衍生品交易可以提高基金價值嗎？
——基于中國開放式基金的證據

李志生 朱雯君 石葉娜

(中南財經政法大學金融學院，湖北 武漢 430073)

引言

國際金融衍生品市場發展的歷程表明，以機構投資者為主體的投資者結構是衍生品市場走向成熟的重要標志之一(唐峰，2009)[36]。其原因在于金融衍生品高流動性、低交易成本、高杠桿率、雙向交易和對沖機制等特點可克服原始金融工具面對不確定性時無法有效規避風險、對市場有著篤定判斷時也不能充分表達的缺陷(陳炳輝，2008)[26]。伴隨著我國衍生品市場的發展，我國基金業從2005年開始涉足衍生品交易，交易對象以權證為主，交易量在2006～2007年達到高峰，隨著權證的到期退市而逐漸減少，2011年以后交易量極少。投資金融衍生品作為一種資產配置決策可能增加或減少基金價值；同時金融衍生品本身作為一種高風險的投資工具也具備對沖風險的作用，投資金融衍生品可能增加或減少基金的風險。鑒于投資金融衍生品同時影響基金的絕對收益和風險，其對風險調整后收益率的影響可能又不盡相同。現有的研究多使用發達市場國家基金投資金融衍生品數據，由于市場制度和規模不同，研究結果也存在差別。本文基于2005～2010年中國非貨幣型開放式基金數據，研究投資金融衍生品對基金價值及其風險的影響，為已有研究提供補充和參考。

文獻綜述

一、非金融企業投資衍生品

非金融企業在進行資本運作時使用金融衍生品進行風險管理的動機之一是減少稅收支出，降低外部融資成本避免投資不足以及協調管理層與股東利益；動機之二是通過承擔風險以期獲得高額收益。郭飛和徐燕(2010)[31]使用滬深300指數和公司2008年年報數據對于上述各種動機所占比重的研究發現非金融企業使用金融衍生品的動機主要是降低財務困境成本和減少稅務支出，避免不足投資和協調管理層與股東利益的動機沒有得到明確支持。鄭莉莉和鄭建民(2012)[40]使用2005～2010年我國上市公司數據發現財務狀況、投資機會、風險暴露、使用衍生品成本和代理成本指標等因素與理論相符，但稅收因素并未得到驗證。劉淑蓮(2009)[35]以深南電油品期權合約為例分析發現衍生品的使用不僅在于進行風險對沖，也是通過風險承擔獲得收益。

金融衍生品減少稅收支出、降低財務成本和外部融資成本以及投機獲利等功能可提高公司價值；同時其風險特征和引發的代理問題有可能降低公司價值。對于中國企業而言，受制于國內欠發達的金融衍生產品市場和嚴格限制境外交易的制度背景，衍生品投資對企業價值的影響結論不一。郭飛(2012)[29]基于968家中國跨國公司2007～2009年間使用外匯衍生品來對沖人民幣匯率升值的行為的研究發現，外匯衍生品的使用可以為公司帶來約10%的價值溢價。但郭飛等(2013)[30]還發現以貿易融資為主的經營對沖和以外匯遠期為主的金融對沖對于公司價值的影響并不相同，與金融對沖相比，經營對沖對企業的價值效果更加突出。陳煒和王弢(2006)[27]研究滬深兩市有色金屬加工或生產行業公司發現中國企業使用衍生產品并沒有像西方理論所認為那樣提升公司價值，原因是中國企業使用衍生產品帶來的負面影響抵消了其正面作用。

