Jak sobie radzą polskie fundusze inwestycyjne w szerszej perspektywie?

Wielu inwestorów zastanawia się czy powierzyć pieniądze funduszom inwestycyjnym i jaki fundusz wybrać. Badań w tym zakresie jest coraz więcej, więc przyjrzałem się co niektóre z nich mówią w tym temacie. Generalnie wniosek jest taki, że polskie fundusze radzą sobie słabo, czy nawet bardzo słabo.

Stopy zwrotu

Np. D. Filip [1] zbadał efektywność funduszy w latach 2000-2015. Badanie uwzględniło zmieniającą się liczbę podmiotów. Stopa zwrotu (zysk) została obliczona za pomocą wzoru:

gdzie r(i,t) jest logarytmiczną stopą dochodu i-tego funduszu w okresie t, UP(i,t) oraz UP(i,t−1) są zaś wartościami netto jednostek uczestnictwa i-tego funduszu na koniec (t) i początek (t − 1) analizowanego okresu.


Fundusze akcyjne:
Na początku okresu było ich 10, na koniec 83. Oto stopy zwrotu vs. ryzyko:




Wg tego badania, średnioroczne stopy zwrotu oscylowały wokół 1%. To dość szokujące dane biorąc pod uwagę, że średnia stopa zwrotu WIG wyniosła w tym samym okresie 9,8%, logarytmiczna 9,3%. Ten fatalny wynik może być spowodowany tym, że wiele z funduszy po prostu było źle zarządzanych. Niektóre natomiast znajdują się na poziomie ok. 10%. To tylko pokazuje, jak trudno pokonać benchmark.


Fundusze mieszane:
Na początku było 13, na koniec 69. Stopy zwrotu vs. ryzyko:

Fundusze obligacji:
Na początku było 8, na koniec 69. Stopy zwrotu vs. ryzyko:

Fundusze obligacji ze średnią niecałe 4% pokonywały fundusze akcyjne w badanym okresie.


Szansa na nadwyżkowe stopy zwrotu

Biorąc pod uwagę odchylenia wyników poszczególnych funduszy, szczególnie akcyjnych, można postawić pytanie które konkretnie fundusze radziły sobie najlepiej. I. Dittmann [2] przeprowadziła takie badanie dla lat 2005-2017. Przyjęła dwa horyzonty inwestycyjne: 5-letni i 10-letni. Analiza miała na celu poszukać szansy uzyskania nadwyżkowej stopy zwrotu przez dany fundusz. Nadwyżkowa stopa zwrotu to po prostu zysk w % powyżej stopy wolnej od ryzyka. Problem z omawianą pracą jest taki, że Autorka podała jedynie skrótowe nazwy funduszy, co powoduje, że czytelnik musi sam zgadnąć o jaki fundusz chodzi. Poniżej przedstawiono prawdopodobieństwa osiągnięcia 5-letniej i 10-letniej nadwyżkowej stopy zwrotu dla poszczególnych funduszy.


Fundusze akcyjne

Wg tego rankingu, Aviva (bo to chyba oznacza ten skrót) radziła sobie najlepiej i szansa 5-letniej nadwyżkowej stopy zwrotu wyniosła prawie 50%. Na drugim miejscu stanęła Unikorona. Jednak już szansa na 10-letnią nadwyżkową stopę zwrotu okazała się zerowa. Możemy zauważyć, że dla LEGA (Legg Mason?) prawdopodobieństwo jej osiągnięcia to 0,5%.


Fundusze zrównoważone

Wyniki podobne jak dla akcyjnych.

Fundusze stabilnego wzrostu

W tej grupie na prawie 60% tylko 3 fundusze byłyby w stanie uzyskać pozytywną premię za ryzyko. Natomiast w horyzoncie 10-letnim zaledwie jeden fundusz tego dokonałby: Credit Agricole Stabilnego Wzrostu, który cechował się 32% szansą uzyskania nadwyżkowej stopy zwrotu.

