機構投資者究竟是否具有基金選擇能力？
——“存量”視角下的實證研究

江 璐， 勞蘭臖

（1，2 復旦大學管理學院， 上海 200433）

一、引言

機構投資者作為資本市場的重要參與者，自2000 年中國證監會提出超常規、 創造性地培育和發展機構投資者的戰略以來，其規模和市場份額迅速增長。機構投資者龐大的資金體量和投資專業性使其對資本市場具有舉足輕重的影響。 隨著2018 年以基金中基金（FOF）方式來運作的養老目標基金獲準發行，機構投資者的基金選擇能力將直接影響我國社?；鸬倪\作效率。本文以我國普通股票型和偏股混合型開放式基金為樣本，探討機構投資者究竟是否具有基金選擇能力。這不僅有助于深入了解我國機構投資者的基金選擇能力，而且對有關部門制定社會保險基金投資政策有參考意義。

已有文獻認為機構投資者擁有豐富的金融知識與投資經驗，在信息獲取和信息分析決策方面具有優勢， 表現出更強的投資理性（Daniel 等，1997；Bushee和Goodman，2007；Ali 等，2008；Yan 和Zhang，2009；左大勇和陸蓉，2013；謝玲玲，2020）。那么機構投資者是否能夠發揮其專業性， 選出未來業績優勝的基金呢？現有文獻主要通過檢驗“智錢效應”來考察這一問題?！爸清X效應”是指資金凈流入越多的基金未來業績表現越好。 此類研究用資金凈流入為指標，探討機構資金與基金未來業績之間的關系，但得出的結論并不一致。 例如，左大勇和陸蓉（2013）證實了機構投資者比個人投資者更加理性，機構資金具有“智錢效應”；而莫泰山和朱啟兵（2013）則發現機構投資者不存在“智錢效應”，沒有體現出應有的優勢。

我們認為，資金凈流入是“流量”指標，體現了機構投資者對基金的選擇度，然而除了“流量”之外，機構持有比例這一“存量”指標也同樣值得考慮。在研究機構投資者的擇股能力時，大量文獻用機構持股比例來衡量機構對股票的選擇度 （Chen 等，2000；Yan 和Zhang，2009；宋曉萍，2013；Dyakov 和Evert，2020）。 正如重倉股票是機構真正看重的股票，重倉基金才是機構真正看重的基金。 現實中，機構的資金往往分多期流入或流出，結果體現在機構持有基金的“存量”上，因此“存量”指標能夠更加綜合地體現機構對基金的選擇度。 基于此，本文從“存量”視角來檢驗機構持有比例與基金未來業績之間的關系，探究我國機構投資者是否具有基金選擇能力。 實證結果表明，機構持有比例越高的基金未來業績表現越好，這一結果在控制“智錢效應”研究關注的機構資金凈流入后依然顯著。

此外，已有研究大多通過檢驗機構資金凈流入和基金業績之間的關系來考察機構的基金選擇能力，未考慮機構投資行為對基金業績的影響。此類影響主要體現在兩方面：一是機構投資者的監督可以增強基金經理的努力程度（Cuthbertson 等，2016），并且降低管理費率（Evans 和Fahlenbrach，2012）；二是機構投資者帶來穩定的資金流降低了資金流的波動性，有利于基金經理的流動性管理（Rakowski，2010）。 因此，本文將控制這兩方面的影響，來檢驗機構投資者是否有能力選出下期業績優勝的基金。 結果顯示，在控制機構投資行為對基金業績的影響后，機構持有比例和基金未來業績的正向關系依然顯著存在，機構投資者確實具有基金選擇能力。

本文通過改變持有期，區分牛熊市和劃分不同樣本期對機構投資者的基金選擇能力進行了穩健性檢驗。本文還考察了機構持有比例高的基金在收益和風險方面的特征，以探究機構投資者在選擇基金時的決策依據。 研究發現機構傾向于持有歷史收益高、風險低的基金，注重風險調整后的超額收益，對市場風險敞口回報不敏感。

