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摘要:本文研究基金份額中機構投資者持有比例對基金業績及風險調整行為的影響。研究發現，基金份額中機構投資者持有比例顯著正向影響基金業績。基金風險調整行為與基金業績負相關，但是隨著機構投資者持有比例的增加，風險調整對基金業績的負向影響減小。通過兩階段工具變量法控制可能存在的內生性問題后，上述結論仍然成立。本文研究結果說明，機構投資者在基金市場上起著重要的外部監管作用，能夠減緩基金經理與投資者之間存在的問題。

關鍵詞:機構投資者;基金業績;風險調整;工具變量法

一、引言

截至2017年12月31日，我國基金市場共有4361只開放式基金，管理的資產規模達10.99萬億，基金已成為我國投資者的重要投資渠道。我國開放式基金為契約型開放式基金，存在基金經理與投資者、基金經理與公司股東之間的雙重問題。基金經理為了使自己的報酬最大化而進行的過度交易、風險調整等行為可能會損害投資者的利益。在內部治理結構不完善的情況下，有效的外部監管能夠制約基金經理的行為，從而有助于保護投資者的利益。機構投資者在減輕問題時起著重要的外部監管作用;個體投資者通過監管行為獲得的收益不足以彌補監管的成本。因此，個體投資者在監管時存在搭便車的動機，機構投資者具有信息優勢和豐富的經驗，能夠從主動監管中獲得更多的利益。所以，相比于個體投資者，機構投資者更有動機監督基金經理的行為。機構投資者持有基金份額可能有助于降低基金經理的自利行為，促使其為投資者的利益最大化服務。本文研究機構投資者持有基金份額對基金的業績及風險調整行為的影響。

二、研究假設

基金經理與投資者之間存在問題，有效的監管機制有利于保持基金經理與投資者利益的一致性。實證結果發現，基金經理持有基金份額對提高基金回報率、降低基金換手率、減少基金處置效應和抑制基金風險調整行為等方面均發揮著重要作用。于瑾和侯偉相(2017)研究發現，投資決策委員會成員特征會影響基金擇時能力、擇股能力和投資業績。相關研究結果說明，減緩基金市場存在的問題能夠顯著地影響基金業績。機構投資者在減緩問題方面起著重要的監管作用。大量文獻研究表明，機構投資者在治理中起到監管的作用。薄仙慧和吳聯生(2009)認為，機構投資者的監管作用能降低管理層的機會主義行為。高昊宇等(2017)指出，由于監管存在成本，個體投資者在監管方面存在搭便車行為，而機構投資者可以從主動監管中獲得更高的收益，因此機構投資者有更強的動機監管上市公司管理層的行為。機構投資者是基金市場重要的投資主體。由于機構投資者持有相當比例的基金份額，機構投資者存在監管基金經理行為的動機。機構投資者的監管作用有利于制約基金經理的自利行為，激勵基金經理獲取更高的回報率。因此本文提出假設1。假設1:基金業績與基金份額中機構投資者持有比例呈正比。肖峻和石勁(2011)等的研究發現，基金現金流量對業績的敏感性具有非對稱性。業績好的基金可以吸引更多的現金流入，但是業績差的基金沒有顯著的現金流出。基金經理的報酬與基金規模正相關。基金業績與現金流量之間的凸性關系使得基金經理的報酬是其業績的看漲期權。期權式的報酬模式會促使基金經理主動增加持倉風險。肖繼輝等(2016)均發現，基金經理之間存在錦標賽行為，基金經理的風險調整行為是基金經理與投資者之間問題的體現。但是劉莎莎等(2013)則發現，基金經理可以通過增加持倉風險獲得更高的收益率。他們將此歸結于基金經理的風險調整行為是基金經理能力的體現。但是基金經理的交易行為能否提高業績取決于交易目的。機構投資者的監管未必能夠減少基金經理的風險調整行為，但可以降低其自利行為，從而使得基金經理的風險調整行為更可能是利用市場時機的體現。因此本文提出假設2。假設2:隨著基金份額中機構投資者持有比例的增加，基金風險調整行為對業績的負向(正向)影響降低(增加)。

三、樣本、變量與研究方法

(一)樣本選擇本文的樣本范圍為開放式基金中的股票型基金和混合型基金，剔除指數型基金和QDII基金。為防止變量的極端值影響回歸結果，本文分別在1%、99%的水平上對變量進行縮尾處理。本文樣本范圍為2007年～2017年，數據來源于國泰安數據庫(CSMAR)。

