金融危機(jī)背景下基金家族績效與風(fēng)險關(guān)系研究——基于面板數(shù)據(jù)模型的實證分析

陳星榕，謝 赤，2，趙亦軍

（1.湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長沙 410082； 2.湖南大學(xué) 金融與投資管理研究中心，湖南 長沙 410082）＊

一、引 言

作為一種現(xiàn)代投資方式，基金具備集合投資、分散風(fēng)險以及專業(yè)理財?shù)裙δ堋Ｔ诂F(xiàn)代經(jīng)濟(jì)生活中，基金對社會大眾和經(jīng)濟(jì)組織的投資與風(fēng)險管理，對社會養(yǎng)老保險體系的構(gòu)建，對金融體系的形成與完善乃至社會經(jīng)濟(jì)的發(fā)展等都產(chǎn)生著重大而深遠(yuǎn)的影響。實際中，基金通常并不是一個獨立存在的實體，而是從屬于某個基金家族。所謂基金家族（Fund Family）是指同屬于一個基金管理公司，秉承同樣的經(jīng)營宗旨，堅持同樣的經(jīng)營理念，至少2只基金構(gòu)成的集合。隨著基金業(yè)的快速發(fā)展，基金家族也發(fā)展壯大起來，成為了基金市場重要的競爭主體。截至2012年2月底，中國共有68個基金家族，總計1485只基金?；鸺易鍍?nèi)部的關(guān)系是競爭與合作并存，單只基金作為基金家族的一個成員，其業(yè)績表現(xiàn)以及風(fēng)險狀況等必然會受其所在家族的影響，所以孤立地對單只基金進(jìn)行研究必然會帶有片面性和局限性。

在國際金融危機(jī)的巨大沖擊下，中國基金業(yè)一改連續(xù)增長的態(tài)勢，2008年出現(xiàn)了有史以來最嚴(yán)重的一次歷史性倒退，直到全球經(jīng)濟(jì)開始逐步回暖，基金業(yè)才出現(xiàn)了復(fù)蘇的跡象。受此番金融危機(jī)影響，在行業(yè)規(guī)模、競爭格局、基金投資以及基金投資者行為等諸多方面，基金產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)出與以往截然不同的稟性與特征。本文基于基金家族視角，系統(tǒng)性、綜合性地考察金融危機(jī)前、危機(jī)中以及危機(jī)后基金家族的績效表現(xiàn)、風(fēng)險水平以及兩者之間的關(guān)系，一方面有助于投資者了解基金家族相關(guān)情況，選擇投資于合適的基金家族，做到謹(jǐn)慎、理性地投資，另一方面有利于基金家族順應(yīng)基金市場發(fā)展的需要，制定恰當(dāng)?shù)耐顿Y策略，秉承“價值投資”的投資理念，提高運營管理水平。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于單只基金績效影響因素方面的研究較為豐富，這些因素主要包括資金流入量、投資策略、基金經(jīng)理特征、規(guī)模、基金市場特性以及基金管理特征等。如 Chevalier和Zllisort［1］，Massa和 Patgiri［2］，Khorana和Servaes［3］，Pollet和 Wilson［4］，F(xiàn)erreira和Keswani以及曾德明等［6］分別進(jìn)行了相應(yīng)地探討。

關(guān)于基金風(fēng)險的研究主要涉及單只基金風(fēng)險度量以及風(fēng)險影響因子等，例如，文獻(xiàn)［7－10］分別運用不同的樣本展開了。

關(guān)于基于單只基金層面上績效與風(fēng)險之間的關(guān)系，學(xué)者們的看法存在很大分歧：一種觀點認(rèn)為兩者負(fù)相關(guān)［11］；其他一些學(xué)者認(rèn)為兩者顯著正相關(guān)［12］；還有學(xué)者認(rèn)為隨著經(jīng)濟(jì)形勢的變化，兩者關(guān)系的具體形式并不是固定的而是不斷變化的［13］。不難看出，這些研究都沒有從基金家族的層面，考察績效與風(fēng)險之間的關(guān)系。