國外對使用金融衍生品對非金融企業影響的研究多發現其對公司價值和管理水平的正向作用。美國的研究中，Lin et al.(2007)[19]發現使用金融衍生品分散投資可降低信息不對稱效應而提高實業公司管理風險的水平；Allayannis and Weston(2001)[2]對于美國720家大型非金融企業1990～1995年的樣本研究表明外匯衍生品的使用顯著提高了企業的托賓Q值，存在外匯風險暴露的公司中，使用外匯衍生品的公司平均有4.87%的公司價值提升。多國樣本研究中，Allayannis et al.(2012)[1]研究了39個外幣開放程度較高的國家的公司，結果顯示使用外匯衍生品的公司顯示出較高的公司治理水平和價值提升效果。雖然理論支持非金融企業使用金融衍生品來降低財務成本，管理投資現金流，減少代理成本，但是Bartram et al.(2009)[5]研究發現企業使用衍生品的決策具有內生性，衍生品是用于配合其他財務或經營決策而使用的，并不是基于理論上的對沖可提高公司價值的出發點，于是Bartram et al.(2011)[4]又對47個國家6888家非金融企業2001～2002年的數據通過在條件近似的公司中比較衍生品持有與否來消除內生性影響，發現持有金融衍生品可以顯著降低公司的總風險和系統性風險，衍生品的使用對公司價值有顯著的正向影響。不同的結論有：Guay and Kothari(2003)[14]對234個大型非金融企業研究后認為大多數公司的衍生品頭寸相對于整體風險敞口是非常小的，套期保值的公司溢價被高估了，這個結論對以往文獻中對衍生品重要性的評價有所區別。Jin and Jorion(2006)[15]對美國119家石油產業公司1998～2001的研究發現衍生品對沖并沒有影響到該行業公司的市場價值。

二、金融企業投資衍生品

金融企業尤其是機構投資者對沖基金投資金融衍生品對其自身價值的影響，針對不同國家的數據研究得到不同結論。

Aragon and Martin(2012)[3]研究投資金融衍生品對于基金的效用究竟是安全保障還是提高了投機風險發現，基金持股情況可以預測基金收益，持有期權的情況可以預測基金收益波動性和對應股票的收益，投資金融衍生品的基金與不投資金融衍生品的基金相比，有較高的收益率和較低的風險。Chen(2011)[9]使用美國基金數據研究發現71%的基金投資金融衍生品，控制了基金類型和投資風格之后，投資金融衍生品的基金平均風險低于不投資金融衍生品的基金，凈現金流對于是否投資金融衍生品并不敏感。

Pramborg(2004)[24]對瑞典1997～2001年間數據的研究發現投資金融衍生品對基金的價值沒有正向作用。Fong et al.(2005)[12]研究澳大利亞1993～2003年間的基金數據發現投資金融衍生品對基金收益率有負向影響，對衍生資產占比較少的基金的負向影響更為嚴重。Johnson and Yu(2004)[16]對加拿大基金投資金融衍生品的研究發現加拿大基金業投資金融衍生品的程度很低，其中成長性、投資于國內股權的基金更傾向于投資金融衍生品；對于投資國外股權的基金，投資金融衍生品與否不影響其收益和風險；對于固定收益基金，投資金融衍生品的基金收益和風險都更高；對于國內股權基金，投資金融衍生品的基金有較低的收益和較高的風險。Marin and Rangel(2006)[22]對于西班牙的研究發現西班牙有60%的基金投資金融衍生品，存在家族聚集效應，投資金融衍生品并不能提升基金業績，大部分結果顯示投資金融衍生品的基金比不投資金融衍生品的基金表現更差，投資金融衍生品的基金也沒有表現出更好的選時選股能力反而表現出較差的選時選股能力。李黎和張羽(2009)[32]對于美國商業銀行參與衍生品交易的研究發現，總體上商業銀行持有非交易性衍生資產面值規模越大，銀行的收益越大，但整體風險也越大；相對于主導型銀行，參與型銀行可能持有更多的衍生品投機頭寸，從而增大了自身的系統風險；美國銀行控股公司在次貸危機前相對于危機后持有更多的衍生品頭寸，從而增大了自身的系統風險，金融衍生品對于商業銀行是一柄雙刃劍。

Koski and Pontiff(1999)[18]對美國1992～1994年的數據研究發現有21%基金投資金融衍生品，決定基金是否投資金融衍生品的主要影響因素是基金家族，但是投資金融衍生品與否對基金的收益和風險并無顯著影響。Pinnuck(2004)[23]對于澳大利亞基金市場的研究發現約半數基金投資金融衍生品(外匯期權)，持有衍生品對基金表現并無顯著影響。Johnson and Yu(2004)[16]對加拿大的基金數據研究發現21.36%的基金投資金融衍生品，股票型基金的投資風格越積極，投資于衍生品的可能性越高；對于固定收益型基金和外國股票型基金，基金成立時間越短，投資金融衍生品的可能性越高，他們對此的解釋是年輕基金的投資風格不保守。Cici and Palacios(2015)[10]研究投資期權對基金收益和風險的影響，基金聲稱投資期權是出于提高收益和對沖風險的動機，但結果顯示期權并未給基金收益帶來正向影響，期權的使用對于基金風險也沒有可持續的降低效應。Cao et al.(2011)[7]也發現投資金融衍生品對基金收益影響并不顯著。