與已有文獻相比，本文具有以下幾方面的學術貢獻：

（1）使用持有比例而非資金凈流入來衡量機構投資者對基金的選擇度， 實證檢驗機構持有比例與基金未來業績的關系，是對相關研究的進一步探討。（2）將機構投資者資金凈流入作為控制變量，驗證了機構持有比例這一“存量”指標在控制“流量”指標之后對基金未來業績依然具有顯著的預測能力，表明機構持有比例這一指標具有資金凈流入之外的有效信息。（3）在檢驗機構持有比例和基金未來業績關系的基礎上，進一步控制機構投資行為對基金業績施加的影響，更為嚴謹地證實了機構投資者具有基金選擇能力。（4）從收益和風險特征的角度研究機構持有比例高的基金的特點，豐富了機構投資者基金選擇行為的相關研究。

本文共分為五個部分：第一部分是引言，第二部分是相關文獻回顧， 第三部分介紹數據與研究方法，第四部分報告實證結果，第五部分為主要結論。

二、文獻綜述與理論分析

（一）機構投資者的基金選擇能力

投資者的基金選擇能力一直以來都是學界關注的重點話題。 Gruber（1996）最早用資金凈流入來研究投資者的基金選擇能力，資金凈流入為正，說明該基金比上一期被更多的投資者選擇。 然而，相關研究沒有得出一致結論。例如，Gruber（1996）、Zheng（1999）均發現基金投資者具有選擇能力，Zheng（1999）的研究進一步顯示“智錢效應”只在小規?；鹬写嬖?。陳永生和楊寧（2011）也證實了我國投資者的基金選擇能力，并且在選擇小盤基金時尤為明顯。 但Sapp 和Tiwari（2004）與Clifford 等（2011）未發現投資者具有基金選擇能力。

針對機構投資者的基金選擇能力，不少學者進行了探討。莫泰山和朱啟兵（2013）發現機構的凈申贖資金與基金業績不相關。尚爾霄和曹學良（2012）的研究表明機構投資者在我國開放式基金市場中不存在“智錢效應”。 然而，大量文獻認為，機構投資者具有信息獲取優勢和專業的投資決策能力 （Daniel 等，1997；Bushee 和 Goodman, 2007；Ali 等, 2008；Yan 和Zhang，2009）。 一方面， 機構投資者具有信息獲取優勢， 可以依據私有信息在市場上交易 （Bushee 和Goodman，2007；Ali 等，2008；Yan 和Zhang，2009）。 另一方面， 機構投資者具有更高的信息分析和決策能力。 即使面對相同的信息，理性程度更高的機構投資者能夠運用復雜信息，做出更優的投資決策（左大勇和陸蓉，2013；謝玲玲，2020）。我們認為機構投資者的上述優勢應在基金選擇上得以體現。Keswani 和Stolin（2008） 證實了機構投資者具有系統評估和專業測試的能力，選擇基金更趨理性。 左大勇和陸蓉（2013）也發現機構投資者更看重基金剔除風險因素的超額收益，選擇的基金在未來有更好的業績表現。

總體上，已有研究主要從資金“流量”視角來衡量投資者對基金的選擇度，對機構投資者是否具有基金選擇能力未得出一致的結論。 現實中，基金的申贖資金往往是多期產生的，而資金流動的結果就體現在機構持有比例這一“存量”指標上。 相比單期“流量”指標，“存量” 指標能更綜合地體現機構對基金的選擇度，目前的研究對此較少涉及。 本文將從“存量”視角來衡量機構投資者對基金的選擇度，檢驗其與基金未來業績之間的關系。