目前，大部分文獻(xiàn)都側(cè)重研究單只基金，這與基金從屬于某個基金家族的事實不符，故以單只基金為研究對象的研究已不能很好地解釋基金業(yè)諸多現(xiàn)狀。本文擬從實證分析的層面，全面而系統(tǒng)地考察金融危機(jī)前、危機(jī)中和危機(jī)后基金家族績效與家族風(fēng)險的關(guān)系，旨在理清金融危機(jī)給基金產(chǎn)業(yè)帶來的深遠(yuǎn)影響，繼而為投資者深刻認(rèn)識不同經(jīng)濟(jì)形勢下基金家族的實力和潛力并有針對性地投資于合適的基金家族提供相關(guān)決策參考。

三、研究假設(shè)

金融危機(jī)對基金業(yè)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響，使整個基金業(yè)進(jìn)行了重新整合，基金家族績效的關(guān)鍵影響因素也發(fā)生了顯著變化，基金家族績效與基金家族風(fēng)險的關(guān)系產(chǎn)生了相應(yīng)的調(diào)整。另外，由傳統(tǒng)金融理論如有效市場假定、期望效用等可知，基金家族風(fēng)險和家族收益之間存在著正相關(guān)關(guān)系，這樣看來，基金家族績效與基金家族風(fēng)險的關(guān)系可能存在以下三種情況：若市場狀況比較樂觀且家族要求的風(fēng)險溢價得到了補(bǔ)償，基金家族績效得以提升；若市場氛圍偏冷且家族要求的風(fēng)險溢價無法得到補(bǔ)償，則這種追求風(fēng)險的投資行為非但不能取得較高的投資收益反而帶來較大的損失，最終使得家族績效狀況惡化；當(dāng)市場有效性不足且基金家族套利行為受限時，基金家族績效與基金家族風(fēng)險之間的關(guān)系并不明顯。由上述分析可知，基金家族績效與基金家族風(fēng)險之間的關(guān)系受宏觀經(jīng)濟(jì)形勢影響。鑒于此，提出研究假設(shè)1。

假設(shè)1：基金家族績效與基金家族風(fēng)險的關(guān)系并非一成不變，而是隨著經(jīng)濟(jì)形勢變化而變化的。

基于股票慣性假說，股票慣性因子在一定程度上解釋了基金家族績效持續(xù)性的存在。另外，由基金經(jīng)理才能假說可知，基金家族具備一定的擇時擇股能力，能夠按照既有的投資風(fēng)格，持續(xù)、穩(wěn)定地操作，使得基金家族具有良好的業(yè)績延續(xù)性，即家族未來績效很大程度上受過去績效的影響?；诖?，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：基金家族績效呈現(xiàn)持續(xù)性。

單一的“打造明星基金”策略實際上就是一種“集中投資策略”。采取單一的“打造明星基金”策略會使家族旗下各基金績效兩極分化較嚴(yán)重，且無法有效地分散系統(tǒng)性風(fēng)險，這樣一來，家族處于極不穩(wěn)定的狀態(tài)，而且無法實現(xiàn)家族資源的優(yōu)化配置，嚴(yán)重制約家族整體績效的提升。鑒于以上分析，提出假設(shè)3。

假設(shè)3：基金家族績效受家族投資策略影響，且對采取單一的“打造明星基金”策略的家族而言，其績效明顯遜于策略多樣化的家族。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2006年6月23日，《證券投資基金管理公司治理準(zhǔn)則（試行）》頒布，這時開放式基金也已初步形成了股票基金、混合基金、債券基金、貨幣市場基金、保本基金及QDII基金的總體框架。因此，2006年是中國基金業(yè)發(fā)展的一個轉(zhuǎn)折點。鑒于此，本文選取成立于2006年前的基金家族作為研究對象，同時要求它們擁有至少2只開放式偏股型基金，而且收益記錄在2006～2011年間是連續(xù)的。最終，來自32家基金管理公司的103只開放式偏股型基金滿足上述要求，被選作研究樣本。

選取2006年1月～2007年7月、2007年8月～2009年12月和2010年1月～2011年12月三個樣本區(qū)間，并分別定義為金融危機(jī)之前、金融期間和金融危機(jī)之后。