(二)變量計算1.被解釋變量本文被解釋變量為根據三因子模型、四因子模型求得基金超額收益率。2.解釋變量根據基金p在t－1期期末的持倉和持倉股票在t期的周度收益率計算基金p在t期的加權周度收益率，權重為t－1期期末持倉股票的市值。然后計算基金周度收益率的標準差，以此作為Actual.VolPt。根據基金p在t期期末的持倉和持倉股票在t期的周度收益率計算基金加權周度收益率，權重為t期期末持倉股票的市值。然后計算基金周度收益率的標準差，以此作為Current.VolPt。3.控制變量基金規模TNAPt:基金凈資產的對數值。基金年齡AgePt:基金成立期限的對數值。基金收益率的波動VolatilityPt:日度原始收益率的標準差。基金家族規模FamSizePt:基金p所在管理公司旗下所有基金的凈資產之和的對數值。基金現金流量FlowPt:

(三)研究方法1.本文根據公式(1)檢驗假設1，其中Timedummyt為時間虛擬變量。如果假設1正確則系數γ1將顯著大于0。2.本文根據公式(2)檢驗假設2。由于基金經理的風險調整行為分為向上調整和向下調整，兩種風險調整方式對收益率的影響不同。如果機構投資者持有基金份額能夠降低基金經理的自利行為，則我們期望γ3＞0，γ4＜0。

四、回歸結果

(一)變量描述性統計如表1所示:樣本基金超額收益率αFF3、αC4的中間值均為正值，但是波動率較大。基金份額中機構投資者持有比例(HHR)最小值為0，最大比例為99.94%，中間值為13.517%。機構投資者持有基金份額的比例比較高，因此研究機構投資者持有基金份額對基金業績的影響具有現實意義。基金經理持有比例(Mng)最小值為0，最大值為2.487%，中間值為0.012%。相比于機構投資者持有比例，基金經理持有比例較小。基金風險調整(RS)的中間值接近于0，因此樣本期間調高風險和降低風險的基金各占50%。其余變量均在合理范圍內。

(二)機構投資者持有比例對基金行為的影響表2中(1)(4)為機構投資者持有基金份額對基金業績的影響。回歸(1)(4)中，HHR的系數分別為0.016(T=3.61)、0.009(2.13)。因此HHR顯著正向影響基金回報率，該回歸結果支持假設1。表2中為(2)(3)(5)(6)為機構投資者持有基金份額對基金風險調整行為的影響。由回歸結果(2)(5)可得基金回報率隨著持倉風險的增加而降低，但是降低持倉風險對回報率沒有顯著的影響。這說明風險調整行為對回報率的影響具有非對稱性。回歸(3)(6)中，交叉項max(RS，0)×HHR的系數均顯著的大于0。交叉項min(RS，0)×HHR的系數雖然不顯著卻均小于0。上述檢驗結果支持假設2。

(三)內生性檢驗DWH檢驗的p值小于0.01，說明HHR為內生性解釋變量。本文以機構投資者持有基金家族份額在家族總份額中的比例為工具變量。弱工具變量檢驗F統計量的P值為0.0000，因此不存在弱工具變量。表3為假設1、假設2的二階段最小二乘法回歸結果。表3中HHR的系數均顯著的大于0。max(RS，0)×HHR系數均在1%的顯著性水平顯著，交叉項min(RS，0)×HHR的系數仍然小于0。因此在控制可能存在的內生性問題后，假設1、假設2仍然成立。

五、總結

本文檢驗基金份額中機構投資者持有比例對基金回報率和基金風險調整行為的影響。研究發現，機構投資者持有比例顯著正向影響基金回報率;基金風險調整行為負向影響基金回報率;基金風險調整對收益率的負向影響隨著機構投資者持有比例的增加而降低。上述結論在控制內生性問題后依然成立。目前，大量的文獻研究機構投資者在上市公司治理中所起到的作用，本文將其擴展至基金市場。本文研究結果說明，機構投資者在基金市場起著外部監管者的作用。機構投資者在抑制基金經理的自利行為，減緩基金經理－投資者之間的問題中扮演著重要角色。

參考文獻:

［1］薄仙慧，吳聯生.國有控股與機構投資者的治理效應:盈余管理視角［J］．經濟研究，2009，44(2):81～91+160.

［2］高昊宇，楊曉光，葉彥藝.機構投資者對暴漲暴跌的抑制作用:基于中國市場的實證［J］．金融研究，2017(2):163～178.

［3］劉莎莎，劉玉珍，唐涯.信息優勢、風險調整與基金業績［J］．管理世界，2013(8):67～76.

［4］肖峻，石勁.基金業績與資金流量:我國基金市場存在“贖回異象”嗎?［J］．經濟研究，2011，46(1):112～125．

［5］肖繼輝，彭文平，許佳，等.業績排名與預期風險調整———考慮報酬激勵與解職風險交互影響的新證據［J］．經濟學(季刊)，2016，15(3):1177～1204.

［6］于瑾，侯偉相.投資決策委員會特征與投資業績、投資能力———基于公募基金的研究［J］．投資研究，2017，36(6):116～136.

作者：張子健 單位：中國人民大學財政金融學院