【正文】 年齡（AGE）普遍較短， 如果包含本文剔除的存續(xù)年限小于2年的基金樣本，我國基金的平均年齡進(jìn)一步縮短。，最短時間是2年，（Chen，Hong和 Huang等，2004）[11]。 基金業(yè)績的數(shù)學(xué)特性均值中位數(shù)最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差變異系數(shù)原始總回報率（%）原始凈回報率（%）市場組合簡單調(diào)整的總回報率（%）市場組合簡單調(diào)整的凈回報率（%）基于CAPM模型的總回報Alpha（%）基于CAPM模型的凈回報Alpha（%）基于三因素模型的總回報Alpha（%）基于三因素模型的凈回報Alpha（%） 在基于CAPM模型和FamaFrench三因素模型的基金業(yè)績評估指標(biāo)中，本文僅僅選用基金業(yè)績的絕對測度，選擇相對測度不影響本文的結(jié)論。本文發(fā)現(xiàn)這些數(shù)字和以往的研究結(jié)論幾乎相同。在考慮市場組合 基于CAPM模型，市場組合應(yīng)該包括所有的有風(fēng)險的實(shí)物資產(chǎn)和金融資產(chǎn)，所以本文盡可能地選擇大樣本。本文的市場組合是由80%的國泰安數(shù)據(jù)庫的考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合年市場回報率(總市值加權(quán)平均法)加上20%的中債綜合指數(shù)組成的。，賬面市值比和公司規(guī)模三個風(fēng)險因素的情況下，無論是否扣除管理費(fèi)用，中國基金經(jīng)理都有能力擊敗市場或者保持和市場一樣的收益率。在樣本期間，基金回報率波動十分劇烈，無論采用何種業(yè)績指標(biāo)，基金業(yè)績的變異系數(shù)都超過2。 Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)。本文首先研究基金規(guī)模和其他變量的相關(guān)性?；鹨?guī)模（TNA）和基金家族規(guī)模（FAMSIZE）的正相關(guān)性很強(qiáng)并且統(tǒng)計顯著（，），和基金管理費(fèi)率（EXPRATIO）顯著負(fù)相關(guān)（，），和基金買賣手續(xù)費(fèi)（TOTLOAD）顯著正相關(guān)（，），和基金換手率（TURNOVER）顯著負(fù)相關(guān)（，），但是基金規(guī)模（TNA）和基金年齡（AGE）以及基金經(jīng)理數(shù)量（MANAGER）的相關(guān)性在10%的水平下沒有通過顯著性檢驗(yàn)。所以，在研究基金業(yè)績和規(guī)模的相關(guān)性時，必須將這些基金特征作為控制變量。 解釋變量的Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)TNAFAMSIZETURNOVERAGEEXPRATIOTOTLOADFLOWFAMSIZE***()1TURNOVER***()***()1AGE()***()()1EXPRATIO***()***()***()***()1TOTLOAD***()***()**()()*()1FLOW***()***()()*()()()1MANAGER()()()*()()***()()（*，**和***，（2tailed））在使用FamaMacBeth（1973）橫截面回歸方法和動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)的時候必須要注意潛在的多重共線性問題。除了基金管理費(fèi)率（EXPRATIO）和基金換手率（TURNOVER），這意味著變量之間的多重共線性較小，可以將它們放在同一模型中做實(shí)證檢驗(yàn)。另外，多重共線性導(dǎo)致在進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)時，t統(tǒng)計量明顯偏小，即容易將有重要影響的變量誤認(rèn)為不顯著的變量，導(dǎo)致在假設(shè)檢驗(yàn)中舍去重要的解釋變量，但是在后面的實(shí)證結(jié)果中本文發(fā)現(xiàn)基金規(guī)模和基金家族規(guī)模的系數(shù)依然是統(tǒng)計顯著的?；谝陨显?，本文認(rèn)為多重共線性對實(shí)證結(jié)果的影響可以忽略不計。 實(shí)證方法和實(shí)證模型的選擇 基金業(yè)績基準(zhǔn)組合處理有關(guān)基金投資風(fēng)格異質(zhì)性（heterogeneity）的非常保守的方法是使用不同的業(yè)績基準(zhǔn)組合來調(diào)整基金表現(xiàn)。