樣本基金的收益率、收益率的標(biāo)準(zhǔn)差、Sharp指數(shù)以及資產(chǎn)凈值數(shù)據(jù)均來自于“國泰君安”數(shù)據(jù)庫。使用的統(tǒng)計軟件為Eviews 6.0。

（二）變量定義與模型建立

1.變量定義。（1）被解釋變量。Sharp指數(shù)既考慮了深度，又顧及到了廣度即組合分散程度。因此，本文選用Sharp指數(shù)作為單只基金績效的指示變量，具體形式如下：

其中，Sit為基金i在第t月的Sharp指數(shù)，即績效；δit為基金i在第t月的收益率標(biāo)準(zhǔn)差，即風(fēng)險；Rit和ˉRt分別為基金i在第t月的收益率和第t月的無風(fēng)險收益率。其中，選用一年期人民幣存款基準(zhǔn)利率計算月度無風(fēng)險收益率，計算公式為：

其中，ˉRt是第t月的無風(fēng)險收益率；Rt為第t月份中國人民銀行確定的一年期存款利率。

式（1）僅僅是從單只基金的角度度量基金績效，而本文需要度量基金家族的整體績效。因此，基于式（1），結(jié)合投資組合思想，基金家族的績效可表示為：

其中，Perfft表示基金家族f在第t月的整體績效；Sit為基金家族f旗下基金i在t月的績效；為基金i在t月的資產(chǎn)凈值的均值則為基金i在家族f中的所占比重。

（2）解釋變量。本文選取收益率的標(biāo)準(zhǔn)差衡量基金風(fēng)險。根據(jù)投資組合理論，若單只基金i的月度收益率標(biāo)準(zhǔn)差為δit，則基金家族f的整體風(fēng)險可以表述為：

其中，Riskft表示基金家族f在第t月面臨的風(fēng)險分別為基金i及j在家族f中的權(quán)重；Rit和Rjt為基金i和j的收益率序列；Cov（Rit，Rjt）為家族f旗下基金i和j的協(xié)方差。

（3）控制變量。模型中的控制變量歸納起來有基金家族前一期的績效（Preperfft）、家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差（Devft）。本文參考Nanda等的研究［14］，將家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差作為家族投資策略的代理變量，其計算公式為：

其中，Devft為在第t月家族f內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差，該指標(biāo)越大說明家族內(nèi)部資源分配越不平衡，即家族越熱衷采取“打造明星基金”的投資策略；Sit為家族旗下基金i在第t月的績效；Perfft為第t月基金家族f的整體績效；n為家族旗下基金的只數(shù)。

本文的變量設(shè)置如表1所示。

2.變量的有關(guān)統(tǒng)計指標(biāo)。（1）描述性統(tǒng)計。對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計，可以發(fā)現(xiàn)，金融危機(jī)前，家族績效（Perfft）的平均值為0.2951，危機(jī)期間為0.0430，而在危機(jī)后則為－0.0311，說明基金家族的

表1 變量定義表

績效狀況持續(xù)惡化，即使是在危機(jī)后，基金產(chǎn)業(yè)仍然未走出受金融危機(jī)影響的低谷。金融危機(jī)前、危機(jī)中和危機(jī)后家族風(fēng)險（Riskft）的平均值分別為0.8948、1.0967和0.7602，表明危機(jī)期間基金家族風(fēng)險陡增；危機(jī)后基金家族面臨的風(fēng)險逐漸減少，且小于危機(jī)前。危機(jī)前、危機(jī)中和危機(jī)后，家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差（Devft）分別為0.1259、0.0475和0.0625，這表明危機(jī)期間家族內(nèi)部各基金績效差距最小，可能是因為危機(jī)中整個基金產(chǎn)業(yè)陷入業(yè)績困境，受損嚴(yán)重，導(dǎo)致各基金差距拉小；相較于危機(jī)前，危機(jī)后家族內(nèi)部各基金績效表現(xiàn)差距變小，這說明從整體上看，危機(jī)后家族內(nèi)部資源分配比危機(jī)前更合理、更均衡。

