預期收益的收益期得到提前，且獲得預期收益的風險被降低，風險投資商兌付的現值要高于以轉換的形式分享到的被投資企業的行業超額利潤和壟斷利潤，從而獲得了一塊“現值收益”，這塊收益同樣構成了風險投資高回報的一個重要來源，也是風險投資價值創造的一個重要體現；此外，風險投資商通常還能在被投資企業未來預期收益的“資本化”過程中從被投資企業未來總的“市值”中得到一塊“透支收益”，這一透支收益來源于新的投資者所賦予被投資企業的更高的預期收益：由于收益期的提前，被投資企業的收益曲線向左產生了移動，從而在同一時點上，在“資本化”機制啟動之前，表現出了比沒有風險資本注入時的收益曲線更高的斜率，并通常會使投資者依據“歷史說明未來”的邏輯在心中產生更高的收益預期，從而提高了“資本化”時企業總的“現值”，風險投資商作為“現值”的兌付者之一，自然也要分享到這一塊。然而，從長期來看，投資者最終會根據實際的收益情況來調低被投資企業的交易市值，所以風險投資商于“資本化”時得到的這塊收益實際上是一種“透支收益”。甚至，在某些情況下，為了提高投資回報，作為私利追逐者的風險投資商還可能會產生“過度包裝”被投資企業“歷史”并加速啟動“資本化”進程的傾向，從而使其投資回報中的“透支收益”更加明顯。關于這一點，史萊佛(2003)的行為金融學研究以及岡珀斯和勒納(2002)的風險投資研究提供了支持。史菜佛對投資者的“反應過度”研究表明，“在一系列利好消息公布后，投資者對未來仍會有利好消息充滿樂觀的估計，以致將股價推高到了不正常的高度。隨后的消息可能正好相反，收益也隨之走低。我們也得到如下的意思，在這種情況下，基于穩定消息而進行的證券買賣，不管是利好消息還是利空消息，都可能獲得超
額收益”。而岡珀斯和勒納則指出，“不夠謹慎的投資有可能鼓勵他們所投資的公司采取某些提高首次公開發行成功概率的行動，盡管這些行動不利于公司的長期發展”。下面我們來證明風險投資“現值收益”和“透支收益”的存在。
第9篇：投資的投資收益范文
關鍵詞：房地產市場，投資收益率，評價
1 引言
房地產投資經濟效益的靜態評價是不考慮資金時間價值的評價方法，因其計算簡單、方便，在房地產投資機會研究階段有廣泛的應用。一般地，投資收益率是房地產投資經濟效益的靜態評價的主要指標之一。它通過房地產投資估算得來的，主要參照了投資所在區域目前同類型房地產的收益水平、當地的基礎設施條件、區域的房地產市場狀況以及當地的房地產價格水平。
2 房地產市場的細分
由于房地產市場的特殊性和復雜性，投資者只能將房地產市場劃分為具有某種明顯特征的細分市場。市場細分一般從消費者的需求差異性出發，并從差異性中尋找具有共同消費需求的消費群，然后劃分為若干個子市場的行為。市場細分是投資者選擇目標市場的前提和基礎，通過市場細分可以分析每一個細分市場中消費者的需求和偏好，市場中房地產滿足消費者需求的程度。論文參考，房地產市場。凡是消費需求尚未滿足的市場，或者滿足消費者需求的程度很低的市場，都可以形成有利的投資機會。房地產市場細分的標準可以如下表2.1[1]
表2.1 房地產市場細分
細分標準 細分市場 地理 因素 城市規模 區位地段 特大城市、大城市、中等城市、小城市 市中心、次中心、城郊、衛星城區 產 品 用 途
居 住 檔次 低檔、中檔、高檔、別墅 房型 X房X廳X衛X陽臺 層高 高層、多層、小高層 商用 商場、酒店、賓館等 寫字樓 甲級、乙級、丙級等 廠房