本文認(rèn)為，除了簡單的市場調(diào)整回報率，還需要使用資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）[39][40][41]和Fama和French（1993）的三因素模型（ThreeFactor Model）[42]對業(yè)績進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整。無風(fēng)險利率采用的是時間加權(quán)的一年期銀行定期存款利率 由于國內(nèi)的利率沒有完全市場化，選擇債券利率和定期存款利率都存在偏差。如果在年內(nèi)利率變動，使用各利率執(zhí)行的時間長度進(jìn)行加權(quán)。本文使用VWRF代表市場組合收益率和無風(fēng)險利率之差；SMB代表小公司投資組合的收益率與大公司投資組合的收益率之差；HML代表高賬面市值比因子的公司的投資組合收益率與低賬面市值比因子的公司的投資組合收益率之差。SMB和HML都采用總市值加權(quán) 使用流通市值加權(quán)不影響最終的實(shí)證結(jié)果。許多文獻(xiàn)指出，由于基金經(jīng)理的投資行為或者上市公司的行為，基金的投資組合資產(chǎn)的具有時變性。為了求出各只基金風(fēng)險調(diào)整后的收益率，本文只使用前52周的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得出VWRF、SMB和HML的系數(shù)，然后得到風(fēng)險調(diào)整后的基金回報率；假如基金的存在年限大于52周，僅取52周 樣本中所有基金的年齡都不小于52周，因?yàn)楸疚倪x擇標(biāo)準(zhǔn)之一就是基金存活年限至少2年。本文采用公式（）和（）得到經(jīng)過風(fēng)險調(diào)整的基金業(yè)績：， （）， （）代表基金在時期的總（凈）回報率和加權(quán)一年期定期存款利率之差，代表該基金的超額回報率；是貝塔系數(shù)；是和其他獨(dú)立變量不相關(guān)的誤差項。 回歸方法和回歸模型本文采用FamaMacBeth（1973）橫截面回歸方法[38]和Arellano和Bond（1991）動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)[44]來檢驗(yàn)滯后一期的基金規(guī)模和基金家族規(guī)模對基金業(yè)績的影響。本文本應(yīng)該采用時間序列模型來分析基金業(yè)績是否隨著基金的規(guī)模而變化，但是基金業(yè)績很可能遵循均值回歸（RegressiontotheMean）過程，這會讓本文得出錯誤的結(jié)論?；鹪诳赡茉谝荒昊蛘邇赡陜?nèi)能夠十分幸運(yùn)地獲得優(yōu)良業(yè)績，從而吸引新資金的流入而增加基金規(guī)模，但是基金業(yè)績很可能在接下來的年份回歸到和基金經(jīng)理的投資能力相適應(yīng)的正常水平，這導(dǎo)致本文得出基金業(yè)績和規(guī)模負(fù)相關(guān)的錯誤結(jié)論，而使用FamaMacBeth（1973）橫截面回歸方法[38]和Arellano和Bond（1991）動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)[44]不會導(dǎo)致同樣的問題。事實(shí)上，因?yàn)榇笮突鹨话愣际菢I(yè)績優(yōu)良的基金，所以使用橫截面回歸方法和動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)會有基金業(yè)績和規(guī)模正相關(guān)的傾向。在這種情況下，如果本文得出基金業(yè)績和基金規(guī)模負(fù)相關(guān)的實(shí)證結(jié)果，那么實(shí)證結(jié)果的可信度進(jìn)一步增加。而且由于中國基金的發(fā)展史極短，無法獲得足夠的時間序列樣本數(shù)據(jù)，所以本文最終選用FamaMacBeth（1973）橫截面回歸方法[38]和Arellano和Bond（1991）動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)[44]。FamaMacBeth（1973）橫截面回歸方法[38]的具體步驟如下：首先，使用單個時間段的數(shù)據(jù)對多元線性回歸模型（）使用加權(quán)最小二乘法 WLS回歸方法可以消除橫截面數(shù)據(jù)的異方差性對回歸結(jié)果的負(fù)面影響。（WLS）進(jìn)行回歸 ，有鑒于此，本文在回歸中讓它們分別進(jìn)入回歸模型，以便嚴(yán)格控制多重共線性的影響，結(jié)果仍然不變。 （）是被解釋變量，是解釋變量的列向量，是回歸系數(shù)的列向量，是隨機(jī)誤差項。然后，求出各時間段的橫截面回歸的系數(shù)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差作為FamaMacBeth（1973）橫截面回歸方法的系數(shù)和系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。最后，計算出t統(tǒng)計量。假設(shè)共有N個時間段，則計算方法如下：由于中國的基金業(yè)發(fā)展滯后，本文樣本的時間段只有8個，F(xiàn)amaMacBeth（1973）橫截面回歸方法[38]可能導(dǎo)致t值偏小，發(fā)生棄真錯誤的概率變大，而且Flannery和Rangan（2006）指出FamaMacBeth橫截面回歸方法無法捕捉數(shù)據(jù)的動態(tài)特征[43]，所以本文進(jìn)一步采用Arellano和Bond（1991）[44]的動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)進(jìn)行分析。Arellano和Bond（1991）的動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)[44]的具體步驟如下：首先分別使用混合回歸模型（Pooled regression model）、固定效應(yīng)變截距模型（Fixedeffects individualmean corrected regression model）和隨機(jī)效應(yīng)變截距模型（Randomeffects individualmean corrected regression model）同時對回歸模型的參數(shù)進(jìn)行分析。然后，對三個模型的估計結(jié)果進(jìn)行 F 檢驗(yàn)、LM 檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)以選擇出最佳估計方法。本文的基本回歸模型如公式（）所示：， （）表示基金在期經(jīng)過各種業(yè)績基準(zhǔn)組合調(diào)整后的總（凈）回報率；是常數(shù)；是代表基金規(guī)模的變量；是期的一系列的控制變量，包括，，和 。和以往文獻(xiàn)不同之處在于，本文將基金前期業(yè)績也包含在控制變量中。本文研究的系數(shù)是，在其他條件不變的情況下，表示基金業(yè)績對基金前期規(guī)模的彈性。是控制變量的系數(shù)列向量。 實(shí)證結(jié)果和穩(wěn)健性檢驗(yàn) 實(shí)證結(jié)果（）的FamaMacBeth（1973）橫截面回歸方法的估計結(jié)果。無論使用何種業(yè)績基準(zhǔn)組合對基金業(yè)績進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整，基金規(guī)模（LOGTNA）的系數(shù)均為負(fù)且統(tǒng)計顯著。使用市場組合、統(tǒng)計量分別為均在1%的水平下統(tǒng)計顯著。（LOGFAMSIZE）正相關(guān)，而且在5%的水平統(tǒng)計顯著。由此可以看出，控制基金家族規(guī)模來探討基金規(guī)模對基金業(yè)績的影響是非常重要的，因?yàn)榛鹨?guī)模（LOGTNA）和基金家族規(guī)模（LOGFAMSIZE）呈正相關(guān) ，而同時基金家族規(guī)模（LOGFAMSIZE）和基金業(yè)績正相關(guān)，所以如果本文沒有控制基金家族規(guī)模，很可能無法得到基金業(yè)績和基金規(guī)模負(fù)相關(guān)的結(jié)論。除了市場選擇和基金樣本不同，沒有控制家族規(guī)模也是導(dǎo)致以往基金業(yè)績和規(guī)模的相關(guān)性研究不能達(dá)成一致結(jié)論的重要原因。無論使用何種風(fēng)險基準(zhǔn)組合對基金業(yè)績進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整，遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于基金規(guī)模的回歸系數(shù)的絕對值，說明基金家族規(guī)模對基金業(yè)績的影響力不如基金規(guī)模對基金業(yè)績的影響力，這也符合市場參與者的直覺。 