就作者目前了解和檢索到的文獻來看，國內尚沒有基金投資金融衍生品對其價值或風險影響的研究，我國關于金融衍生品如何影響企業價值的研究多基于非金融企業的樣本，但由于非金融企業影響公司價值的因素眾多，金融衍生品多用于配合其他財務或經營決策而使用，使用衍生品的決策具有內生性(Bartram et al.，2009)[5]，與金融對沖相比，經營對沖對企業價值效果更加突出(郭飛等，2013)[30]。而基金由于其運營特點，全部資產均由金融工具構成，不存在經營對沖的影響，投資金融衍生品的決策對公司價值的作用更加直接。許多研究(王征，2005；李學峰等，2008)[38][33]表明我國基金資產配置能力對其價值的影響顯著，但投資組合中對于金融衍生品的資產配置如何影響基金的風險和收益特征學界還缺乏深入的實證研究，本文的研究可為現有研究提供補充。

研究方法

一、變量定義

1.因變量

為了研究衍生品投資對基金收益和風險狀況的影響，本文選取平均收益率、收益率波動率、風險調整收益率以及超額收益率四個指標衡量基金的表現。

(1)平均收益率(mean growth)：本文使用基金日凈值收益率在每個報告期(半年)內的算術平均值為平均收益率，代表基金價值。

(2)波動率(volatility)：本文使用基金日凈值收益率在每個報告期(半年)內的標準差為波動率，代表基金風險。

(3)Sharpe比率：由于基金在投資中必然承擔著系統性風險和非系統性風險，因此選擇以標準差來度量風險的Sharpe比率來代表風險調整后的收益率，衡量每單位總風險所帶來的風險溢價。

sharpe=[Rp-Rf]/σp

其中Rp為實際收益率，即本文中的基金凈值平均收益率(mean growth)，Rf為無風險利率，取一年期定期存款利率按連續復利算法得到的日度值在每個半年的算術平均，σp是收益率的標準差，即本文的波動率(volatility)。

(4)超額收益率(AR)：以經Fama-French三因素模型為基礎的風險調整收益率衡量(Fama，1972)[11]。具體計算方法是在每個基金的報告期(半年)內，估計如下回歸：

其中Rpt是基金實際收益率，Rft是無風險利率，Rmt是市場回報率，SMBt是規模因子，HMLt是價值因子，以上變量均為日度數據。回歸常數項αp即為超額收益AR，表示基金i在t半年度內的平均超額收益大小。

除了對影響基金價值的因素進行分析，本文還就基金的資金流動進行分析，以研究基金投資者對基金投資金融衍生品的反應(Sirri and Tufano，1998)[25]。為此引入第五個因變量：下期現金流。

(5)下期現金流(fund flow)：對于每個基金的每個報告期，取下一個報告期間產生的凈現金流入。

其中TNA是基金凈資產的期末值，r是報告期(半年)的凈值收益率。由于有研究(肖峻和石勁，2011；馮金余，2012)[39][28]表明我國投資者在年度時間范圍上是追逐業績的，所以本文用下期現金流代表投資者對基金作出的評價。

2.自變量

虛擬變量(dummy1，dummy2)用來代理基金是否投資金融衍生品(Allayannis，2012；Bartram et al.，2009)[1][5]。基金關于衍生品使用的信息位于資產負債表和利潤表中。我國相關法規要求基金于每季度披露報告，其中半年報和年報會詳細披露財務報表，可獲得的一、三季報資料中僅包含主要財務指標數據，并未披露財務報表詳細信息，因此本文選擇使用半年報和年報基金資產負債表中“衍生金融資產”項目和基金利潤表中“衍生工具收益”項目作為基金是否投資金融衍生品的代理指標。

