我國滬深300股指期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能實(shí)證分析

高美玲

0 引言

股指期貨市場和股票市場對信息都會(huì)有所反應(yīng)，但是由于市場規(guī)模，流動(dòng)性的影響，它們對信息的反應(yīng)往往不具有同步性，存在先行—滯后關(guān)系，投資者往往很難準(zhǔn)確把握風(fēng)險(xiǎn)對沖的時(shí)間和位置。

本文首先通過ADF檢驗(yàn)及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)滬深300股指期貨和現(xiàn)貨市場是否存在相互引導(dǎo)關(guān)系，然后運(yùn)用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來判斷兩個(gè)市場價(jià)格之間是否存在動(dòng)態(tài)的長期均衡關(guān)系，最后利用VEC（誤差修正）模型度量兩變量之間長期影響和短期影響之間的程度。

1 研究方法

本文首先從長期和短期兩個(gè)角度來分析現(xiàn)貨市場和期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。長期價(jià)格發(fā)現(xiàn)基于協(xié)整理論，來探討期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格長期存在的均衡關(guān)系。由于研究的是兩變量長期擬合關(guān)系，所以協(xié)整方程可表示為yt=a+bxt+εt。短期價(jià)格發(fā)現(xiàn)基于信息的出現(xiàn)對市場的沖擊效應(yīng)，運(yùn)用誤差修正模型（VEC）來刻畫現(xiàn)貨和期貨哪個(gè)在價(jià)格運(yùn)動(dòng)中占主要地位。

短期運(yùn)用向量誤差修正模型必須保證滬深300期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格存在長期協(xié)整關(guān)系的前提下，才能進(jìn)一步來表示滬深300期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間的短期均衡關(guān)系。方程一般表示為

式中：△x和△y分別現(xiàn)貨市場和期貨市場的價(jià)格，ecm為誤差修正項(xiàng)，ecm的系數(shù)θ1和θ2分別表示現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格偏離長期均衡的調(diào)整力度。如果系數(shù)θ2顯著不為0，則表示期貨市場對現(xiàn)貨市場具有長期價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，短期的價(jià)格發(fā)現(xiàn)可以通過系數(shù)β1i的顯著性判斷，如果β1i不全為0，則說明滬深300期貨價(jià)格對現(xiàn)貨價(jià)格具有短期價(jià)格預(yù)測功能。

2 實(shí)證分析

2.1 樣本描述

本文選取了2010年4月16日到2011年11月15日的滬深300指數(shù)收盤價(jià)，總計(jì)385個(gè)，數(shù)據(jù)來源于中原證券行情數(shù)據(jù)系統(tǒng)。滬深300股指期貨數(shù)據(jù)來源于中國金融期貨交易所數(shù)據(jù)庫。為了保證期貨指數(shù)價(jià)格的市場有效性，數(shù)據(jù)來源于持倉量和交易量最大的合約。

2.2 數(shù)據(jù)處理

用FCt代表滬深300指數(shù)t期的收盤價(jià)，F(xiàn)Et代表滬深300指數(shù)t期的收益率；用RCt代表滬深300指數(shù)期貨價(jià)格t期的收盤價(jià)，REt代表滬深300指數(shù)期貨價(jià)格t期的收益率。為了緩解數(shù)據(jù)序列的波動(dòng)幅度，滬深300指數(shù)和滬深300股指期貨指數(shù)價(jià)格都采用對數(shù)的形式，而對數(shù)的一階差分分別代表對應(yīng)收益率的連續(xù)復(fù)利形式，即FEt=ln（FCt/FCt-1）（同樣 REt=ln（RCt/RCt-1））。

用Eviews5.0軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行初步統(tǒng)計(jì)分別得出現(xiàn)貨價(jià)格、現(xiàn)貨收益率、期貨價(jià)格、期貨收益率序列的單位根檢驗(yàn)。