基金總業(yè)績和規(guī)模的相關(guān)性的回歸結(jié)果：FamaMacBeth（1973）風(fēng)險調(diào)整后基金總回報率業(yè)績基準(zhǔn)組合市場組合CAPM三因素***()***()***()***()***()***()**()**()**()***()***()***()**() **()**()*()*()()()()()()()()()()()時間段888修正的決定系數(shù)（*，**和***，（2tailed））基金前期業(yè)績（LAGFUNDRET）的系數(shù)回歸統(tǒng)計顯著且為正，顯示基金業(yè)績具有一定的持續(xù)性?；鸸芾碣M(fèi)率（EXPRATIO）的系數(shù)為負(fù)而且統(tǒng)計顯著，表明業(yè)績好的基金要求的管理費(fèi)率也低?；饍袅魅胭Y金比率（FLOW）僅在10%的水平下顯著，系數(shù)為正而且數(shù)值很小，表明前期資金流入會導(dǎo)致本期的業(yè)績有十分微弱上升，這和基金業(yè)績具有一定的持續(xù)性是一致的。其他變量的系數(shù)方向都和本文預(yù)期一致，但是不具有統(tǒng)計顯著性。基金買賣手續(xù)費(fèi)（TOTLOAD）和基金換手率（TURNOVER）的系數(shù)為正與這兩個變量被認(rèn)為表示基金是主動投資型還是被動投資型的標(biāo)志一致。無論使用何種業(yè)績基準(zhǔn)組合對基金業(yè)績進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整，基金年齡（AGE）都和基金業(yè)績正相關(guān)，但是統(tǒng)計不顯著。為了更精確地研究基金業(yè)績和基金規(guī)模的相關(guān)性，本文使用動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸技術(shù)對樣本進(jìn)行分析?；饦I(yè)績和基金規(guī)模依然負(fù)相關(guān)，和基金家族規(guī)模依然正相關(guān)?；鹨?guī)模和基金家族規(guī)模的回歸系數(shù)的絕對值小于使用FamaMacBeth（1973）橫截面回歸方法獲得的回歸系數(shù)的絕對值，不過這并不影響本文的結(jié)論。 基金總業(yè)績和規(guī)模的相關(guān)性的動態(tài)面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果風(fēng)險調(diào)整后基金總回報率業(yè)績基準(zhǔn)組合市場組合CAPM三因素***()**()***()*()**()***()控制變量是是是時間段888修正的決定系數(shù)（*，**和***，（2tailed）） 穩(wěn)健性檢驗(yàn)本文采用各種方法對基金業(yè)績和規(guī)模的相關(guān)性的實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，本文使用風(fēng)險調(diào)整后的基金凈回報率對基金業(yè)績和規(guī)模的相關(guān)性進(jìn)行實(shí)證；第二，本文試圖使用前半年的數(shù)據(jù)預(yù)測基金這個半年的回報率；第三，本文將樣本一分為二，分為2005年6月2006年6月、2005年12月2006年12月、2006年6月2007年6月和2006年12月2007年12月，以及2007年6月2008年6月、2007年12月2008年12月、2008年6月2009年6月和2008年12月2009年12月兩組，然后對每組數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。限于篇幅， 只報告FamaMacBeth橫截面回歸方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明，無論采用何種業(yè)績基準(zhǔn)組合對基金業(yè)績進(jìn)行風(fēng)險調(diào)整，基金業(yè)績和基金規(guī)模始終負(fù)相關(guān)并且統(tǒng)計顯著，和基金家族規(guī)模始終正相關(guān)并且統(tǒng)計顯著。唯一的例外是使用前半個樣本時，統(tǒng)計不顯著，但是從整體來看，中國基金的業(yè)績和基金規(guī)模負(fù)相關(guān)，和基金家族規(guī)模正相關(guān)是統(tǒng)計顯著的。 基金業(yè)績和規(guī)模的相關(guān)性的實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：FamaMacBeth（1973）風(fēng)險調(diào)整后基金凈回報率業(yè)績基準(zhǔn)組合市場組合CAPM三因素***()***()**()