基金業績排名壓力與賭博式交易傾向

王志強 吳思璠

[摘 要：如何分散交易風險，提高機構投資者風險管理水平，推動股票市場高質量發展成為學術界和監管層關注的焦點。本文選取中國開放式股票型基金作為研究對象，運用組合價差法和面板數據模型分析了基金業績排名壓力對賭博式交易傾向的影響，并考察了基金經理持基和基金經理變更對二者之間關系的影響機制。研究結果顯示，基金業績排名壓力對賭博式交易傾向有顯著的正向影響，即基金業績排名壓力越大，基金經理的賭博式交易傾向越強；基金經理持基能夠抑制賭博式交易傾向，而基金經理變更對賭博式交易傾向的影響不顯著。本文的分析既為基金經理持基的代理人激勵問題提供了經驗證據，也有助于探尋抑制機構投資者賭博式交易傾向、強化機構投資者“理性交易引導者”身份的內在路徑。

關鍵詞：開放式股票型基金；基金業績排名壓力；賭博式交易傾向

中圖分類號：F830.9 文獻標識碼：A 文章編號：1000?176X（2023）03?0068?12 ]

一、問題的提出

機構投資者已經逐漸成長為A股市場的主力軍［1］，在理性交易者的身份認知下具有信息優勢和專業能力的機構投資者被視為股票交易的波動穩定器［2］，更是諸多個人投資者的決策追蹤對象和投資參考標桿［3］。然而，機構投資者的交易總是理性的嗎？1由于存在收益激勵扭曲問題，機構投資者在其資產配置中是否偏好彩票型股票進而表現出與個人投資者相似的賭博式交易傾向？如果機構投資者表現出某種程度的彩票型股票偏好，既喪失了機構投資者專業化交易的優勢，也會基于投資示范效應放大這種非理性交易的噪聲沖擊和股市波動，從而動搖機構投資者引領中國股票市場從“投機市”向“價值市”轉換的基礎性作用。*

投資者偏好彩票型股票而進行賭博式交易的早期研究多集中于個人投資者范疇，如Kumar［4］研究發現，具有低價格、高波動率和異常收益偏度的股票的平均收益相對較低。Boyer和Vorkink［5］發現，橫截面上個股期權的事前總偏度與其風險調整后收益之間存在很強的負相關關系。Eraker和Ready［6］考察了柜臺交易市場，發現股票收益具有很高的正偏度和極端的負平均值。李培馨等［7］通過構建個股層面的彩票型股票指數，發現彩票型股票的收益比非彩票型股票低10%—12%。崔惠穎和王志強［8］認為，最具直觀性的最大日收益率是識別彩票型股票的最佳指標。這些研究都證實了個人投資者存在典型的彩票型股票偏好，并認為這種偏好多源于個人投資者的累計前景［9］和樂觀主義［10］。個人投資者在非理性心理驅動下，會出現對獲益可能和獲益水平的小概率高估，從而產生賭博式交易行為。基于這一行為金融的分析框架，當研究對象聚焦到機構投資者時，多數研究認為，由于投資機構的信息優勢和專業能力，機構投資者會相對理性，以追逐彩票型股票為代表的賭博式交易行為被很好地抑制了［11］。究其原因：一是機構投資者在較強的信息能力支撐下，本身就屬于風險厭惡者或穩健型投資者；二是彩票型股票存在較強的業績懲罰效應，這種向資本市場的信號釋放，將機構投資者與低選股能力聯系起來，從而導致機構投資者面臨較強的“用腳投票式”的贖回壓力和盲目懲罰效應［12］；三是機構投資決策中存在較強的內部監督，這往往會修正由于基金經理個體的過度樂觀所衍生的偏度偏好［13］。然而，另外一些研究卻找到了機構投資者存在彩票型股票偏好的證據。如Kumar等［14］分析了地理變異對機構投資者投資決策的影響，發現雖然這些機構原本都是彩票型股票規避者，但當基金交易轉移到其他國家特別是發展中國家時，股票市場相對濃厚的投機式交易習慣會出現傳染，機構投資者在交易中對于彩票型股票的權重分配會相應上升。Doran等［15］的研究也發現，相對于主板市場，在美國和歐洲的創業板，由于信息沖擊效應更為顯著且股價波動普遍較大，正偏性分布偏好在機構投資者選股中也顯著存在。陸蓉等［16］基于中國A股市場的實證檢驗也發現，機構投資者對某些低價、小盤和異常收益率股票存在理性泡沫騎乘行為和概念性偏好，且這種機構投資者追逐短期收益的賭博式交易行為催生了股市泡沫。總體上看，已有的相關研究在考察彩票型股票偏好時，普遍集中于對個人投資者非理性利益追逐的檢驗，很少涉及對機構投資者賭博式交易傾向的分析，即使其研究對象從個人投資者轉移到機構投資者，也更多的是延續行為金融的分析框架，從樂觀預期、累計前景等角度開展分析。筆者認為，機構投資者的賭博式交易傾向并不是對小概率超額回報樂觀預期的結果，更可能是代理人約束不足而導致的機會主義行為和業績排名壓力下的理性選擇，因為較差的前期業績和離職壓力，會使基金經理心中產生“反正不會比現在更糟糕”的想法，進而會促使其進行賭博式交易。

