Choi(2006)用1994，--2004年基金资金流数据检验了市场对于基金丑闻的反映，发现丑闻不但对发生丑闻的基金本身产生影响，而且也会影响到同一家族的其他基金。他们的研究表明发生丑闻的基金自身会有显著的资金流出，同一家族的其他基金也有显著的资金流出，但流出的规模小于前者。

在已有的国外研究中，多数实证结果表明基金存在溢出效应，基金的资金流人会受到同一家族其他基金的业绩、媒体曝光事件、营销费率等影响。但研究结果并非完全一致，部分研究表明基金溢出效应不显著或不稳健，学者们认为可能是对明星基金定义的不同、业绩度量方法的不同等原因造成的。

4．国内已有研究

国内学者对于基金的溢出效应研究的文献相对较少。张炯(2005)以2002～2005年的28家公司为研究对象，结果研究表明同一公司旗下其他基金的表现也会影响投资者的投资决定：开放式基金的流量会因同公司其他基金当期绩效不佳而减少，也会因公司其他基金前一期绩效较好而增加；当一家基金公司的其他基金的当期流量表现较大时，该基金的当期流量反而会因此减少。

由于我国开放式基金的业绩与资金流的关系不同于成熟市场，这表明中国市场上可能也存在着与国外不一致的基金溢出效应。但国内现存的这篇关于基金的溢出和排挤效应的文章，并不是采用的国外通用的对于明星基金和垃圾基金的定义办法，是以同一家基金管理公司除某只基金以外其他基金的绩效排名进行的。区别于国内现有研究，本文给出以三因素模型收益为刻画的明星基金和垃圾基金，再据此计算出明星基金和垃圾基金对基金管理公司资金流增长的影响。

理论模型与数据描述

一、样本说明

本文的样本区间为2004年3月2至2008年12月，合计20个季度。研究对象为中国证券市场54家基金管理公司管理的281只开放式偏股型基金3。基金相关数据均取自于MND(万德)数据库，中信标普指数来源于中信标普指数服务网站。

在国外的基金产业中，一个家族旗下往往有上百只基金，因此基金家族与基金管理公司的概念并不完全等同。国内基金相比之下成立时间较短，一般一家基金管理公司最多只管理几只基金，无论从数量上还是规模上都无法与国外基金家族相媲美，因此本文定义至少拥有两只开放式偏股型基金的基金管理公司为基金家族。

采用这样的准则是基于如下几点考虑：

1．由于基金投资类型的差异，基金管理公司研究成果的共享性就有待商榷，因此研究相同或类似投资类型的基金具有一定的实证意义。

2．我国基金市场偏股型基金占据绝对优势，截止2008年末约占开放式基金总数的68%。

3．标准的Fama-French三因素模型只适用于股票类型基金的业绩评价，而对于其他类型基金的评估却不适用。

4．目前国内基金管理公司管理的开放式偏股型基金小于等于4只的就有33家，再加上有些基金是在2007年后才新成立的，如果在基金家族的定义时把这一数量扩大，可能会造成基金家族数量的急剧减少，最终导致实证不显著或实证研究结果不具有说服力。

二、理论模型

首先对每只开放式偏股型基金选用最具代表性的Fama& French(1993)三因素模型来衡量其三因素调整收益。该模型是在CAPM模型的基础上，将小盘股与大盘股的收益差(SMB)、高市净率与低市净率股票的收益差(HML)引入绩效评估模型。具体方程如下：

其中，aff是指第t个季度基金家族f所有偏股型成员基金的三因素调整收益的平均值。

基金家族的换手率、管理费率也是根据每只基金的TNA值进行加权平均后计算得出的。

我们对样本中的每个季度计算基金过去一个季度的三因素模型的平均调整收益。我们还需要定义明星基金和垃圾基金，本文参考Nanda(2004)的方法定义。根据基金季度平均收益排行，如果该只基金处于前5%（后5%），那么当季该只基金被认定为明星基金（垃圾基金）。如果基金家族拥有至少一只明星基金（垃圾基金），那么该基金管理公司也就被认定为明星基金管理公司（垃圾基金管理公司）；否则基金管理公司就是非明星基金管理公司（非垃圾基金管理公司）。