（1）通過對FCt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明：在1%的顯著性水平下，F(xiàn)Ct的ADF值為-0.5459大于單位根檢驗(yàn)的臨界值-2.571，從而接受原假設(shè)，表明FCt序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。

（2）通過對RCt進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明：在1%的顯著性水平下，RCt的ADF值為-0.4753大于單位根檢驗(yàn)的臨界值-2.571，從而接受原假設(shè)，表明RCt序列存在單位根，是非平穩(wěn)序列。

（3）通過對FEt進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明：在1%的顯著性水平下，F(xiàn)Et的ADF值為-8.5882小于單位根檢驗(yàn)的臨界值-2.571，從而拒絕原假設(shè)，表明FEt序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

（4）通過對REt進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，結(jié)果表明：在1%的顯著性水平下，REt的ADF值為-9.6406小于單位根檢驗(yàn)的臨界值-2.571，從而拒絕原假設(shè)，表明REt序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。

綜上所述，考慮到收益率序列為價(jià)格序列一階差分得到的，期貨和現(xiàn)貨價(jià)格序列屬于I（1）過程，收益率序列屬于I（0）過程。

因?yàn)椋現(xiàn)Et和REt通過檢驗(yàn)為平穩(wěn)序列，所以繼續(xù)對其進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，得出期貨價(jià)格收益率為現(xiàn)貨價(jià)格收益率的Granger原因（（P=0.24905）0.01，接受原假設(shè)）；現(xiàn)貨價(jià)格收益率同樣為期貨價(jià)格收益率的Granger因（（P=0.75979）0.01，接受原假設(shè)）。所以期貨價(jià)格收益率和現(xiàn)貨價(jià)格收益率互為Granger原因，在價(jià)格發(fā)現(xiàn)上，存在長期相互影響關(guān)系，這就為研究它們在價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能上起的作用和大小奠定了基礎(chǔ)。

2.3 建立模型

（1）VAR模型

建立兩變量價(jià)格對數(shù)序列的的VAR模型，模型的滯后階數(shù)由AIC和SC準(zhǔn)則確定。經(jīng)VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)檢驗(yàn)，當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí)，AIC和SC信息準(zhǔn)則最小。所以模型選擇滯后2階估計(jì)，結(jié)果如下：

整體而言，AIC=-11.08306，SC=-10.97998，對擬合的VAR模型進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，存在的四個(gè)根都小于1，所以是一個(gè)平穩(wěn)的系統(tǒng)，本文接下來以最優(yōu)滯后2階進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)以及建立誤差修正模型。

（2）Johansen協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

對期貨和現(xiàn)貨價(jià)格序列進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，采用JJ檢驗(yàn)法進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

表1 特征根跡和最大者特征值檢驗(yàn)結(jié)果

以檢驗(yàn)水平0.05判斷，不僅跡統(tǒng)計(jì)量的值27.72＞15.49,而且最大特征值的值224.45＞14.26,所以現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格之間有1個(gè)協(xié)整關(guān)系。通過eviews軟件得出協(xié)整方程為ln（RC）=1.016ln（FC）（s.e.=0.016），由此可見，期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格存在長期協(xié)整關(guān)系，現(xiàn)貨變動(dòng)1%時(shí)，期貨將變動(dòng)1.016%。

（3）建立向量誤差修正（VEC）模型

由于存在協(xié)整關(guān)系，滬深300股指期貨和現(xiàn)貨向量自回歸模型VAR模型可以轉(zhuǎn)化為誤差修正（VEC）模型，對應(yīng)的方程如下：

從誤差修正模型可以看出：滬深300現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格之間互相影響，得到短期動(dòng)態(tài)均衡關(guān)系。當(dāng)短期價(jià)格波動(dòng)偏離長期均衡狀態(tài)時(shí)，滬深300股指期貨將以31.8%的調(diào)整力度調(diào)整到新的均衡狀態(tài)，而現(xiàn)貨價(jià)格的調(diào)整力度僅為7.29%；θ2為-1.925顯著不為0，所以期貨市場對現(xiàn)貨市場長期具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。從期貨和現(xiàn)貨價(jià)格的滯后項(xiàng)系數(shù)來看，期貨價(jià)格對現(xiàn)貨價(jià)格的影響作用在統(tǒng)計(jì)上更為顯著，所以短期來看，期貨價(jià)格更具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。