基于此，筆者選取中國開放式股票型基金數據，識別并測度機構投資者賭博式交易傾向，考察基金業績排名壓力對賭博式交易傾向的影響，進而分析基金經理持基或基金經理變更的抑制作用，以期探尋約束賭博式交易傾向的內在路徑。本文可能的邊際貢獻在于：一是從不完備契約與機會主義傾向的視角詮釋機構投資者彩票型股票偏好問題，從而基于非理性行為的“理性決策”邏輯，識別、測量并解釋了機構投資者賭博式交易傾向；二是在錯誤信息和噪聲交易的干擾下，機構投資者選股能力會出現偏差，進而引致內生性，本文使用“基金經理從業經驗”“是否具有海外教育背景”兩個工具變量，有效地控制了內生性，避免了內生性問題對因果邏輯鏈條產生的扭曲；三是基金經理持基強化了基金業績排名壓力對賭博式交易傾向的抑制作用，這既能為基金經理持基的代理人激勵問題提供經驗證據，又能為投資機構控制賭博式交易傾向提供現實解決路徑。

二、理論分析與研究假設

（一）基金業績排名壓力對賭博式交易傾向的影響

中國基金業界通常采用“錦標賽”制度作為基金經理的業績激勵，業績較差的基金經理將面臨較大的業績排名壓力。同時，中國基金管理費用的征收采取固定費率，即與基金管理的資金規模一致，基金經理旗下的基金規模越大，其能夠獲得的管理費用越高。肖繼輝［17］與于上堯等［18］證實，基金的前期業績是基金投資者考慮是否投資的重要因素，投資者會對基金業績作出申購或贖回的相機抉擇。因此，當基金在上半年排名勝出時，基金經理會偏好于實施相對穩健的策略［19］，而當基金表現不盡如人意時，在基金業績排名壓力和基金經理聲譽壓力的雙重影響下，基金經理會試圖承擔更多風險，以博取脫穎而出的機會。更重要的是，在基金經理個人機會主義約束明顯不足的情況下［20］，當賭博式交易失敗時，雖然可能面臨一定的資金損失，但鑒于前期業績不佳的狀況持續同樣會面臨資金損失，這種損失并不會比不進行賭博式交易嚴重得多，因此，基金經理的個人聲譽和薪酬損失相對較小。而一旦選擇彩票型股票進行賭博式交易獲取了小概率的超額收益，不僅業績提升可以獲得獎勵，受到的關注還可以吸引大量資金流入進而帶來豐厚的管理費用。所以，前期業績表現不佳的基金經理有足夠的動機進行賭博式交易。基于此，筆者提出如下研究假設：