Trzeba dopowiedzieć, że tak mała szansa na uzyskanie premii za ryzyko wynikała z faktu, że większość funduszy uzyskała ujemne premie. Cytat:
"Praktycznie całkowicie ujemne rozkłady nadwyżkowych stóp zwrotu stanowią interesujący wynik, mając na uwadze rekomendacje długich horyzontów inwestycyjnych na rynku akcji. Wskazują bowiem na nieopłacalność 10-letniego inwestowania w badanym okresie w udziałowe FIO w porównaniu z oszczędzaniem na depozytach bankowych".

Podsumowanie
W sumie Dittmann potwierdza wnioski Filipa, u którego średnie roczne stopy zwrotu funduszy akcyjnych w długim okresie były dużo poniżej indeksu. Skłania to do głębszego zastanowienia nad inwestowaniem w fundusze. Możliwe, że jak na razie powinno się je wykorzystywać jedynie do dywersyfikacji portfela, wybierając te, które posiadają w portfelu zagraniczne spółki czy surowce. Albo po prostu wybrać ETF, który jest najtańszy i być może najbardziej efektywny.


Literatura:
[1] Filip, D., Rozproszenie wyników polskich funduszy inwestycyjnych, 2017,
[2] Dittmann, I., Rozkłady nadwyżkowych stóp zwrotu z funduszy inwestycyjnych - ocena historycznej premii za ryzyko, 2018.

Regresja logistyczna dla dowolnej zmiennej niezależnej

Porównując liniowy model prawdopodobieństwa (LMP) z regresją logistyczną (RL), doszliśmy do wniosku, że oba modele staną się tożsame, gdy spełnione będą dwa warunki: występuje tylko jedna zmienna niezależna X oraz zmienna ta jest zero-jedynkowa. Dzieje się tak dlatego, że wtedy oba modele mają tylko 2 punkty w X: 0 i 1, wobec czego naturalnie powstaje zawsze linia prosta (jako funkcja prawdopodobieństwa, P) która je łączy. Poniższy rysunek to pokazuje:

Rysunek nr 1

Już sytuacja, gdy wystąpi wiele zmiennych niezależnych typu 0-1, zmienia ten obraz. Jednak ciekawszy problem powstaje, gdy mowa o dowolnej zmiennej X, nie tylko 0-1. Takie uogólnienie jest naturalne, bo przecież wyprowadzenie RL, które pokazałem tutaj nie zakładało wcale binarności zmiennych niezależnych.

Zależność funkcyjna P od X będzie wyglądać od teraz tak jak na Rysunku nr 2:

Rysunek nr 2

X może znajdować się w przedziale (a, b). Wszystkie wartości powyżej i poniżej są niedozwolone.

Mamy więc ogólną postać Y = alfa + beta*X + e, gdzie 

Y to zmienna binarna, 

X to dowolna zmienna rzeczywista, reprezentująca jakąś cechę, np. dochód, 

alfa, beta - stałe parametry funkcji, 

e - składnik losowy.

Wartość oczekiwana z Y staje się prawdopodobieństwem zdarzenia Y, tj. p = a + bX. To jest właśnie LMP.

Ponieważ LMP jest funkcją liniową, to dla skrajnych wartości X, p będzie oczywiście zachowywać się mało sensownie. Mając naszą funkcję p = -0,3 + 0,6*X, już dla X = 2,2, dostaniemy p = 1,02 > 1. Albo dla X = 0,4, p = -0,06 < 0. Nie ma powodu, by dochód 2 był możliwy, a już 2,2 nie. Dlatego LMP nie nadaje się dla wielowartościowej zmiennej niezależnej lub dla wielu zmiennych zero-jedynkowych (które prowadzą do tego samego).  

Stąd zamiast LMP zastosujemy RL. 