在金融危機(jī)前、危機(jī)中以及危機(jī)后，4個序列的Jarque－Bera統(tǒng)計量的P值均小于0.05，說明不同時期這4個序列均不服從正態(tài)分布，而Levin，Lin ＆Chu t＊統(tǒng)計量的P值也都小于0.05，表明不同階段這4個序列均不存在單位根，即均為平穩(wěn)序列。因此，可以直接進(jìn)行后續(xù)的建模工作。

（2）變量的相關(guān)系數(shù)。在金融危機(jī)前、危機(jī)中和危機(jī)后，基金家族績效與風(fēng)險之間的相關(guān)系數(shù)分別為－0.2195、－0.4171和0.0154，這表明在不同階段兩者之間的關(guān)系呈現(xiàn)出截然不同的特點：危機(jī)前和危機(jī)期間，家族績效與風(fēng)險負(fù)相關(guān)，而在危機(jī)后兩者正相關(guān)。危機(jī)前、危機(jī)中和危機(jī)后，基金家族績效與家族前一期績效的相關(guān)系數(shù)分別為0.1470、0.3700和0.1728，這反映危機(jī)中基金家族績效的持續(xù)性更強(qiáng)。在金融危機(jī)期間，基金家族績效與前一期的基金家族績效、風(fēng)險和投資策略的關(guān)系更為顯著。

3.模型建立。基于前文的假設(shè)和分析，本文先對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，繼而建立基金家族績效與基金家族風(fēng)險的相關(guān)關(guān)系模型，其具體形式如下：

其中，βi為截距項，對不同形式的面板數(shù)據(jù)模型來說，具有不同的特點：若該模型為混合效應(yīng)模型，則βi為固定的常數(shù)；對個體固定效應(yīng)模型而言，βi為隨機(jī)變量且其變化與Preperfft，Riskft和Devft有關(guān)；若為隨機(jī)效應(yīng)模型，則βi為隨機(jī)變量，且其分布與Preperfft，Riskft和Devft無關(guān)。另外，α1，α2和α3為回歸系數(shù)，εft為誤差項。

五、實證結(jié)果

（一）面板數(shù)據(jù)模型的F檢驗結(jié)果

先對面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行F檢驗以確定模型的形式，在金融危機(jī)前和金融危機(jī)后，F(xiàn)統(tǒng)計量的p值分別為0.6460和0.9984，即均無法拒絕原假設(shè)，因此在這兩個階段應(yīng)選取混合效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型。然而在金融危機(jī)期間，F(xiàn)統(tǒng)計量的p值為0.0000，拒絕F檢驗原假設(shè)，因此繼續(xù)進(jìn)行Hausman檢驗，其p值小于0.05，故拒絕Hausman檢驗原假設(shè)，也就是說金融危機(jī)中應(yīng)選取個體固定效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型。所以，本文分別采用混合效應(yīng)、固定效應(yīng)和混合效應(yīng)模型分析不同經(jīng)濟(jì)形勢下基金家族績效與基金家族風(fēng)險之間的關(guān)系。

（二）回歸分析結(jié)果

1.金融危機(jī)之前模型的回歸結(jié)果。金融危機(jī)前，基金家族績效與風(fēng)險關(guān)系模型的回歸結(jié)果如表2所示。

表2 混合效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

從表 2 可 知，ˉR2為 0.1106，F(xiàn) 統(tǒng) 計 量 為25.0305，F(xiàn)統(tǒng)計量的P值為0.0000，說明該模型能較好地擬合實際數(shù)據(jù)；Durbin－Watson統(tǒng)計量為1.9040，接近2，故不存在一階序列自相關(guān)。

由表2中參數(shù)估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，基金家族前一期的績效（Preperfft）和基金家族風(fēng)險（Riskft）的估計參數(shù)是顯著的，說明在金融危機(jī)前這兩個因素是基金家族績效的關(guān)鍵影響因素。基金家族風(fēng)險（Riskft）的估計系數(shù)為負(fù)數(shù)，說明基金家族績效與風(fēng)險負(fù)相關(guān)，這可能是因為金融危機(jī)前基金家族的抗風(fēng)險能力較差；家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差（Devft）的系數(shù)不顯著。