H1：基金業績排名壓力對賭博式交易傾向具有顯著的正向影響。

（二）基金經理持基或基金經理變更的影響

基金經理對彩票型股票的偏好，更多源于基金經理在不完備契約下的機會主義約束不足。在較大的業績壓力下，基金經理追求小概率的偶然收益，采取賭博式交易，加大了基金權益損失的概率，基金經理遭受資本市場的業績懲罰［21］。一種已經在中國資本市場上廣泛采用的作為修正基金經理機會主義行為的策略是基金經理持基。1這種制度通過將基金經理與基金業績高度捆綁來強化對基金經理的業績約束［22］，那么它能否通過預期賭博式交易帶來的業績懲罰效應，適度抑制基金經理的彩票型股票偏好呢？Kumar等［14］指出，基金的賭博（冒險）動機不僅受薪酬激勵（compensation incentives）的影響，還受雇傭風險（employment risk）的影響，在未實施基金經理持基的薪酬捆綁前提下，基金經理的薪酬合約中浮動性薪酬比例偏低，弱化了其通過賭博式交易獲取偶然收益的激勵。而當存在基金經理持基的浮動性薪酬約束后，由于基金經理高估了潛在損失，其更有意愿維持相對平穩的基金收益，基金經理持基顯著增加了基金經理被解雇的顯性成本，這會適度緩解由于業績壓力所形成的雇傭風險對基金經理賭博式交易行為的作用。基于此，筆者提出如下研究假設：

H2：基金經理持基能夠減少基金業績排名壓力驅動下的賭博式交易傾向。

Chen等［23］的研究發現，基金經理變更也會顯著反映在基金交易策略、風險偏好水平等的相應調整上，同時具有更高職業聲譽的基金經理也總是更偏好于長期價值投資。王燕鳴和蔣運冰［24］也證實，基金經理變更特別是非自動離職，對基金風險調整行為存在顯著影響；就前期業績較差的基金而言，這種基金經理變更的影響更為突出。理論上，基金經理變更，可能對機構投資者賭博式交易傾向存在聲譽約束和業績躍升兩方面效應：一方面，管理者變更總是遵循“優勝劣汰”，具有更高職業聲譽和更好前期業績的經理人進入，會在聲譽約束下，減少機會主義行為，表現出“價值投資”交易策略特征［19］，這會減少賭博式交易行為；另一方面，基金經理往往是在較差的前期業績壓力下發生變更的，新的基金經理也因此承擔著“拯救基金業績排名”的責任，有更高的拯救排名的激勵薪酬，這實際上進一步放大了基金經理的業績壓力以及通過交易彩票型股票獲取超額收益的動機。此時，基金經理變更對賭博式交易行為的影響就取決于上述兩方面效應產生作用的強弱，且高度依賴于基金投資決策過程中與賭博式交易行為相關的其他基金特征。基于此，筆者提出如下研究假設：

H3：基金經理變更對基金業績排名壓力驅動下的賭博式交易傾向的影響存在不確定性。

三、研究設計

（一）數據選擇與變量說明

1.數據選擇

由于債券與股票在特質偏度等方面存在結構性差異，且債券到期收益較少受到換手率和收益率異常波動的影響，本文的基金樣本僅包括開放式股票型基金，剔除了存在非股票類資產的混合基金，樣本時序期選擇為2004—2021年。同時，為盡可能地分離賭博式交易行為的業績懲罰效應和基金設立初期相對寬松的“業績容忍期”，本文還剔除了存續期低于5年的基金樣本，且拆分基金不作單獨處理，歸并入母基金統一核算。本文數據來自于WIND數據庫、CSMAR數據庫以及基金的半年報和年報。

2.變量說明

（1）被解釋變量

本文被解釋變量為賭博式交易傾向。現有研究對賭博式交易的識別，主要是通過對機構投資者持倉股票的數據特征是否存在顯著“正偏”而進行。在識別時有單一指標和復合指標兩種類型：單一指標包括前期最大日收益率［5］、原始報酬率偏態系數［25］和特質波動率或特質偏度［12，26］；復合指標包括股價水平、特質波動率和特質偏度三個指標合成的指數等。崔惠穎和王志強［8］比較了不同指標對彩票型股票的識別能力，表明計算越簡單的指標識別效果越好，且復合指標并不比單一指標更有效。因此，本文借鑒Green和Hwang［12］與Byun和Kim［26］的做法，用基金收益率偏度衡量賭博式交易傾向。基本思路是，依據基金在每個會計年度下半年內持倉資產的收益率偏度相對于上半年的調整幅度，識別基金是否在下半年中持有更多的收益率顯著“正偏”的資產，若收益率偏度調整幅度較大，則認為基金經理表現出較高的彩票型股票偏好，基金經理具有較強的賭博式交易傾向，具體計算步驟如下：