To uporządkujmy to. Najpierw mamy regresję logistyczną dla 1 zmiennej niezależnej X typu 0-1:

(1)

Funkcja ta przyjmuje tylko dwie wartości. Dla X = 1:

(2)

Dla X = 0:

(3)

We wzorze (2) i (3) beta(0) znika dlatego, że siedzi w niej x2 = 0 (zob. wyprowadzenie regresji logistycznej tutaj).

Fakt, że występują tylko dwa punkty oznacza, że dostajemy z powrotem Rysunek nr 1, a więc tak jak wcześniej powiedziałem dostajemy de facto LMP.

Dla dwóch zmiennych X1 i X2 typu 0-1 ogólna postać RL będzie następująca:

(4)

i dostaniemy już 4 różne wartości P ze względu na wystąpienie czterech różnych zdarzeń.
Dla X1 = 1 i X2 = 0:

Dla X1 = 0 i X2 = 1:

Dla X1 = 1 i X2 = 1:

Dla X1 = 0 i X2 = 0:

 bo musi zajść:

Podobnie jak dla funkcji jednej zmiennej beta(0) = 0, bo siedzi w niej czwarte zdarzenie, gdy jednocześnie X1 = 0 i X2 = 0.

Czyli widać, że wraz z liczbą zmiennych niezależnych 0-1 wzrasta liczba wariantów P.

Następnie zastępujemy zmienne niezależne typu 0-1 jedną dowolną zmienną niezależną. W ten sposób powrócimy do wzoru nr (1), lecz X stanie się już zmienną o dowolnych wartościach rzeczywistych. Dzięki temu linia RL przybierze kształt dystrybuanty rozkładu prawdopodobieństwa, tak jak to pokazuje Rysunek nr 3:

Rysunek nr 3

Zmienna X może od teraz przyjmować dowolną wartość, bo funkcja nie spadnie nigdy poniżej 0 ani nie przekroczy 1.

W tym czasie sam Y ciągle przyjmuje 0 lub 1, tak że zależność od X "powinna" się prezentować następująco:

Rysunek nr 4

Poziom a oraz b nie są jednoznaczne. Dla a możemy przyjąć, że będzie to wartość, od której zaczynają się straty, tak że firma będzie musiała zbankrutować. Natomiast b możemy uznać za taką wartość od której zagrożenie bankructwa jest zerowe - P zbliża się do 1. Wówczas porównujemy Rysunek nr 4 z Rysunkiem nr 3 oraz Rysunkiem nr 2. Należy zaznaczyć, że Rysunek nr 4 wskazuje jedynie na zależność planowaną, przewidywaną, dlatego w rzeczywistości niektóre punkty przecinające 0 będą przecinać 1, a te które przecinają 1 będą przecinać 0. Potem na przykładzie to zobaczymy.

RL można uogólnić na więcej zmiennych niezależnych. W sumie RL będzie mieć postać:

(5)

gdzie X(k) przyjmuje dowolną wartość rzeczywistą.

Na koniec teoretycznej części warto dodać, że pomiędzy LMP a RL ciągle istnieje pewna zależność. Zapiszmy (5) w prostszej formie:

(6)

Wzór (6) przekształćmy na dwa sposoby a i b:
 a)

b)

Po odjęciu równania (b) od (a) i dalszych prostych przekształceniach otrzymamy model logitowy:

(7)

Ten model jest najczęściej wykorzystywany do oszacowania parametrów RL, zresztą prowadzi do niego metoda największej wiarygodności, za pomocą której znajduje się właśnie parametry.

Model (7) dostarcza cennej informacji. Podstawmy P = 0,5. Dostaniemy ln1 = 0, czyli Z = 0, a to oznacza, że beta(0) = 0 oraz każde X(k) = 0 lub beta(k) = 0. To prowadzi do wniosku, że przewidywane Y = 0 (patrz Rysunek 4).