此外在稳定性检验方面，本文还采用单因素调整收益模型去衡量基金的收益。

三、数据描述性统计

表1给出了本文所定义的基金家族，即至少拥有两只开放式偏股型基金的基金管理公司年末各数值的描述性统计。基金家族的数目从2004年年末的22家增加到2008年时的54家。平均每个基金家族管理的开放式偏股型基金数2004年仅为2.82只，到了2008年12月，这一数值达到了5.20。基金家族平均管理的净资产总额从最初的57.85亿元到达2007年最高峰时的526.98亿元，增长超过9倍；即使由于我国股票市场的大幅缩水，2008年12月，基金家族管理的净资产额也有253.54亿元。研究区间中每年的换手率均维持在1 --3之间，相比国外基金小于100%的换手率，我国基金换仓相对还是比较频繁的。表1的最后两列给出了三因素调整收益和基金三因素调整收益的标准差。在2006年和2007年三因素调整收益为负，其他3年该值为正。总的而言，三因素调整收益的标准差有逐年增加的趋势，尤其在2008年末，这一数值高达8.20%。

以上数据充分说明，我国基金业尤其是开放式基金业，无论是数量还是质量上都有了飞速的发展。在这种形势下，我们的研究如果仅仅局限在单只基金层面上是远远不够的，尤其是在基金家族的基金间存在显著的溢出效应时这样的研究就显得相形见绌，基金家族的出现应当引起我们足够的重视，基金家族的存在在整体上已经具备了对基金业绩产生重要影响的能力。

为了对明星基金和明星基金管理公司有进一步的了解，我们进行了样本期内明星基金数据进行统计。从表2中我们可以看出明星基金的数量从2004年末的2只增加到2008年12月的1 3只，这主要是由样本规模的扩大引起的。明星基金的每季度三因素调整收益均为正，且都在7%以上；而垃圾基金的每季度三因素调整收益均为负，和表1相比，明星基金的三因素调整收益大，垃圾基金的三因素调整收益相对要小。此外，拥有明星基金和垃圾基金的基金家族平均基金只数除了个别年份以外都大于表1中对于所有基金家族这一数据的统计量。比如2008年末，明星基金家族平均管理着6.66只基金，大于全样本中的5.20只。这可能表明那些大规模的基金管理公司更倾向于制造明星基金。

实证结果与分析

下一步我们将检验明星基金究竟能给家族带来什么，是否存在家族内部的“溢出效应”，即明星基金对基金资金流入增长率的影响，这不仅包括家族层面的新资金，而且还包含家族内其他基金的新资金。

一、明星基金对家族新资金流入增长比率的影响

为了检验明星基金家族的净资金流人情况，在控制历史收益、家族规模等相关变量后，我们将明星家族与非明星家族的新资金增长比例进行了比较，并建立了以下面板数据(Panel Data)模型：

其中，f代表基金家族，t代表季度，af检验的是基金家族的固定效应。past performamce是过去3个月家族平均的风险调整收益；number of funds是基金家族管理的开放式偏股型基金数目的对数；family size是每只基金的TNA与家族TNA中数比值的对数；其他变量的定义如前文一致。

对数据进行Hausman(霍斯曼)检验，说明原假设Ho(残差项与解释变量不相关)不成立，不适用随机检验模型，所以本文用固定效应模型。

表3的结果显示，无论选用哪种业绩测量，明星基金家族的系数均为正且统计显著，表明拥有一只明星基金使得整个基金家族的净现金流增加。比如说在三因素明星列，相对那些没有明星基金的家族，明星基金家族每个季度现金流增长率平均会增加1 50-/0，按年计算这一数值的影响达到0.6倍。如果选用单因素模型作为收益的

首页 上一页 1 2 3 下一页 尾页 2/3/3

相关论文