(1)衍生金融資產啞變量(dummy1)：基金在中報或年報中披露了衍生金融資產，且資產大于零，則衍生金融資產啞變量(dummy1)賦值為1；未披露衍生金融資產或該項目數值為零，則衍生金融資產啞變量(dummy1)賦值為0。

(2)衍生工具收益啞變量(dummy2)：基金在中報或年報中披露了衍生工具收益，且收益不為零，則衍生工具收益啞變量(dummy2)賦值為1；未披露衍生工具收益或該項目數值為零，則衍生工具收益啞變量(dummy2)賦值為0。

除了使用虛擬變量考察基金是否投資金融衍生品，本文還考慮了持倉比重對基金價值的影響。參考Makar and Huffman(2001)[21]、Kim et al.(2006)[17]和Magee(2009)[20]的研究，本文使用對沖比率(衍生金融資產占基金凈資產的比率)來代理樣本基金對金融衍生品的持倉比重；用收益比率(衍生工具收益占基金總收益的比率)來代理樣本基金來自金融衍生品的投資收益對其總收益的貢獻程度(衍生工具收益可能為負)。

(3)衍生金融資產占比(ratio1)：衍生金融資產占比為資產負債表中披露的衍生金融資產占基金凈資產的比例。

(4)衍生工具收益占比(ratio2)：衍生工具收益占比為利潤表中衍生工具收益一項占總利潤的比例。

3.控制變量

參考Marin and Rangel(2006)[22]、Johnson and Yu(2004)[16]、Chen(2011)[9]及基金價值影響因素方面的研究，多元回歸模型中使用了如下控制變量：

(1)凈值對數：不少文獻(Gallagher(2003)；Chen et al.(2004)；朱冰和朱洪亮(2011))[13][8][41]表明，基金規模對基金價值存在影響，基金規模和基金業績之間存在倒U形的非線性關系，本文用基金凈資產(百萬元)的自然對數來控制基金的規模效應，預計基金規模和基金業績存在反向關系。用基金總資產的對數來代理基金規模，得到了相似的結果。

(2)累計收益率：基金的收益率具有一定的持續效應(Brown and Goetzmann，1995)[6]，本文使用基金的累計復權凈值相對于成立時的份額凈值的回報率表示累計收益率以控制基金歷史表現對其價值的影響。

(3)同期指數收益率：股票市場行情會對基金收益產生影響，對于持股比例較高的基金尤其如此，本文使用上證綜指在相同期間(每個半年)的平均日收益率作為同期指數收益率控制市場行情的影響。數據選取的口徑和基金平均收益率一致。

(4)同期指數波動率：本文使用上證綜指在相同期間(每個半年)的日收益率的標準差來表示同期指數波動率。該口徑與基金收益率波動率一致。

(5)上一期收益率。

(6)上一期波動率：考慮到基金收益率、波動率的自相關，本文把收益率和波動率的滯后一階作為控制變量納入回歸模型。

(7)投資類型：啞變量，用于控制基金的投資類型。股票型基金的投資類型啞變量賦值為1，混合型基金的投資類型啞變量賦值為0。

二、模型設定

國外的研究多發現投資金融衍生品對基金的收益并無顯著正向影響。如Koski and Pontiff(1999)[18]和Cao et al.(2011)[7]使用美國數據，Pinnuck(2004)[23]使用澳大利亞數據，Johnson and Yu(2004)[16]使用加拿大數據，Pramborg(2004)[24]使用瑞典數據，都認為投資金融衍生品對基金收益影響并不顯著。Cici and Palacios(2015)[10]研究使用期權對基金收益和風險的影響，雖然基金聲稱使用期權是出于提高收益和對沖風險的動機，但結果顯示期權并未給基金收益帶來正向影響，期權的使用對于基金風險也沒有可持續的降低效應。Fong et al.(2015)[12]研究澳大利亞數據發現投資金融衍生品對基金收益率有負向影響，Marin and Rangel(2006)[22]對于西班牙的研究也發現結果投資金融衍生品并不能提升基金業績，投資金融衍生品的基金比不投資金融衍生品的基金表現更差。