表2 期貨和現(xiàn)貨的方差分解

由表2可以看出，對現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)有長期作用的方差，當(dāng)滯后期為1時(shí)，7.97%來自于現(xiàn)貨市場，92.03%來自于期貨市場，隨著滯后期的增加，來自于現(xiàn)貨市場的部分呈現(xiàn)上升趨勢，來自期貨市場的部分呈下降趨勢，到滯后10期，現(xiàn)貨市場部分占到8.82%，期貨市場占到91.18%。對期貨價(jià)格變動(dòng)長期作用的方差中，出現(xiàn)了與現(xiàn)貨市場同樣的情況，滯后1期期貨市場占100%，現(xiàn)貨市場占0%，隨著滯后期增加到10，現(xiàn)貨市場逐漸上升為4.31%，期貨市場降低到95.69%。但是整體上說，期貨市場的方差份額占到了94.66%，現(xiàn)貨市場只占到5.34%，可見，從微觀上看，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能上期貨市場同樣占到了主要部分。

（4）脈沖響應(yīng)分析

由圖1和圖2可知：現(xiàn)貨市場一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息的沖擊，期貨價(jià)格會(huì)迅速達(dá)到最強(qiáng)，以后逐漸減弱；期貨市場的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息的沖擊會(huì)使現(xiàn)貨價(jià)格一兩日內(nèi)迅速得到最大，然后逐漸減弱。在脈沖響應(yīng)角度看，期貨價(jià)格的影響力強(qiáng)于現(xiàn)貨市場，進(jìn)一步說明期貨價(jià)格在價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能上處于主導(dǎo)作用。

圖1 期貨價(jià)格對現(xiàn)貨價(jià)格一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息的響應(yīng)

圖2 現(xiàn)貨價(jià)格對期貨價(jià)格一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)新息的響應(yīng)

3 結(jié)論

(1)現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格都屬于I（1）過程，互為格蘭杰因果關(guān)系。本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ汀⒄`差修正模型、方差分解以及脈沖響應(yīng)研究了期貨市場和現(xiàn)貨市場在價(jià)格發(fā)現(xiàn)過程中的貢獻(xiàn)度，結(jié)果表明，不論從長期、短期和微觀角度分析，都得出期貨價(jià)格在價(jià)格發(fā)現(xiàn)過程中處于主導(dǎo)地位。

(2)股指期貨在價(jià)格發(fā)現(xiàn)上占主導(dǎo)地位，所以股指期貨市場對新息的反映超前于股票市場，由于互相存在引導(dǎo)關(guān)系，股指期貨必然引導(dǎo)股票市場價(jià)格趨于一致。股票市場和股指期貨市場相互之間構(gòu)成了一個(gè)動(dòng)態(tài)均衡市場，通過有效的價(jià)差圖利和套利交易等措施能夠使得期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格不斷趨于均衡，在該過程中，股指期貨市場上集中的信息，由于能夠不斷傳遞到股票市場價(jià)格運(yùn)行中，從而提高股票市場的定價(jià)效率。

(3)我國股指期貨推出不足一年，不論在市場規(guī)模、流動(dòng)性和交易量上都無法和成熟市場相比，但是期貨價(jià)格卻產(chǎn)生了很好的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，考慮到我國股指期貨交易門檻比較高，多數(shù)為投資理念成熟的投資者參與其中，非理性投機(jī)者相對較少，市場信息能夠更為快捷的反映在期貨價(jià)格上，引導(dǎo)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。從中看出，我國政府采取加大入市門檻、提高保證金等提高股指期貨市場效率、降低投資性的措施是有效的。

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