（二）機構投資者投資行為對基金業績的影響

根據已有理論，機構投資行為會對基金業績產生影響（Evans 和Fahlenbrach，2012）。 主要的影響渠道有兩種：第一，機構投資者的監督作用會促使基金經理提高管理的努力程度。對基金經理努力程度的衡量主要有兩種方式： 私有信息 （Amihud 和Geyonko，2013；Hirshleifer 等，2009；羅榮華等，2011；申宇，2015)和跟蹤誤差（Cuthbertson 等，2016）。第二，機構投資者帶來穩定的資金流減少了流動性管理的成本，從而提升基金業績（Rakowski，2010；羅榮華等，2017）。

本文將控制機構投資行為對基金未來業績的影響， 研究機構持有比例高的基金在未來是否依然優勝， 以考察機構投資者是否具有顯著的基金選擇能力。

（三）投資者所選基金特點的研究

已有文獻關于投資者所選基金特點的研究主要集中在“贖回異象”上。 陸蓉等(2007)、馮金余(2012)發現我國基金業存在“贖回異象”，即投資者會贖回而不是申購業績表現好的基金。 然而，鄒富（2011）發現短期業績較好的基金更能吸引投資者的注意。肖峻和石勁（2011）、彭惠等（2012）也指出投資者總體上“追逐業績”而非“反向選擇”，我國投資者并不存在“贖回異象”。 馮金余（2014）的實證檢驗表明投資者申購與基金業績排名正相關，申購行為具有合理性。 易力和王序東（2021）的研究發現“贖回異象”并不存在,投資者樂觀時注重基金短期回報,而在悲觀時看重基金長期業績。 Barber 等（2016）、Agarwal 等（2018）的研究表明美國投資者對市場風險敞口回報不敏感，而對風險調整后的超額收益敏感。

在針對機構投資者所選基金特點的研究中，已有實證研究的結論和理論文獻相符，機構投資者擁有理性決策能力， 在基金選擇時能夠綜合分析多種信息。Guercio 和Tkac（2002）以及James 和Karceski（2006）的研究表明機構投資者能夠分析復雜的績效衡量標準。李志冰和劉曉宇（2019）指出機構投資者更加注重對基金經理能力的分析和對風險的判斷。

然而， 該領域的文獻均基于資金流量的視角，而本文將探討機構持有比例對基金收益風險特征的敏感度，以加深對機構持有基金特點的理解。

三、樣本數據、變量和研究方法

（一）樣本選擇

2005 年股權分置改革對資本市場帶來了深刻的影響，公募基金也迎來大發展，因此本文選取的樣本區間為2006-2018 年。 本文的研究對象為Wind 基金分類中的普通股票型基金和偏股混合型基金，對基金存續期限的最低要求為10 個季度（30 個月）1由于我們在測算基金每個月alpha 時需要用到前12 個月的收益率，計算基金半年度alpha 時需要用到該半年度6 個月的月度alpha，因此要求基金至少存續18 個月。此外，計算基金資金流波動性時需要利用前8 個季度的數據，要求每只基金至少有9 個季度的數據。為了排除基金剛成立時捧場資金的影響，需剔除基金成立后第一個季度的數據。，最終得到656 只基金的有效樣本。

（二）變量說明

本研究涉及的所有變量包括基金業績、機構持有比例和控制變量三大類。變量名稱與定義匯總見表1。

表1 變量及定義

類別 符號 定義Inf_inst 機構資金凈流入Inf_instt=Instt×TNAt-Instt-1×（1+Rt）×TNAt-1 TNAt-1（左大勇和陸蓉，2013)，Rt 為基金在t 期的原始收益率TE 跟蹤誤差TEt= 1 6 6（Cuthbertson 等，2016），Rm 為基金在m 月的原始收益率，Benchmarkm 為m 月市場基準收益率■6 Σ（（Rm-Benchmarkm）-1 Σ（Rm-Benchmarkm））2 m=1 6 m=1 Inf_std 資金流波動性Inf_stdt= 1 24 24 24■Σ（Flowm- 1 24 ΣFlowm）2（羅榮華，2017），Flowm 為基金在m 月的資金凈流量m=1 m=1