A więc doszliśmy do wniosku, że gdy P = 0,5, to przewidywane Y = 0. Jakie to ma praktyczne znaczenie? Otóż prowadzi to do wniosku, że podejmując decyzję, np. o inwestowaniu w daną spółkę, powinniśmy kierować się tym, że spółka nie upadnie z prawdopodobieństwem powyżej 0,5.


Przykład. Część A)
Stworzyłem hipotetyczną listę 98 spółek o rocznych dochodach na akcję, które nie zbankrutowały (oznaczone 1) lub zbankrutowały (0). Ogólnie mamy model ze zmienną zależną Y oznaczoną Czy_bez_upadlosci, która przyjmuje 0 (upadek) lub 1 (bez upadku). Zmienna niezależna X oznaczona jako Dochód_firmy przyjmuje wartości rzeczywiste. Na rysunku nr 4 pokazałem, jak przewidujemy zachowanie Y względem X. Ale wiadomo, że nie zawsze ta zależność będzie spełniona. Popatrzmy więc, jak w przykładzie to wygląda naprawdę:

Na podstawie tego wykresu moglibyśmy spróbować wyznaczyć poziomy a i b, korespondując z Rysunkiem nr 4. Poziom Y = 1 zaczyna się dla X bliskiego 0, stąd X = 0 uznamy na początek za wartość a. Jednocześnie oceniamy, że X = 48 to wartość, po której Y już nie przyjmuje w ogóle 0, zatem 48 może być uznane za wartość b. Jednak nie wszystko się zgadza z Rysunkiem nr 4. Wielu wartościom powyżej X = a przyporządkowane są Y = 0 a nie Y = 1, jak należałoby oczekiwać. Sugeruje to, że poziom a powinien zostać przesunięty. Zobaczymy później czy da się to zrobić. 

Część B)
Na podstawie Przykładu nr 1 zbudujemy LMP.

Y = a +bX +e,
gdzie:
Y = Czy_bez_upadlosci
X = Dochód_firmy
e - składnik losowy.

Linia regresji będzie dana wzorem:

P = a +bX,
gdzie:
P - prawdopodobieństwo, że firma nie upadnie

Stosujemy KMNK:

Wartości prognozy zapisałem jako nową zmienną Pr_Czy_bez_upadlosci_lin. Oto graficzne wyniki prognozy wedle LMP:

Zgodnie z oczekiwaniami im większe dochody, tym szansa, że firma nie zbankrutuje, rośnie. Niestety także dla wielu wartości P < 0 oraz P > 1, co dowodzi, że model jest nieprawidłowy. Gdy firma poniosła duże straty, poniżej -30 zł na akcję, P stało się ujemne. Analogicznie, dla dużych dochodów, powyżej 70 zł, P przekracza 1. Należy więc model skorygować, najlepiej stosując RL.

Część C)
Wykorzystujemy te same dane, aby poprawić prognozy za pomocą RL. Wchodzimy w Model logitowy w gretlu. Pamiętajmy, że mamy tu do czynienia z klasycznym, binarnym logitem, dlatego wchodzimy w Ograniczona zmienna zależna -> model logitowy -> binarny. (Pozostałe warianty przeznaczone są dla zmiennej zależnej nie-zerojedynkowej). Zaznaczamy Dochód_firmy jako regresor, Czy_bez_upadlosci jako zależną, zaznaczamy opcję Pokaż wartość p, i OK.

Otrzymujemy oceny parametrów i inne statystyki:

Model jest istotny statystycznie. Macierz błędów omówiłem w poprzednim artykule; porównując liczbę błędów (sumarycznie 30) z prawidłowymi prognozami (68) oceniamy, że model jest dobry. 

Wartości prognozy zapisałem jako nową zmienną Pr_Czy_bez_upadlosci_log. Graficzne wyniki prognozy wg RL przedstawiają się następująco:

Jest to oczywiście realizacja Rysunku nr 3. RL pięknie dostosowuje duże dochody do zerowego prawdopodobieństwa upadłości oraz duże straty do zagrożenia na poziomie prawie 100%.