但投資金融衍生品對基金風險的影響則存在不同結論，雖然上述文獻總體認為投資金融衍生品對風險沒有降低的作用，但Chen(2011)[9]對于美國的研究發現，控制了基金類型和投資風格之后，投資金融衍生品基金的平均風險低于不投資金融衍生品的基金。

現金流方面Marin and Rangel(2006)[22]對于西班牙的研究認為衍生品用于管理現金流入流出是很有效的手段。Chen(2011)[9]則發現投資者對于基金是否投資金融衍生品并不敏感。

為了研究中國基金投資金融衍生品對其收益、風險和現金流的影響，基于上述文獻和變量定義，本文提出以下三個問題：

問題1：投資金融衍生品的基金是否具有較高的價值和盈利能力？即投資金融衍生品的基金與不投資金融衍生品的基金相比，會表現出較高還是較低的風險調整收益率(Sharpe比率)和超額收益率(AR)？

問題2：既然金融衍生品同時具有降低風險的套期保值和擴大風險的杠桿交易兩種功能，且這兩種功能對于風險的影響完全相反，那么總的來說基金交易衍生品為其風險和收益特征帶來了怎樣的效果？

問題3：如果投資金融衍生品的基金在價值、收益和風險上都有不同于不投資金融衍生品的基金的表現，那么市場將對其作出怎樣的回應？來自投資者的未來現金流會有什么樣的變化？

為了回答以上三個問題，本文使用以下回歸模型進行研究：

針對問題一：

其中Sharpei,t為基金i在t時期的Sharpe比率，ARi,t為超額收益率。Independenti,t為衍生金融資產啞變量(dummy1)、衍生工具收益啞變量(dummy2)、衍生金融資產占比(ratio1)和衍生工具收益占比(ratio2)。Controlsi,t為其他可能影響被解釋變量的控制變量，包括基金規模、累計回報率、同期指數收益率、同期指數波動率、收益率和波動率的滯后一階以及基金投資類型(股票型或混合型)。

針對問題二：

其中meangrowthi,t為基金的平均日凈值增長率，volatilityi,t為日凈值增長率的標準差。解釋變量和控制變量定義同模型(1)模型(2)。

針對問題三：

其中fundflowi,t+1為基金的下一期凈現金流入。解釋變量和控制變量定義同模型(1)-(4)。

數據來源及描述性統計

一、樣本選擇

通過考察相關文獻和制度背景，匹配報表數據后確認：由于我國衍生品市場的工具品種限制，基金所投資的衍生產品絕大部分比例來自權證1。我國證券市場中最早的權證是出現在1992～1996年間的轉配股認股權證，但由于市場制度的不完善和投資者認識上的偏差，權證被過度炒作以至于與其內在價值高度背離，淪為高度投機的工具，在倍受各方指責后，被迫退出證券市場長達9年之久，我國證券市場的產品創新也隨之長期停滯。由于股權分置改革，我國證券市場重新開啟權證業務2。2005年8月22日首支股改權證寶鋼JTB1(580000)上市標志著中國金融衍生品市場的正式開幕，同時，基金獲準在遵循一系列規定的條件下可主動投資股改權證3。由于權證是有期限的交易品種，隨著各個權證逐漸到期，而新的權證沒有再發行，權證市場迅速萎縮。2009年僅有1只權證上市，之后再無新的權證上市發行，權證存量日益減少，隨著長虹CWB1在2011年8月11日行權完畢，A股市場暫時迎來“無權證時代”。雖然2005年6月、2006年2月、2007年9月中國分別推出了遠期債券、利率互換、遠期利率協議等利率類衍生品；2005年8月、2006年4月、2007年12月分別推出遠期外匯、人民幣外匯掉期交易、人民幣外匯貨幣掉期交易等外匯類衍生品。但利率類衍生品和外匯類衍生品的交易量都遠小于權益類衍生品如權證、可轉換債券、股指期貨，尤其是權證成交額遠遠超過其余種類的衍生品。權證與其余金融衍生品相比，其不可比擬的交易量使得2010年后的基金金融衍生資產觀測值和持有量與2005～2010年相比不成比例。考慮到1992～1996年權證市場的高度非理性和中間的長期停滯，所以選擇2005年作為樣本期的起點，樣本期間包括衍生品存量相對較大的2005～2010年，樣本基金為開放式基金中股票型和混合型基金，不包括貨幣型基金、QDII基金、ETF基金、LOF基金、FOF基金和債券型基金。樣本數據來自WIND，基金相關數據來自CSMAR中國基金研究數據庫，無風險利率和日度三因子數據來自RESSET數據庫。