對樣本中的每一只基金i，在每個會計年度t內分別計算上半年和下半年的收益率偏度，計算公式如下：

[gamid1it=16-1σ3it，（1，6）k=16（ritk-rit，（1，6））3] ????????????????????（1）

[gamid2it=16-1σ3it，（7，12）k=712（ritk-rit，（7，12））3] ???????????????????（2）

其中，[ gamid1it]和[gamid2it]分別表示基金i在t年上半年和下半年的收益率偏度，[ritk]表示基金i在t年k月份的收益率（用累計凈值增長率計算），[σit，（1，6）]和[σit，（7，12）]分別表示基金i在t年上半年和下半年月度收益率的標準差，[rit，（1，6）]和[rit，（7，12）]分別表示基金i在t年上半年和下半年月度收益率的平均值。同時，為保證基金在不同年份收益率偏度的可比性，本文對[gamid1it]和[gamid2it]均進行（0，1）區間的歸一化處理。

用式（1）和式（2）計算基金i在t年下半年收益率偏度的變動幅度如下：

[gamidit=gamid2it-gamid1it] ??????????????????????（3）

其中，[gamidit]表示基金i在t年下半年收益率偏度變動，衡量賭博式交易傾向。[gamidit]值越大，表明機構投資者在下半年的選股中存在越明顯的彩票型股票偏好，賭博式交易傾向也越強。

（2）解釋變量

本文的解釋變量為業績排名壓力。參考李志生和朱雯君［27］的研究，根據基金的年度收益率或上半年收益率（截至6月末）對所有開放式股票型基金進行排名，其名次分別記為[rankyearit]和[rankhalfyearit]，分別計算基金的年中業績下滑指數和年度業績下滑指數如下：

[perpsinyearit=rankhalfyearit-rankyeari，t-1] ??????????????????????（4）

[perpsyearit=rankyeari，t-1-rankyeari，t-2] ????????????????????????（5）

其中，[perpsinyearit]表示基金i在t年的年中業績下滑指數，[rankhalfyearit]表示基金i在t年的年中收益率排名名次，[rankyearit]表示基金i在t-1年的年度收益率排名名次，[perpsyearit]表示基金i在t年的年度業績下滑指數，[rankhalfyearit]表示基金i在t-2年的年度收益率排名名次。由于基金收益率排名上升導致[perpsinyearit]和[perpsyearit]存在負值，參考李志生和朱雯君［27］的研究，使用各年度最大值和最小值對業績下滑指數進行（0，1）區間的歸一化處理。

為了方便比較，在進行回歸分析時，還使用收益率水平變動[Δ]r替代業績下滑指數進行補充分析。同時，本文還設置了基金經理持基（HD）和基金經理變更（TD）兩個虛擬變量。其中，基金經理持基指的是基金經理購入并持有自己所管理基金份額的行為。若機構投資者i在t年有基金經理持有基金，記為1，否則記為0。對于基金經理變更，則根據基金經理人更迭信息公報，對存在經理人變更的機構投資者，若t年4—10月期間存在經理人變更，記為1，否則記為0。之所以選取4—10月這一特殊時間段，是因為當基金經理變更發生于1—3月時，新經理的投資決策已經體現在基金上半年收益率偏度水平上，而當基金經理變更發生于10—12月時，新經理對下半年收益率偏度的影響無法充分體現，這會低估甚至掩蓋基金經理變更對投資機構下半年基金收益率偏度變動的影響。

（3）控制變量

基金風險水平變動[?σit]。在不同的業績排名壓力下，機構投資者會基于收益率目標策略性地調整風險水平，且這種風險偏好的轉移本質上并不意味著賭博式交易傾向的出現，而僅僅是試圖通過增加適度風險進而擴大預期收益［28］。因此，本文控制基金風險水平變動來消除這一問題。借鑒Mohan和Zhang［29］的做法，用基金下半年的月度收益率標準差[σit，（7，12）]減去基金上半年的收益率標準差[σit，（1，6）]衡量，即[?σit=σit，（7，12）-σit，（1，6）]。