2.金融危機(jī)期間模型的回歸結(jié)果。在確定危機(jī)中相關(guān)關(guān)系模型具有固定效應(yīng)后，仍需要進(jìn)行兩次F檢驗以區(qū)分變截距和變系數(shù)固定效應(yīng)模型。結(jié)果表明應(yīng)選取固定效應(yīng)變截距模型對金融危機(jī)中基金績效與風(fēng)險的關(guān)系進(jìn)行實證分析，該模型估計結(jié)果見表3。

表3 固定效應(yīng)變截距模型的回歸結(jié)果

從表3的參數(shù)估計結(jié)果可得到如下結(jié)論：在金融危機(jī)期間，基金家族前一期的績效（Preperfft）和基金家族風(fēng)險（Riskft）都是基金家族關(guān)鍵影響因素，但是家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差（Devft）的估計系數(shù)不顯著，也就是說投資策略無法顯著影響基金家族績效。

對比分析金融危機(jī)前和危機(jī)中相關(guān)關(guān)系模型的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，基金家族風(fēng)險（Riskft）的估計系數(shù)由危機(jī)前的－0.182變?yōu)榱耍?.4162，這說明金融危機(jī)使基金家族風(fēng)險對績效表現(xiàn)的負(fù)面效應(yīng)放大。

3.金融危機(jī)之后模型的回歸結(jié)果。在金融危機(jī)后，相關(guān)關(guān)系模型的回歸結(jié)果見表4。

表4 混合效應(yīng)模型的回歸結(jié)果

從表4可知，該模型的擬合優(yōu)度較高，其中，ˉR2為0.1340，F(xiàn)統(tǒng)計量為9.5238，F(xiàn)統(tǒng)計量的P 值為0.0000。Durbin－Watson統(tǒng)計量為1.8861，接近2，則可判斷無自相關(guān)性把握比較大。

由表4中參數(shù)估計結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，基金家族風(fēng)險（Riskft）的系數(shù)不顯著，換言之，金融危機(jī)后基金家族績效與風(fēng)險關(guān)系不顯著。這可能是因為基金產(chǎn)業(yè)競爭日益激烈，加上不樂觀的宏觀環(huán)境，金融危機(jī)后基金業(yè)績效狀況仍不夠理想，依舊處于低谷，因此在此階段基金家族績效的決定性因素不是風(fēng)險而是家族的投資策略等其它因素。

如表4所示，基金家族前一期的績效（Preperfft）和家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差（Devft）的系數(shù)均顯著。其中，基金家族前一期的績效（Preperfft）的估計系數(shù)為正數(shù)，證實金融危機(jī)后家族績效也呈現(xiàn)持續(xù)性。家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差（Devft）的系數(shù)是正數(shù)，表明金融危機(jī)后家族若采取“打造明星基金”的策略，不均衡地分配內(nèi)部資源，有意識地偏袒“明星基金”，則可改善家族整體績效狀況。

（三）實證結(jié)果分析

1.在三個時間段內(nèi)，基金家族績效與基金家族風(fēng)險的關(guān)系呈現(xiàn)出不同的特點：金融危機(jī)前和危機(jī)中兩者呈顯著負(fù)相關(guān)，而金融危機(jī)后兩者關(guān)系不顯著，這也就有力地驗證了研究假設(shè)1。金融危機(jī)前基金家族績效與基金家族風(fēng)險呈負(fù)相關(guān)，說明基金家族投資風(fēng)險未得到補(bǔ)償，可能的原因：在市場狀況較好時，基金家族呈現(xiàn)偏好風(fēng)險的投資傾向，這種不理性的投資行為非但不能取得較高的投資收益反而帶來較大的損失。金融危機(jī)期間基金家族績效與基金家族風(fēng)險呈負(fù)相關(guān)，可以用行為金融的“風(fēng)險－收益悖論”來解釋，這說明整體市場形勢不容樂觀，基金家族投資風(fēng)險未得到溢價補(bǔ)償。另外，金融危機(jī)后基金家族績效與基金家族風(fēng)險關(guān)系不顯著?？赡艿脑蚴牵航鹑谖C(jī)期間各基金家族受創(chuàng)嚴(yán)重，危機(jī)過后急于彌補(bǔ)損失，基金家族之間的競爭日益激烈，但是此時宏觀環(huán)境并不樂觀，市場秩序還未完全恢復(fù)，這樣一來，市場有效性不足，基金家族的套利行為受到了極大的限制。