（三）研究方法

本文首先進行單變量分組檢驗，按機構持有比例對基金排序分組，考察機構持有比例和基金業績表現的關系。 單變量分組分析時采用的業績指標有：半年度原始收益率、月度原始收益率、月度CAPM alpha、月度FF3 alpha（Fama 和French，1993）、月度Car4 alpha（Carhart，1997） 以 及 月 度FF5 alpha （Fama 和French，2015）。 然后采用Fama-Macbeth 回歸等方法控制相關變量來研究基金未來業績與機構持有比例間的關系。我們認為自變量采用滯后一期的設置更為合理，因為本文研究的是機構投資者在當期能否基于已有信息選出下期業績優勝的基金，下期業績不影響當期的機構持有比例，模型不存在反向因果關系。 本文參考Chen 等(2004)的研究選取控制變量，構建模型如下：

其中，t 為每半年度，方程左側的基金業績均為半年度業績指標， 包括： 原始收益率、CAPM alpha、FF3 alpha、Car4 alpha 以及FF5 alpha。 β1即為我們關心的基金未來業績對機構持有比例的敏感程度。

此外，本文還控制“智錢效應”所關注的機構資金凈流入Inf_inst，以探究機構持有比例這一“存量”指標是否含有不被機構資金凈流入包含的新信息?；貧w模型為：

在此基礎上，本文通過控制機構投資行為對基金業績的影響進一步檢驗機構投資者是否確實具有基金選擇能力。 加入基金管理者努力程度TE（Cuthbertson 等，2016） 和基金資金流波動性Inf_std（Rakowski，2010；羅榮華等，2017）作為控制變量進行回歸分析。 模型如下：

本文還將研究機構投資者青睞的基金具有哪些特征， 以探究機構投資者在選擇基金時的決策依據。本文將當期機構持有比例對基金上期的收益風險特征進行回歸分析，以考察上期原始收益率、風險調整后的超額收益以及市場風險敞口回報與當期機構持有比例之間的關系。 回歸模型如下：

其中市場風險敞口回報Mkt 為市場風險暴露和單位市場風險溢價的乘積。

四、實證結果

（一）描述性統計

表2 統計了樣本期內主要變量的均值、標準差以及四分位數。我國普通股票型和偏股混合型基金的機構持有比例在2006-2018 年間的均值為17.98%，中位數為8.28%，說明目前我國此類基金的投資者主要仍以個人投資者為主。

表2 機構投資者持有比例的描述統計

表3 考察了機構持有比例的持續性，持續性高說明變量持續穩定，能更好地衡量樣本的某種特征（Bali等，2016）。每半年對每只基金計算機構持有比例當期和未來t 期的相關系數ρt,t+τ， 其中t 為當前時點，τ 為時間間隔（半年為一期），然后把每期相關系數取時間序列均值，計算公式如下：

其中，N 為樣本的期數：2006-2018 年共26 期。表3 顯示當期機構持有比例和下一期的平均相關系數為0.82，隨著時間間隔的延長略有降低，但仍保持著較高的持續性,說明機構持有比例較為穩定，來自機構的資金是逐期流入或流出的。 因此，本文采用“存量”指標來衡量機構投資者的選擇度具有合理性。

表3 機構投資者持有比例的持續性

（二）機構持有比例與基金未來業績的關系

1.機構持有比例與基金未來業績的分組檢驗

在每半年期初， 根據上期末的機構持有比例對基金分組， 將排位前30% 的基金分為第一組，30%-70%的基金分為第二組，70%-100%的基金分為第三組。 同時采用基金層面 （fund level approach） 和組合層面（portfolio level approach）的計算方法。 以Car4 alpha 為例，基金層面的方法是指根據Carhart 四因子模型用前12 個月的時間窗口滾動回歸得出每只基金每月的Car4 alpha，排序分組后得到每個基金組合的平均Car4 alpha 序列。 最后采用Newey-West 調整 (Newey 和West，1987)的方法對各組Car4 alpha 序列均值進行顯著性檢驗。組合層面的算法是指，排序分組后得出每組基金組合的月度收益率序列， 再對各組收益率數據進行Carhart 四因子模型回歸，得到各組的Car4 alpha。對于原始收益率而言，基金層面和組合層面的算法相同。