現金流水平[cflowit]。在不同的現金流水平下，基金差異化的風險規避能力對基金收益率偏度會產生影響，因此，引入基金現金流水平作為控制變量，計算公式如下：

[cflowit=tnaittnai，t-1-（1-rit）] ?????????????????????????????（6）

其中，[tnait]表示基金i在t年度期末凈資產總額，[rit]表示基金i在t年度扣除費用率后的收益率。

股票換手率[trdpit]。在不同的持倉結構下，股票買入規模對基金收益率偏度會產生影響。因此，在模型中引入股票換手率作為控制變量。參照劉圣堯和李怡宗［25］的研究，通過對比期末和期初的持股明細，計算調整資產組合所需的最小股票交易額，并除以期初凈資產得到股票換手率。在計算時，股票交易額包括買入與賣出雙向交易。

除了上述3個控制變量，為控制基金管理資產規模和基金存續期的影響，本文還引入了基金規模[sizeit]和基金年齡[ageit]兩個控制變量，其中，基金規模用基金凈資產的自然對數衡量，基金年齡用基金自成立日起到t年年末的年數衡量。

（二）模型構建

為了檢驗在年中業績排名壓力下，以及在下半年投資組合調整過程中，機構投資者是否會出現賭博式交易傾向，參考Green和Hwang［12］與Byun和Kim［26］的研究，構建如下面板數據模型：

[gamidit=α0+α1perpsit+α2gamidi，t-1+j=15βjcontroljit+εit] ??????（7）

其中，[gamidit]表示基金i在t年下半年收益率偏度變動，[perpsit]表示基金i在t年的業績排名下滑指數或收益率水平變動，具體估計中分別采用[perpsinyearit]、[perpsyearit]或[Δ]r，[controljit]表示與基金i賭博式交易傾向相關的第j個控制變量，上文已述。同時，為控制基金習慣性交易策略的影響，模型中還引入了[gamidit]的滯后一期變量[gamidi，t-1]，[εit]表示隨機誤差項。

為了檢驗基金經理持基或基金經理變更對基金業績壓力與賭博式交易傾向的影響，在模型（7）中引入表示基金經理持基或基金經理變更的兩個虛擬變量及其與解釋變量的交互項，采用如下面板數據模型：

[gamidit=α0+α1perpsit+α2HDit+α3HDit×perpsit+α4TDit+α5TDit×perpsit+α6gamidi，t-1+j=15βjcontroljit+εit] ?（8）

（三）描述性統計

表1為主要變量的描述性統計結果。從表1可以看出，樣本期內，不同基金下半年的收益率偏度變動不同，有的基金調低0.261，有的基金調高0.354，所有開放式股票型基金的平均變動幅度為0.102。不同基金的年度業績下滑指數也有顯著差異，有的為0.000，有的為0.886，年中基金下滑指數差異也很大，有的為0.000，有的為0.761。但從年中業績下滑指數和年度業績下滑指數的中位數、最小值和最大值來看，兩者差異不大。基金風險水平變動遠低于其收益率偏度變動，基金風險水平變動的最大值和最小值之差為0.047，基金收益率偏度變動的最大值和最小值之差為0.615，這說明，基金收益率偏度變動并不完全由基金風險水平變動決定。

四、實證分析

（一）基準回歸分析

首先，筆者采用組合價差法考察基金業績排名壓力對基金賭博式交易傾向的影響。具體做法如下：（1）每年根據基金上半年的收益率水平或年中業績下滑指數從高到低進行排序；（2）按照收益率水平或年中業績下滑指數的大小，將所有基金等分為五組；1（3）以等權重方式分別計算每組內gamid的均值。滾動操作，重復（1）、（2）和（3），可以得到各組gamid的時間序列，分別采用t檢驗和Wilcox秩和檢驗，考察兩個極端組合（高收益率組與低收益率組、高業績下滑組與低業績下滑組）之間gamid的差異，檢驗結果如表2所示。從表2可以看出，無論是以基金收益率水平還是以年中業績下滑指數分組，高收益率組和低業績下滑組的平均收益率偏度變動均分別顯著小于低收益率組和高業績下滑組的平均收益率偏度變動，其對應的t統計量和Wilcox Z統計量均在1%水平上顯著。同時，隨著基金收益率或業績下滑指數的逐漸變化，下半年基金收益率偏度變動呈現出規律性變化。這表明，基金中期業績相對越低或業績下滑指數越大，越會導致下半年基金收益率偏度變動加大。H1在統計分析層面得到了初步證明。

