投资者对基金业绩及风险调整的影响范文

摘要:本文研究基金份额中机构投资者持有比例对基金业绩及风险调整行为的影响。研究发现，基金份额中机构投资者持有比例显著正向影响基金业绩。基金风险调整行为与基金业绩负相关，但是随着机构投资者持有比例的增加，风险调整对基金业绩的负向影响减小。通过两阶段工具变量法控制可能存在的内生性问题后，上述结论仍然成立。本文研究结果说明，机构投资者在基金市场上起着重要的外部监管作用，能够减缓基金经理与投资者之间存在的问题。

关键词:机构投资者;基金业绩;风险调整;工具变量法

一、引言

截至2017年12月31日，我国基金市场共有4361只开放式基金，管理的资产规模达10.99万亿，基金已成为我国投资者的重要投资渠道。我国开放式基金为契约型开放式基金，存在基金经理与投资者、基金经理与公司股东之间的双重问题。基金经理为了使自己的报酬最大化而进行的过度交易、风险调整等行为可能会损害投资者的利益。在内部治理结构不完善的情况下，有效的外部监管能够制约基金经理的行为，从而有助于保护投资者的利益。机构投资者在减轻问题时起着重要的外部监管作用;个体投资者通过监管行为获得的收益不足以弥补监管的成本。因此，个体投资者在监管时存在搭便车的动机，机构投资者具有信息优势和丰富的经验，能够从主动监管中获得更多的利益。所以，相比于个体投资者，机构投资者更有动机监督基金经理的行为。机构投资者持有基金份额可能有助于降低基金经理的自利行为，促使其为投资者的利益最大化服务。本文研究机构投资者持有基金份额对基金的业绩及风险调整行为的影响。

二、研究假设

基金经理与投资者之间存在问题，有效的监管机制有利于保持基金经理与投资者利益的一致性。实证结果发现，基金经理持有基金份额对提高基金回报率、降低基金换手率、减少基金处置效应和抑制基金风险调整行为等方面均发挥着重要作用。于瑾和侯伟相(2017)研究发现，投资决策委员会成员特征会影响基金择时能力、择股能力和投资业绩。相关研究结果说明，减缓基金市场存在的问题能够显著地影响基金业绩。机构投资者在减缓问题方面起着重要的监管作用。大量文献研究表明，机构投资者在治理中起到监管的作用。薄仙慧和吴联生(2009)认为，机构投资者的监管作用能降低管理层的机会主义行为。高昊宇等(2017)指出，由于监管存在成本，个体投资者在监管方面存在搭便车行为，而机构投资者可以从主动监管中获得更高的收益，因此机构投资者有更强的动机监管上市公司管理层的行为。机构投资者是基金市场重要的投资主体。由于机构投资者持有相当比例的基金份额，机构投资者存在监管基金经理行为的动机。机构投资者的监管作用有利于制约基金经理的自利行为，激励基金经理获取更高的回报率。因此本文提出假设1。假设1:基金业绩与基金份额中机构投资者持有比例呈正比。肖峻和石劲(2011)等的研究发现，基金现金流量对业绩的敏感性具有非对称性。业绩好的基金可以吸引更多的现金流入，但是业绩差的基金没有显著的现金流出。基金经理的报酬与基金规模正相关。基金业绩与现金流量之间的凸性关系使得基金经理的报酬是其业绩的看涨期权。期权式的报酬模式会促使基金经理主动增加持仓风险。肖继辉等(2016)均发现，基金经理之间存在锦标赛行为，基金经理的风险调整行为是基金经理与投资者之间问题的体现。但是刘莎莎等(2013)则发现，基金经理可以通过增加持仓风险获得更高的收益率。他们将此归结于基金经理的风险调整行为是基金经理能力的体现。但是基金经理的交易行为能否提高业绩取决于交易目的。机构投资者的监管未必能够减少基金经理的风险调整行为，但可以降低其自利行为，从而使得基金经理的风险调整行为更可能是利用市场时机的体现。因此本文提出假设2。假设2:随着基金份额中机构投资者持有比例的增加，基金风险调整行为对业绩的负向(正向)影响降低(增加)。

三、样本、变量与研究方法

(一)样本选择本文的样本范围为开放式基金中的股票型基金和混合型基金，剔除指数型基金和QDII基金。为防止变量的极端值影响回归结果，本文分别在1%、99%的水平上对变量进行缩尾处理。本文样本范围为2007年～2017年，数据来源于国泰安数据库(CSMAR)。