表1 涉及衍生品的樣本數量

表1給出了本文樣本期內投資金融衍生品基金的觀測值數量和基金數量，從中可以看出，在2005～2010年間，共有約60%的基金投資了金融衍生品，該參與程度低于美國的71%(Chen，2011)[9]、瑞典的85%(Pramborg，2004)[24]和西班牙的60%(Marin and Rangel，2006)[22]；高于澳大利亞的50%和加拿大的21%(Johnson and Yu，2004)[16]。投資金融衍生品的樣本數量約占全部樣本的一半。無論是投資金融衍生品的基金數量還是樣本數量，均表現出隨時間線遞增后遞減的趨勢，并在2008年達到最大值。

二、描述性統計

表2給出了本文主要變量的描述性統計。可以看出，衍生工具收益啞變量的均值為0.469，表明在整個樣本期內，基金投資金融衍生品的參與程度為46.9%；衍生金融資產啞變量的均值為0.208，小于衍生工具收益啞變量均值0.469。原因可能是基金在報告期末對沖掉了全部金融衍生品頭寸，盡管期末衍生資產項目為零，但報告期內仍然有衍生品投資收益并反映在利潤表中。在未報告的相關系數表中，基金的收益和風險變量之間都是正相關，衍生金融資產和衍生工具收益啞變量也和因變量成正相關關系。同期指數收益率和基金的收益變量成負相關關系，說明基金在中期(半年)時間維度上是可以起到穩定市場的作用，即牛市中基金難以獲得高水平的收益率，熊市中基金具有較強抵御風險的能力(結論同王守法，2005)[37]。

表2 主要變量描述性統計

實證結果與分析

一、單變量分析

本文首先采用單變量分析法考察投資金融衍生品對基金表現的影響，表3和表4分別給出了依據衍生金融資產啞變量(dummy1)和衍生工具收益啞變量(dummy2)分組的單變量檢驗結果，從中可以看出，無論以哪個指標進行分組，組間差異均小于0，并在1%或5%的水平下顯著，表明沒有投資金融衍生品的基金在Sharpe比率、超額收益率、平均收益率、波動率和下期凈現金流五個層面都顯著低于投資衍生品的基金。

二、多元回歸分析

為控制基金規模等其他因素的潛在影響，本文進一步使用多元回歸分析考察衍生品投資對基金表現的影響。表5給出了模型(1)和模型(2)中的回歸結果。

表3 是否有衍生金融資產的單變量分析

表4 是否有衍生工具收益的單變量分析

可以看到，Sharpe比率和超額收益率對衍生金融資產啞變量的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明總體而言，控制了基金規模、基金歷史表現、同期市場收益和波動情況以及基金上一期收益和波動情況等其他影響因素之后，與未投資金融衍生品的基金相比，投資金融衍生品的基金表現出更高的風險調整收益率(Sharpe比率)和超額收益率。同時，Sharpe比率和超額收益率對衍生金融資產占比的回歸系數也顯著為正，說明在控制其他影響因素之后，基金的風險調整收益和超額收益表現隨著金融衍生品的持倉比例提高而逐步提升。表5的結果回答了本文的問題1，發現投資金融衍生品的基金具有較高的基金價值和盈利能力。控制變量方面，凈值對數變量的系數顯著為負，可能的解釋是規模較大的基金風格更為穩健；累計回報率的系數顯著為正，表明歷史業績對基金表現有影響，基金業績具有一定的持續性(結論同Brown andGoetzmann，1995)[6]；同期指數收益率的的回歸系數顯著為負反映出機構投資者對市場有穩定作用(結論同王守法，2005；劉京軍和徐浩萍，2012)[37][34]；上一期收益率的系數顯著為負，表明基金的業績存在反轉效應；投資類型啞變量的系數顯著為正，表明投資金融衍生品對股票型基金收益的影響程度大于對混合型基金收益的影響程度，可能的原因是與混合型基金相比，股票型基金較高的權益證券持有比例導致了較大的風險敞口，而金融衍生品對于風險敞口的對沖作用為股票型基金貢獻出了更高的風險調整收益率和超額收益率。