2.無論是金融危機(jī)前、危機(jī)中還是危機(jī)后，基金家族績效與其前一期的績效都是顯著正相關(guān)的，這說明基金家族績效具有明顯的持續(xù)性，這與研究假設(shè)2一致。可能的原因是：整體上看，在一段時間內(nèi)基金家族秉持一定的投資策略和投資風(fēng)格，一方面股票慣性因子效應(yīng)凸顯，另一方面投資策略以及管理層在一段時間內(nèi)具有穩(wěn)定性和持續(xù)性。

3.金融危機(jī)前以及危機(jī)中，基金家族績效與家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差的關(guān)系均不顯著，而危機(jī)后兩者顯著正相關(guān)。這就說明：危機(jī)前和危機(jī)期間，投資策略對基金家族績效的影響并不明顯；危機(jī)后，對采取單一的“打造明星基金”策略的家族而言，其績效表現(xiàn)更優(yōu)良。危機(jī)前和危機(jī)期間基金家族績效與基金家族投資策略的關(guān)系不顯著，可能是因為：金融危機(jī)之前，基金家族管理層人員流動頻繁，沒有保證投資策略有效、持續(xù)地執(zhí)行；危機(jī)期間經(jīng)濟(jì)氛圍偏冷加上基金產(chǎn)業(yè)的結(jié)構(gòu)性問題凸顯，整個基金業(yè)陷入困境，基金家族難以通過調(diào)整投資策略改變其績效狀況。在金融危機(jī)后，單一的“打造明星基金”策略對基金家族績效產(chǎn)生了正面影響，可能的原因是：一方面，經(jīng)過此番金融危機(jī)的洗禮后，基金家族管理層更專業(yè)、更穩(wěn)定，能夠有效、持續(xù)地實施投資策略，故投資策略能夠顯著影響家族績效；另一方面，金融危機(jī)后基金家族通過在家族內(nèi)部不均衡地分配資源，采取“打造明星基金”的策略，能使家族有限的資源得到充分運用，家族整體業(yè)績得以提升。由此可見，基金家族績效與家族投資策略的關(guān)系并非固定不變，在不同的宏觀經(jīng)濟(jì)形勢下，基金家族投資策略對家族績效的影響是不同的，這明顯有悖于研究假設(shè)3。

六、結(jié)論

本文采用來自32家基金管理公司103只基金的數(shù)據(jù)，選取金融危機(jī)前、危機(jī)中和危機(jī)后三個時間區(qū)間，分別建立了混合效應(yīng)、固定變截距及混合效應(yīng)面板數(shù)據(jù)模型，探析了金融危機(jī)前、危機(jī)中以及危機(jī)后基金家族績效與基金家族風(fēng)險的關(guān)系，實證分析后得到以下結(jié)論：

1.由數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果可知：金融危機(jī)后基金家族平均績效狀況持續(xù)惡化，陷入低谷，可能是由于危機(jī)中各基金家族受損嚴(yán)重，且危機(jī)后基金產(chǎn)業(yè)競爭日益激烈；金融危機(jī)后家族面臨的風(fēng)險水平降低，可能的原因是，經(jīng)過此次金融危機(jī)的考驗各基金家族抵御風(fēng)險的能力提高，且整個行業(yè)經(jīng)歷了重新整合。另外，危機(jī)期間的監(jiān)管措施發(fā)生了效果；危機(jī)中家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差最大而危機(jī)前最小，說明金融危機(jī)加劇了基金績效兩極分化。

2.從三個面板數(shù)據(jù)模型的回歸結(jié)果來看，金融危機(jī)前、危機(jī)中和危機(jī)后基金家族績效與風(fēng)險的關(guān)系不一致?？赡苁且驗椋鸺易逶谖C(jī)中遭受重創(chuàng)并經(jīng)歷了重新整合的過程，因此在不同時期基金產(chǎn)業(yè)的特征變化顯著。這也進(jìn)一步證實了金融危機(jī)的確給基金業(yè)帶來深遠(yuǎn)影響，是基金業(yè)發(fā)展史上一個重要的歷史性轉(zhuǎn)折點。