表4 顯示各基金組合的業績指標隨著機構持有比例的增加而提高。 基金層面方法下，半年度原始收益率在不同的組合間呈現單調遞增性，最高組和最低組的差值為1.24%，在5%的水平上顯著。同樣，各月度收益率指標均呈現出與機構持有比例的正向關系，各指標的高減低組收益率均在1%的水平上顯著為正。

表4 機構持有比例與未來半年基金業績的分組檢驗

圖1 直觀體現了各基金組合累計收益率的走勢，總體上機構持有比例最高組的業績表現要優于最低組和市場基準。 2015 年之前，機構持有比例最高的基金組合收益率略高于其他兩組；2015 年之后，最低組與最高組累計收益率的差距明顯擴大， 截至2018 年12 月底高減低組累計收益率達到100%左右。 說明這一優勢在2015 年之后有擴大的趨勢， 反映出機構投資者的基金選擇能力近年來逐漸提升。

圖1 各基金組合累計收益率

2.機構持有比例與基金未來業績的回歸分析

本小節參考Chen 等(2004)的研究控制相關變量構造模型1。 特別地，我們還控制了“智錢效應”研究關注的機構資金凈流入構造模型2，以檢驗機構持有比例能否提供新的有效信息，結果如表5 所示。

表5 機構持有比例與未來半年基金業績的檢驗2

模型1 的結果顯示上期機構持有比例能顯著預測基金未來業績。具體地，半年度原始收益率對上期機構持有比例的敏感性為0.023。機構持有比例和風險調整后的超額收益也顯著正相關， 機構投資者持有比例越高，基金未來業績表現越好。進一步控制機構的資金凈流入后， 模型2 的結果顯示機構持有比例的回歸系數均顯著為正，說明這一“存量”視角的選擇度指標含有不被資金凈流入這一 “流量”指標包含的增量信息，在預測基金未來業績時也應當被考慮。

（三） 控制機構投資行為對基金未來業績施加的影響

模型3 通過在回歸分析中加入跟蹤誤差（TE）和資金流波動性（Inflow_std）來控制機構投資行為對基金業績產生的影響，進一步探究機構投資者是否確實具有基金選擇能力，結果如表6 所示。

表6 機構投資者基金選擇能力的檢驗

各業績指標下，機構持有比例的回歸系數依然顯著為正。 用四種超額收益衡量基金業績時，機構持有比例具有更強的統計顯著性和經濟意義，說明機構投資者選擇度高的基金在下期具有更高的超額收益?？偟膩砜?， 在控制機構投資行為對基金業績的影響后，機構持有比例依然對基金未來業績有顯著的預測能力，說明機構投資者確實具有基金選擇能力。

（四）機構選擇能力的穩健性檢驗

1.不同持有期長度下機構投資者的選擇能力

本小節將延長持有期對機構投資者的基金選擇能力進行穩健性檢驗。表7 將不同持有期下各業績指標的半年度幾何平均值作為因變量分別進行和第三小節相同的回歸分析（模型3），K 為組合構建后的持有期數，半年為一期。限于篇幅，表7 僅報告機構持有比例的回歸系數和t 值。 結果顯示，在所有持有期和業績指標的組合下， 機構持有比例的系數均顯著為正，說明機構投資者的基金選擇能力沒有隨持有期的延長而消失。