由表5中模型(1)和模型(2)的回歸結果表明：投資金融衍生品可以顯著提高基金表現和價值。接下來，本文將進一步尋找問題2的答案，研究基金投資金融衍生品對其風險收益特征的影響。表6是對模型(3)和模型(4)的檢驗結果。

表6的結果顯示，平均收益率和波動率對衍生金融資產啞變量和衍生金融資產占比的回歸系數都顯著為正。表明投資金融衍生品在提高了基金收益水平的同時，也擴大了基金收益波動，基金的風險不僅沒有被有效的對沖，反而隨著衍生品的使用而增加。基金投資金融衍生品承擔了更多的風險，同時也帶來了更好的業績，表明基金可能更多的利用了金融衍生品杠桿交易的作用，而較少使用對沖風險的功能。控制變量方面，基金凈值對數的系數顯著為負，表明較大規模的基金收益水平更低、但也更加穩定；累計收益率的系數顯著為正，表明基金的歷史收益對基金收益水平和波動程度都有正的影響；同期指數收益與基金收益顯著負相關，但與基金波動程度并無關聯，而同期指數波動則與基金平均收益和波動程度均顯著正相關；基金前一期收益率負向影響本期基金收益，表明基金收益存在反轉效應，這與表5中的發現類似，但基金前一期收益率與本期基金波動程度并無關聯，與指數的影響類似，前一期基金收益波動與本期基金收益和基金波動顯著正相關。

表6 投資金融衍生品與平均收益率和波動率的回歸結果

表5和表6的結果回答了問題2，表明投資于金融衍生品的基金與不投資金融衍生品的基金相比具有更高的風險和收益。那么市場會對這類基金做出怎樣的反應？參照文獻中的做法，本文以下一期的現金流量來衡量市場反應大小，使用模型(5)試圖對問題3進行回答，結果如表7所示。

表7 投資金融衍生品與基金下一期現金流的回歸結果

衍生金融資產啞變量和衍生金融資產占比的系數都顯著為正，表明在控制了其他可能影響因素之后，投資金融衍生品的基金相比其他基金會獲得更高現金流入；隨著衍生品投資占比的提高，基金的現金流入也相應增加。可見市場對持有衍生品的基金作出了積極反應。控制變量方面，研究表明基金收益會對其未來現金流產生影響(結論同肖峻和石勁，2011；馮金余，2012)[39][28]，所以本文在模型(5)中將基金平均收益率納入控制變量。平均收益率和上一期收益率的系數均顯著為正，驗證了基金投資者追逐業績的結論(結論同肖峻和石勁，2011；馮金余，2012)[39][28]。基金凈值的系數顯著為負，表明投資者更加青睞規模較小的基金。同期指數收益率的系數顯著為正可能是由于當市場環境整體較好時，投資者更加愿意增加對各種金融投資渠道的投入。其他控制變量如指數波動等回歸系數并不顯著。該結果回答了問題3，證實市場對投資金融衍生品的基金給予了正面回應。

表8 衍生工具收益啞變量的回歸結果

三、穩健性檢驗

為保證結論可靠，本文從如下幾個方面進行了穩健性分析。

首先，本文使用衍生工具收益啞變量和衍生工具收益占比代替衍生金融資產啞變量和衍生金融資產占比作為解釋變量對模型(1)～模型(5)重新進行回歸分析，衍生工具收益啞變量和衍生工具收益占比的回歸系數均顯著為正，控制變量的符號與顯著性也與前文一致，囿于篇幅原因，表8僅列報了衍生工具收益啞變量對Sharp比率、超額收益、平均收益、波動率和下期現金流的回歸結果，如有需要可向作者索取完整表格。這些結果表明無論是以衍生金融資產還是以衍生工具收益來衡量基金投資金融衍生品的程度，投資金融衍生品都能夠顯著提高基金的收益和風險水平、也能使基金獲得更好的市場認可。