3.金融危機(jī)后基金家族績效與家族內(nèi)各基金收益率的組間標(biāo)準(zhǔn)差顯著正相關(guān)，這說明對采取“打造明星基金”策略的家族而言，其整體績效表現(xiàn)優(yōu)良。其原因可能是，明星基金的溢出效應(yīng)顯著影響家族旗下其它基金的資金流入量，繼而提升了整個家族的整體績效。

［1］Chevalier J，Ellison G.Risk taking by mutual fund as a response to incentives［J］.Journal of Political Economy，1997，105（6）：1167－1200.

［2］Massa M，Patgiri R.Incentives and mutual fund performance：higher performance or just higher risk taking？［R］.EFA 2007 Ljubljana Meetings Paper，2007.

［3］Khorana A，Servaes H.Portfolio manager ownership and fund perfomance［J］.Journal of Financial Economics，2007，85（1）：179－204.

［4］Pollet J，Wilson M.How does size affect mutual fund behavior？［J］.The Journal of Finance，2008，63（6）：2941－2969.

［5］Ferreira M，Keswani A.The determinants of mutual fund performance：A cross－country study［R］.SSRN Working Paper No.31，2011.

［6］曾德明，查琦，龔紅.基金特征管理特性與基金績效關(guān)系的實證研究［J］.管理學(xué)報，2006，3（3）：347－353.

［7］Fung W，Hsieh D.The risk in hedge fund strategies：theory and evidence from long／short equity hedge funds［J］.Journal of Empirical Finance，2011，18（4）：547－569.

［8］鄭春燕.基于過度自信的基金市場風(fēng)險模型［J］.統(tǒng)計與決策，2012，（4）：168－170.

［9］Bollen N.The financial crisis and hedge fund returns［J］.Review of Derivatives Research，2011，14（2）：117－135.

［10］Patton A，Ramadorai T.On the high－frequency dynamics of hedge fund risk exposures［R］.SSRN Working Paper No.DP8479，2011.

［11］Huang J，Sialm C，Zhang H.Risk shifting and mutual fund performance［J］.The Review of Financial Studies，2011，24（8）：2576－2616.

［12］Billio M，Getmansky M，Pelizzon L et al.Econometric measures of systemic risk in the finance and insurance sectors［R］.NBER Working Paper No.16223，2010.

［13］Nickel M N，Rodriguez M C.A review of research on the negative accounting relationship between risk and return：bowman＇s paradox［J］.Omega，2002，30（1）：1－18.

［14］Nanda V，Wang Z J，Zheng L.Family values and the star phenomenon：strategies of mutual fund families［J］.The Review of Financial Studies，2004，17（3）：667－698.

［15］Guedj I，Papastaikoudi J.Can mutual fund families affect the performance of their funds？［R］.EFMA 2004Basel Meetings Paper，2004.

［16］Gallaher S，Kaniel R，Starks L.Madison avenue meets wall street：mutual fund families，competition and advertising［R］.SSRN Working Paper，2006.

［17］Evans R B.Mutual fund incubation［J］.The Journal of Finance，2010，65（4）：1581－1611.

［18］Kolokolova O.Strategic behavior within families of hedge funds［J］.Journal of Banking ＆Finance，2011，35（7）：1645－1662.

［19］Taylor J.The financial crisis and the policy responses：an empirical analysis of what went wrong［R］.NBER Working Paper with No.14631，2009.

［20］Driessen J，Hemert O.Pricing of commercial real estate securities during the 2007～2009financial crisis［J］.Journal of Financial Economics，2012，105（1）：37－61.

［21］David I，F(xiàn)razoni F.Hedge fund stock trading in the financial crisis of 2007～2009［J］.Review of Financial Studies，2012，25（1）：1－54.

［22］Long W，Li N，Wang H et al.Impact of US financial crisis on different countries：based on the method of functional analysis of variance［J］.Procedia Computer Science，2012，9：1292－1298.

［23］Fleming M.Federal reserve liquidity provision during the financial crisis of 2007－2009［R］.FRB of New York Staff Report with No.563，2012.