其次，采用模型（7）對基金業績排名壓力影響賭博式交易傾向進行進一步的檢驗。在模型估計方面，非平衡面板的Hausman檢驗支持建立隨機效應變截距模型，同時由于模型包含被解釋變量滯后項，對模型（7）采用動態廣義矩（DGMM）方法進行參數估計，回歸結果如表3所示。基金的收益率水平變動與收益率業績排名變動間存在一定程度偏離，特別是在頭部效應的作用下，業績排名處于頂部或底部的基金，由于其排名變動相對收益率變動不敏感，會導致業績排名壓力，此時賭博式交易行為更多地源自個體收益率變動而非相對收益率變動，這會低估業績排名壓力對基金經理開展賭博式交易行為的作用。因此，在使用業績下滑指數的同時，也使用基金收益率水平變動[Δ]r代替業績下滑指數，考察其對基金年內收益率偏度變動的影響，結果如表3列（3）所示，其中，基金收益率水平變動用基金在每個會計年度下半年與上半年平均收益率差值衡量。由于收益率水平變動存在負值樣本，對收益率水平變動進行正值平移折算。1

從表3的回歸結果可以看出：

第一，總體上看，無論是以基金歷史收益率業績排名變動衡量的業績下滑指數，還是以收益率水平變動測算的業績排名壓力，都對下半年基金收益率偏度變動有顯著影響，且表現為業績下滑指數對下半年基金收益率偏度變動有顯著正向影響，而收益率水平變動對基金下半年收益率偏度變動有顯著負向影響。這意味著，當基金業績出現下滑，基金經理面臨較強的業績排名壓力時，其在下半年交易策略中表現出典型的賭博式交易傾向和彩票型股票偏好，H1再次得到證實，這與Kumar等［14］的結論一致，機構投資者雖然能夠借助其規模優勢和專業能力克服股票交易的“噪聲”干擾，但由于委托—代理問題，基金經理本身會出現個體投機偏好，這種機構投資者的非理性變異，既是對委托交易契約的背離，也在一定程度上增強了中國股票市場的“投機市”特征。

第二，基金風險水平變動對下半年基金收益率偏度變動具有顯著的正向影響。這說明，風險偏好程度影響機構投資者賭博式交易行為，且提高基金收益率偏度的同時并未導致基金波動率水平顯著下降，反而是存在協同上升過程。1這也從另一個角度表明，受制于中國股票市場信息障礙和業績懲罰機能匱乏，個人投資者難以對基金非理性交易決策形成即時性的贖回懲罰，助長了機構投資者“高風險偏度”交易特征，這種“高風險、高賭博”的疊加及風險驅動下的非理性交易模式，會加速分流基金公司的內部業績，從而進一步強化基金間的業績差異，增強基金業績排名壓力。

第三，現金流水平和股票換手率對下半年基金收益率偏度變動的影響未得到證實。這可能意味著，即使基金存在較好的現金流量，具備了相對充足的投資能力和倉位調整空間，但在較大的業績排名壓力下，基金經理不再滿足于通過優化資產配置保證預期收益，而更愿意選擇彩票型股票進行賭博式交易。基金規模和基金年齡對下半年基金收益率偏度變動有顯著負向影響。這表明，相對于規模小的基金而言，規模大的基金由于具備更好的選股空間和選股手段，在規模維持意愿下能夠預期到由于賭博式交易所引致的贖回懲罰，其交易策略更偏向于穩健型和風險厭惡型，也更偏愛那些業績表現良好、治理規范的上市公司股票。因此，即使存在適度業績排名壓力，也很難產生對彩票型股票的非理性追逐。