其次，由于不同投資類型基金的資產配置特點不同，本文還將樣本基金按照投資類型劃分為股票型基金和混合型基金兩個子樣本，并分別對模型(1)～模型(5)進行回歸分析，結果如表9所示。Panel A給出股票型基金子樣本回歸結果，Panel B則給出了混合型基金的回歸結果，篇幅所限，本文并未報告控制變量的系數。結果顯示子樣本回歸結果與全樣本結果基本一致，衍生金融資產和衍生工具收益在每個模型下的回歸系數都顯著為正(只有現金流對衍生金融資產啞變量的回歸系數不顯著)。

表9 子樣本啞變量回歸結果表

表10 匹配后主要變量的t檢驗結果

鑒于本文研究樣本中涉及衍生金融資產的樣本有474個，不涉及衍生金融資產的樣本有1806個，為盡可能消除樣本個體因素(尤其是規模)對研究結果的影響，本文還依據基金資產凈值為涉及金融資產的樣本進行了一對一匹配，匹配過程中要求對照組與實驗組樣本規模相差小于15%，最終有439個樣本匹配成功，表10是匹配后主要變量的t檢驗結果：結果顯示匹配之后的主要變量的組間差異有所減少，但依然在1%的水平下統計顯著，而基金規模的差異則不明顯。

使用匹配后的樣本對模型(1)～模型(5)重新進行了回歸，結果如表11所示，與全樣本中的結果一致，衍生金融資產啞變量在每個模型下的回歸系數均顯著為正。最后，本文還對模型中各變量進行縮尾處理，所得結果也與本文中結論一致。

表11 匹配后樣本回歸結果

結論

本文研究發現投資金融衍生品的基金風險調整后收益率和超額收益率都高于不投資金融衍生品的基金，可以認為投資金融衍生品的基金具有更優的資產配置和更高的管理水平。這與Aragon and Martin(2012)[3]的研究在基金收益率和管理水平上結論一致，但Aragon and Martin的研究認為投資金融衍生品對基金的效用更多的是安全保障而非投機風險，而我國的結論則更偏向于通過承擔更多風險來提高基金的價值和盈利能力，金融衍生品對于基金來說具有“雙刃劍”的作用(李黎和張羽，2009)[32]。投資者對投資金融衍生品的基金予以積極反應，投資金融衍生品的基金會得到更高的下一期現金流，可能的解釋是投資者認為使用金融衍生品可以代表更高的管理能力。

基金可以運用金融衍生品進行替代投資、優化投資、管理市場風險和流動性風險，更好地表達對市場的看法，更好地利用其所掌握的信息進行投資。我國應該在吸收和借鑒發達市場衍生產品設計思路的基礎上完善投資工具結構，鼓勵基金使用多樣化的金融工具，以更好的培育機構投資者，提高市場效率。

本文在研究投資金融衍生品對基金風險的影響時沒有考慮到內生性問題，有可能并非由于投資金融衍生品導致基金風險上升，而是相對高風險的基金會選擇投資金融衍生品進行套期保值以減少其風險敞口；以及投資者對投資金融衍生品基金的正向反應可能是在追逐收益而不是認為投資于金融衍生品是管理能力高的表現。有研究(Koski and Pontiff，1999；Marin and Rangel，2006)[18][22]表明，基金投資于衍生品的決策存在家族聚集效應，而本文沒有對家族因素加以控制。未來的研究將對以上因素做出改進。

注釋

1.權證是一種類似期權的合約，權證持有人在約定的時間內有權按約定價格向發行人購入或者出售合同規定的標的證券。

2.2005年6月14日上海交易所發布《上海證券交易所權證業務管理暫行辦法》，重啟權證發行。

3.《關于股權分置改革中證券投資基金投資權證有關問題的通知》規定：一只基金單日買入權證總額，不得超過上一交易日基金資產凈值的千分之五；一只基金持有的全部權證市值不得超過基金資產凈值的百分之三；一基金管理人管理的全部基金持有的同一權證不得超過該權證的百分之十。