(二)变量计算1.被解释变量本文被解释变量为根据三因子模型、四因子模型求得基金超额收益率。2.解释变量根据基金p在t－1期期末的持仓和持仓股票在t期的周度收益率计算基金p在t期的加权周度收益率，权重为t－1期期末持仓股票的市值。然后计算基金周度收益率的标准差，以此作为Actual.VolPt。根据基金p在t期期末的持仓和持仓股票在t期的周度收益率计算基金加权周度收益率，权重为t期期末持仓股票的市值。然后计算基金周度收益率的标准差，以此作为Current.VolPt。3.控制变量基金规模TNAPt:基金净资产的对数值。基金年龄AgePt:基金成立期限的对数值。基金收益率的波动VolatilityPt:日度原始收益率的标准差。基金家族规模FamSizePt:基金p所在管理公司旗下所有基金的净资产之和的对数值。基金现金流量FlowPt:

(三)研究方法1.本文根据公式(1)检验假设1，其中Timedummyt为时间虚拟变量。如果假设1正确则系数γ1将显著大于0。2.本文根据公式(2)检验假设2。由于基金经理的风险调整行为分为向上调整和向下调整，两种风险调整方式对收益率的影响不同。如果机构投资者持有基金份额能够降低基金经理的自利行为，则我们期望γ3＞0，γ4＜0。

四、回归结果

(一)变量描述性统计如表1所示:样本基金超额收益率αFF3、αC4的中间值均为正值，但是波动率较大。基金份额中机构投资者持有比例(HHR)最小值为0，最大比例为99.94%，中间值为13.517%。机构投资者持有基金份额的比例比较高，因此研究机构投资者持有基金份额对基金业绩的影响具有现实意义。基金经理持有比例(Mng)最小值为0，最大值为2.487%，中间值为0.012%。相比于机构投资者持有比例，基金经理持有比例较小。基金风险调整(RS)的中间值接近于0，因此样本期间调高风险和降低风险的基金各占50%。其余变量均在合理范围内。

(二)机构投资者持有比例对基金行为的影响表2中(1)(4)为机构投资者持有基金份额对基金业绩的影响。回归(1)(4)中，HHR的系数分别为0.016(T=3.61)、0.009(2.13)。因此HHR显著正向影响基金回报率，该回归结果支持假设1。表2中为(2)(3)(5)(6)为机构投资者持有基金份额对基金风险调整行为的影响。由回归结果(2)(5)可得基金回报率随着持仓风险的增加而降低，但是降低持仓风险对回报率没有显著的影响。这说明风险调整行为对回报率的影响具有非对称性。回归(3)(6)中，交叉项max(RS，0)×HHR的系数均显著的大于0。交叉项min(RS，0)×HHR的系数虽然不显著却均小于0。上述检验结果支持假设2。

(三)内生性检验DWH检验的p值小于0.01，说明HHR为内生性解释变量。本文以机构投资者持有基金家族份额在家族总份额中的比例为工具变量。弱工具变量检验F统计量的P值为0.0000，因此不存在弱工具变量。表3为假设1、假设2的二阶段最小二乘法回归结果。表3中HHR的系数均显著的大于0。max(RS，0)×HHR系数均在1%的显著性水平显著，交叉项min(RS，0)×HHR的系数仍然小于0。因此在控制可能存在的内生性问题后，假设1、假设2仍然成立。

五、总结

本文检验基金份额中机构投资者持有比例对基金回报率和基金风险调整行为的影响。研究发现，机构投资者持有比例显著正向影响基金回报率;基金风险调整行为负向影响基金回报率;基金风险调整对收益率的负向影响随着机构投资者持有比例的增加而降低。上述结论在控制内生性问题后依然成立。目前，大量的文献研究机构投资者在上市公司治理中所起到的作用，本文将其扩展至基金市场。本文研究结果说明，机构投资者在基金市场起着外部监管者的作用。机构投资者在抑制基金经理的自利行为，减缓基金经理－投资者之间的问题中扮演着重要角色。

参考文献:

［1］薄仙慧，吴联生.国有控股与机构投资者的治理效应:盈余管理视角［J］．经济研究，2009，44(2):81～91+160.

［2］高昊宇，杨晓光，叶彦艺.机构投资者对暴涨暴跌的抑制作用:基于中国市场的实证［J］．金融研究，2017(2):163～178.

［3］刘莎莎，刘玉珍，唐涯.信息优势、风险调整与基金业绩［J］．管理世界，2013(8):67～76.

［4］肖峻，石劲.基金业绩与资金流量:我国基金市场存在“赎回异象”吗?［J］．经济研究，2011，46(1):112～125．

［5］肖继辉，彭文平，许佳，等.业绩排名与预期风险调整———考虑报酬激励与解职风险交互影响的新证据［J］．经济学(季刊)，2016，15(3):1177～1204.

［6］于瑾，侯伟相.投资决策委员会特征与投资业绩、投资能力———基于公募基金的研究［J］．投资研究，2017，36(6):116～136.

作者：张子健 单位：中国人民大学财政金融学院