（二）內生性處理

模型（7）中，下半年中基金收益率偏度變動與基金業績下滑指數之間可能存在典型的回饋效應引致的內生性問題，這種內生性源自如下兩種機制：一是彩票型股票已經被充分證實存在后期的負收益［12，14］，這種業績懲罰效應的存在會導致基金投資收益的減少和業績排名的下滑；二是作為有限理性的個體，基金經理選股與交易策略總是難以避免地被市場錯誤信息等噪聲干擾［30］這會使得基金對某些彩票型股票的偏好往往不是異常收益率驅動下的策略，而是選股偏差和過高流動性敏感度引起的結果［25］，即機構投資者的彩票型股票偏好是選股失誤導致。這種共生變量的存在也會衍生出內生性問題。因此，筆者嘗試基于如下兩種思路對內生性加以處理：一是為基金業績排名尋找恰當的工具變量，并通過兩階段最小二乘法（2SLS）估計控制模型（7）由于內生性導致的參數估計偏誤；二是基金選股能力是業績排名和收益率偏度變動的共生變量，將該工具變量直接引入模型（7）以盡可能分離殘差中的相關性成分。參考肖繼輝等［22］與Barberis等［31］的研究，用“基金經理從業經驗”“是否具有海外教育背景”兩個變量作為基金年中業績排名的工具變量。較為豐富的從業經歷和接受過國外系統的金融交易培訓，可能會導致基金經理出現系統性的風險偏好模式，如更為穩健的投資習慣［32］。因此，本文將“經理交易模式”引入模型（7）中，以控制基金經理個體特征對彩票型股票偏好的其他渠道影響。在實際的測度上，用經理從業時長測度基金經理從業經驗。是否具有海外教育背景則直接處理成虛擬變量，存在海外留學背景或海外金融行業從業經驗賦值為1，否則賦值為0。2對于基金經理交易模式偏好，用每一會計年度基金藍籌股持倉比重衡量，藍籌股平均持倉比重超過基金均值賦值為1，否則賦值為0。估計結果如表4所示，其中，列（1）和列（2）采用IV+2SLS估計，列（3）和列（4）為用動態廣義矩（DGMM）方法引入共生工具變量的估計結果。從表4的回歸結果可以看出，當引入經理從業時長和海外教育背景兩個工具變量后，年中業績下滑指數和年度業績下滑指數對下半年基金收益率偏度變動的影響在關鍵變量顯著性上差異不大，但控制內生性后業績下滑指數對下半年基金收益率偏度變動的影響顯著增強，這意味著當忽視基金選股能力的影響時，業績排名壓力驅動下的賭博式交易行為被一定程度低估了。

（三）基金經理持基或基金經理變更的影響機制

對模型（8）的估計結果如表5所示。1

從表5的回歸結果可以看出：

第一，無論采用業績下滑指數還是收益率水平變動指標，基金經理持基都對下半年基金收益率偏度變動有顯著負向影響。這表明，簽訂基金經理持基的浮動式薪酬合約能夠顯著抑制基金經理的彩票型股票偏好和賭博式交易意愿。同時，基金經理持基與年中業績下滑指數的交互項、基金經理持基與收益率水平變動的交互項也對下半年基金收益率偏度變動有顯著影響，且表現出基金收益偏度的“收窄”效應。這意味著基金經理持基，一方面，有助于緩解業績排名壓力對經理人非理性投資決策的逆向激勵效應；另一方面，這種委托—代理的利益聯結機制及由此導致的經理個人較強的收入平穩性意愿、對潛在損失的高估和長期雇傭關系期望的形成，能夠促進基金經理形成相對穩健的交易策略，有效抑制其賭博式交易行為。因此，H2得到了證實。

第二，而基金經理變更對下半年基金收益率偏度變動沒有顯著影響，這表明，基金經理變更在強化業績排名壓力、形成賭博式交易激勵方面沒有效果。即中國開放式股票型基金的經理變更更多的是一種業績未達標的懲罰性替換，這將使得新經理在一開始就面臨較強的期中業績排名壓力，即使新入職經理存在較好的前期業績表現和職業聲譽約束，1依然無法有效抑制機會主義傾向的出現和對彩票型股票的偏好，基金經理將不得不裹挾于基金業績競爭中而不斷強化其冒險意愿。因此，H3沒有獲得實證支持。

（四）穩健性檢驗2

為保證本文實證結論的可靠性，進行如下穩健性檢驗：一是更換樣本。使用晨星（中國）發布的基金年度排名榜單替代本文測算的開放式股票基金年度收益率排名進行估計；3在對基金進行收益率排名后，剔除業績排名前五位及后十位的基金樣本進行估計。二是更換變量的衡量方法。借鑒林煜恩等［33］與Boyer 和Vorkink［5］的研究，使用特質偏度替代收益率偏度進行偏度偏好檢驗。上述兩種方法的估計結果都表明，無論是替換基金排名，剔除業績排名極端值樣本還是使用特質偏度作為賭博式交易傾向的識別依據，模型（7）中解釋變量系數估計值均與表3結果一致，這說明，模型（7）的估計結果通過了穩健性檢驗。