表7 不同持有期下機構投資者基金選擇能力的檢驗

2.不同市場狀態與樣本期下機構投資者的選擇能力

本文還區分牛熊市和拆分樣本期對機構投資者的基金選擇能力進行穩健性檢驗， 結果如表8 所示。限于篇幅，表8 僅報告機構持有比例的回歸系數和t 值。

表8 不同市場狀態、不同樣本期下機構投資者基金選擇能力的檢驗

結果表明機構持有比例的系數在牛市和熊市中均顯著為正，說明機構投資者的選擇能力不會隨著市場狀況的不同而消失。 此外，機構投資者的基金選擇能力在兩個樣本期內都顯著存在。 值得一提的是，對于四種超額收益而言，2013-2018 年機構持有比例的回歸系數顯著性要強于2006-2012 年。 原始收益率對機構持有比例的敏感性在前7 年不顯著，而在后6 年顯著為正。 這說明我國機構投資者的基金選擇能力近年來有所提升，我國機構投資者隨著金融市場發展逐漸成熟。

（五）機構持有比例與基金特征

前文從多方面論證了機構具有基金選擇能力，那么機構選擇基金時在收益和風險方面具有哪些偏好？本節運用模型4 和模型5 研究機構投資者在選擇基金時的決策依據，結果如表9 所示。

表9 機構持有比例與基金特征

整體來看，機構持有比例對五種業績指標的敏感性都在1%的水平下顯著為正， 說明機構投資者青睞歷史業績表現好的基金。模型4 的結果顯示機構持有比例對原始收益率的敏感性顯著為正，說明原始收益率高的基金更容易被機構持有。機構持有比例對基金收益率波動的敏感性顯著為負，意味著機構傾向于持有歷史收益率高且風險低的基金。 此外，模型5 的結果顯示四種超額收益的系數均顯著為正，一方面說明機構不僅看重原始收益率，還看重經風險模型調整后的超額收益，體現出機構選擇基金的專業性；另一方面，風險調整后的超額收益常用來衡量基金的管理能力， 因此這一結果也意味著基金的管理能力越強，機構的持有比例越高，說明機構投資者能夠識別具有優秀管理能力的基金。 與五種業績指標不同，市場風險敞口回報的系數在所有模型下均不顯著，說明機構投資者在選擇基金時不關注收益中市場風險補償部分，而對風險調整后的超額收益，即基金經理的管理能力更加注重。

五、結論

本文以中國市場普通股票型和偏股混合型開放式基金為研究對象，以機構持有比例這一“存量”指標衡量機構對基金的選擇度，探討機構投資者是否具有基金選擇能力。

本文首先通過分組分析和回歸分析證實了機構持有比例和基金未來半年業績的正向關系。特別地，在回歸分析中控制“智錢效應”研究關注的機構資金凈流入后， 機構持有比例對基金未來業績依然有顯著為正的預測力，說明機構持有比例這一“存量”指標具有不被資金凈流入這一“流量”指標所包含的增量信息。

進一步，本文控制了機構投資行為對基金未來業績產生影響的變量，結果顯示機構持有比例的系數依然顯著為正，證實了機構投資者確實具有基金選擇能力。 此外，本文發現這一選擇能力不會隨著持有期的延長而消失，并且在牛市和熊市中、前7 年和后6 年樣本期內都顯著存在。說明機構的基金選擇能力是穩健的，并且近年來有逐漸提高的趨勢。

最后，本文發現原始收益率高、風險低的基金更容易被機構持有，機構投資者不僅看重基金的歷史收益率，也關注基金的風險。此外，機構持有比例對基金超額收益的敏感性也顯著為正，而對市場風險敞口回報不敏感，說明機構投資者更加看重風險調整后的超額收益即基金的管理能力， 不受市場行情的干擾，進一步證實了我國機構投資者具有基金選擇能力。

隨著以基金中基金方式來運作的養老目標基金獲準發行， 機構投資者的基金選擇能力變得愈加重要。本文實證檢驗了機構投資者在投資管理方面的專業性，研究成果將有助于我們深入了解我國機構投資者對基金的選擇能力以及選擇依據，為有關部門制定社會保險基金等投資政策提供實證支持。