Część D)
Powiedzmy, że obserwujemy nową firmę, która w ostatnim roku poniosła stratę 15 zł na akcję. Chcemy za pomocą RL ocenić szanse, że firma przetrwa. W gretlu Dane -> dodaj obserwację -> 1. Potem zaznaczamy Dochód_firmy, potem klikamy Dane -> Edycja wartości -> dopisujemy na koniec -15. Następnie wchodzimy w Prognozę mając ciągle otwarty model logitowy. Patrzymy na ostatnią wartość prognozy (99):

Czyli jest zaledwie 12% szans, że nowa firma nie upadnie, tzn. na 88% upadnie.

Co by się stało, gdyby ta firma zamiast straty 15 zł, miała 15 zł zysku? Zmieńmy dochód na +15. Teraz prawdopodobieństwo bankructwa wynosi 56%.

Czyli pomimo zysku, firma na ponad 50% i tak upadnie.


Część E)
Wszystko już wiemy, potrafimy modelować prawdopodobieństwo upadłości czy przetrwania, ale musimy teraz odpowiedzieć na pytanie czy inwestować w którąś firmę czy nie. Pierwszym kryterium, które moglibyśmy nazwać koniecznym, będzie wybór takich firm, dla których prawdopodobieństwo przetrwania będzie większe od 0,5. Z jednej strony jest to wybór intuicyjny, z drugiej wynika z samego modelu logitowego, o czym już wcześniej się rozpisałem.

W gretlu do poprzednich danych dopisujemy nową zmienną, np. Czy_bez_upadlosci_hat o formule Pr_Czy_bez_upadlosci_log > 0.5. Ta prosta formuła działa na zasadzie prawda-fałsz, a więc 1-0. Jeżeli zmienna Pr_Czy_bez_upadlosci_log > 0.5, to Czy_bez_upadlosci_hat = 1. W przeciwnym wypadku Czy_bez_upadlosci_hat = 0. To oznacza, że dostaniemy przewidywane Y z Rysunku nr 4 (dopisek hat oznacza z ang. daszek, czyli dostaniemy Y z daszkiem, tj. prognozowane Y właśnie). Tak więc dla zmiennej niezależnej X, zmienna zależna Czy_bez_upadlosci_hat, będzie się zachowywać tak:

  
Czyli dostajemy ten sam obraz co na Rysunku nr 4. Teraz widzimy, że poziom X = a nie wynosi 0, jak początkowo uznaliśmy, ale prawie 20. Innymi słowy, minimalnym kryterium, aby w firmę zainwestować, jest osiąganie dochodu min. 20. Porównując z poprzednim wykresem widać, że dochód = 20 koresponduje z P = 0,5, czyli rzeczywiście te poziomy powyżej 20 zł na akcję posiadają szansę na przetrwanie powyżej 50%.

Oczywiście 50% jest minimalnym poziomem, a więc możemy podwyższyć ten próg. Tym progiem może być taka wartość, dla której X = b, bo od tego poziomu żadna firma nie zbankrutowała. Ten poziom się nie zmieni i ciągle wynosi 48, tak jak wcześniej go wyznaczyliśmy w Części A. Teraz patrzymy, jakie p towarzyszy X = 48. To kryterium moglibyśmy nazwać wystarczającym. Tworzymy nową zmienną Czy_bez_upadlosci_min = Dochod_firmy = 48. Formuła ta ponownie działa na zasadzie prawda-fałsz, w ten sposób, że przybierze 1 dla firmy osiągającej dochód 48, a dla pozostałych 0. Najszybciej znajdziemy P zaznaczając  Czy_bez_upadlosci_min oraz Pr_Czy_bez_upadlosci_log, a następnie wyświetlamy wykres rozrzutu XY. Dostałem taki wykres:

W sumie wystarczy, aby firma na ok. 85% była wypłacalna, aby w nią zainwestować.