五、結論與啟示

機構投資者是否表現出賭博式交易傾向，又是否存在抑制賭博式交易傾向的內在路徑，對這些問題的回答，關乎機構投資者的身份認知和其交易標桿的有效性，也有助于理解中國股票市場投機性交易的內在結構。基于此，本文在構建開放式股票型基金收益率偏度變動指標以衡量賭博式交易傾向的基礎上，實證檢驗了基金業績排名壓力對賭博式交易傾向的影響，以及基金經理持基、基金經理變更對賭博式交易傾向的影響機制。研究結論及啟示如下：

第一，無論是以基金歷史收益率業績排名變動還是以基金收益率水平變動測算的業績排名壓力，都對下半年基金收益率偏度變動有顯著正向影響。這意味著，以開放式股票型基金為代表的機構投資者，不但存在賭博式交易傾向，而且更多的是期中業績排名壓力驅動的結果。也正是這種專業交易者的機會主義行為，加劇了中國股票市場“投機市”特征的固化和延續。同時，基金規模的增加、基金存續期的延長，一定程度上弱化了賭博式交易行為，隨著信息成本的進一步降低以及中國個人投資者“用腳投票”意識的增強，能夠促使基金公司內部競爭分流，從而抑制賭博式交易傾向。

第二，基于賭博式交易偏好源自代理人約束不當的這一認知，本文進一步分析了基金經理持基或基金經理變更對賭博式交易傾向的影響及其作用機制。結果表明，基金經理持基能夠顯著抑制基金經理的博彩偏好和賭博心理，這種代理人約束的強化，有助于熨平基金收益率偏度波動，幫助其形成穩健性交易習慣。基金經理變更對賭博式交易傾向的影響總體上不顯著，基金經理變更實際上是業績排名壓力下的被動行為，這既放大了新入職經理的業績排名壓力，也不利于經理人市場良性競爭淘汰機制的形成。從構建基金賭博式交易傾向的內在約束機制角度看，基金經理持基是目前制度環境和市場環境下，相對低成本的一種內生性投機交易抑制策略，而基金經理變更，則并不利于基金公司代理人問題的約束強化，更大范圍、更高比例的基金經理持基，以及經理人市場的持續完善與聲譽機制約束力的強化，也許是未來有效抑制基金公司賭博式交易傾向的關鍵。

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Fund Performance Ranking Pressure With Gambling Trading Tendeney：Evidence From China's Open?End Equity Funds

WANG Zhi?qiang， WU Si?fan

（School of Finance， Dongbei University of Finance and Economics， Dalian 116025， China）

Abstract：How to spread the transaction risk， improve the risk management level of institutional investors， and promote the high?quality development of the stock market has become the focus of academic and regulatory circles. This paper selects China's open?end equity funds as the research object， analyzes the impact of fund performance ranking pressure on gambling trading tendency by using portfolio spread method and panel data model， and examines the impact mechanism of fund manager base holding and fund manager change on the relationship between the two. The results show that the pressure of fund performance ranking has a significant positive impact on the gambling trading tendency， that is， the greater the pressure of fund performance ranking， the stronger the gambling trading tendency of fund managers; The fund manager's holding base can inhibit the gambling trading tendency， while the change of fund manager has no significant impact on the gambling trading tendency. The analysis of this paper not only provides empirical evidence for the agent incentive problem of fund managers， but also helps to explore the internal path to restrain institutional investors'?gambling trading tendency and strengthen the identity of institutional investors as ‘rational transaction guide.

Key words：open?end equity funds；performance ranking pressure；gambling trading tendency

（責任編輯：巴紅靜）

［DOI］10.19654/j.cnki.cjwtyj.2023.03.006

［引用格式］王志強，吳思璠.基金業績排名壓力與賭博式交易傾向——基于中國開放式股票型基金的實證檢驗［J］．財經問題研究，2023（3）：68-79.