國債期貨與現貨之間的價格傳導及波動溢出效應研究

摘要：本文選取2013年9月6日至2014年12月31日的國債期貨價格與現貨價格數據，從期現價格傳導和價格波動溢出效應兩方面，對我國國債期貨市場和現貨市場的信息傳遞機制進行了實證研究，結果表明，國債期貨價格可以顯著引導現貨價格，國債期貨市場對現貨市場傳遞能力更強，國債期貨已具備價格發現功能。

關鍵詞：國債期貨價格 國債現貨價格 價格傳導 波動溢出

引言及文獻綜述

國債期貨在中國金融期貨交易所上市交易，是我國債券市場發展的重要里程碑，它在豐富市場投資工具、規避利率風險、促進債券市場合理定價、提升債券現貨流動性等方面具有重要作用。國債期貨交易重啟后，國債期貨與國債現貨市場之間的信息傳遞引起理論界和實務界的廣泛關注。市場之間的信息傳遞一方面可以通過期貨和現貨價格之間的傳導關系來反映；另一方面，可以通過兩市場價格變化的方差或波動溢出體現出來。國內一些學者對我國國債期貨與現貨價格之間的傳導關系以及波動性溢出問題進行了初步探索，主要的研究成果總結在表1中。

由表1可見，目前國內的文獻大都集中于國債期貨和現貨價格引導關系的分析，一些研究所用的樣本處于國債期貨的仿真交易時期，無論是交易環境還是數據選取，和實盤交易比起來，仍會存在較大差異，很難反映真實市場的價格行為。而其它一些對國債期貨上市交易后實際數據進行的研究，最長樣本期也不超過一年。樣本選擇上的時間跨度較短，會導致結論的偶然性。

與這些文獻相比，本文的擴展之處主要有：一是研究樣本區間擴大，樣本時間跨度為2013年9月6日至2014年12月31日，共有321對數據；二是研究指標選取更豐富和全面，國債現貨價格指標包括了現券、國債ETF和國債指數；三是研究方法更系統，本文從價格引導關系和波動溢出兩個角度進行研究。通過這些擴展，力求更加真實地反映國債期貨價格與現貨價格關系，更好地呈現我國國債期貨價格發現功能的實現情況。

數據和方法

（一）數據選擇和處理

本文選擇我國國債期貨重啟交易以來的期貨價格和現貨價格數據作為研究對象。以上市交易的5年期國債期貨合約日收盤價為期貨價格。由于國債期貨合約時間跨度有限，且合約進入交割月份后交易量較小，數據不穩定，為克服期貨價格不連續和數據不穩定的缺陷，在參考國債期貨合約交易活躍度（成交量和持倉量）的情形下，筆者通過反復比較，采取主力期貨合約到期前四周改為下一主力合約的做法得到連續的國債期貨價格序列。

現貨價格的選取較為復雜。本文把現貨價格指標分為實物券指標、國債ETF指標和國債指數指標。（1）實物券指標為最便宜可交割券（CTD券）的價格，這是基于以下幾點原因：○1活躍度較高，即成交量和持倉量較大；○2流動性較大，可以便利買賣；○3與國債期貨主力合約對應，且是隱含回購利率最高的券種。CTD券價格可以直接從Wind數據庫獲得，再經轉換因子調整就可獲得連續的價格序列。（2）國債ETF指標包括國泰上證5年期國債ETF（代碼511010）和嘉實中證金邊中期國債ETF（代碼159926），目前中國國債ETF以這兩只為主，它們要經加權轉換因子調整1。（3）目前可以搜集到的國債指數指標包括上證5年期國債凈價指數、中證中期國債凈價指數、中債固定利率國債凈價指數、中債國債總凈價指數、中債銀行間國債凈價指數、中債交易所國債凈價指數。我們選取上證5年期國債凈價指數和中債銀行間國債凈價指數2分別代表交易所和銀行間的國債現貨價格。

樣本時間跨度為2013年9月6日至2014年12月31日，數據來源于Wind數據庫和通達信金融終端。我們把上述指標列為表2。

（二）模型和方法介紹

本文首先對期貨指標（F）和現貨指標（S）的時間序列進行平穩性檢驗和協整檢驗，考察兩者之間是否存在長期均衡關系。其次，運用格蘭杰因果關系檢驗來分析F和S之間是否存在因果關系以及方向如何。最后，我們選用BEKK-GARCH模型來研究期現價格之間的波動溢出效應，以此來說明哪個方向的信息傳遞能力更強。

1.格蘭杰因果關系檢驗

在公式（5）中，矩陣A對角元素為a11和a22，非對角元素為a12和a21，其值顯著則表明存在短期波動溢出效應。相應的，矩陣B對角元素為b11和b22，非對角元素為b12和b21，若其系數值顯著則表明存在持久波動溢出效應。本文主要通過分析系數矩陣A和B非對角元素顯著與否來判斷期貨市場和現貨市場之間的波動溢出效應。

價格傳導分析所用軟件為Eviews7.0。波動溢出效應采用計量軟件Winrats8.0進行實證分析。

實證結果和分析

（一）描述性分析

上述各指標價格序列趨勢圖見圖1。

從圖1可以看到，CTD指標除有幾個跳躍點外，趨勢與期貨收盤價一致，差異不大。兩個國債ETF指標波動稍大，但趨勢與期貨指標大體一致，這也許是加權轉換因子調整的原因。國債指數指標走勢一致，只是位置高低稍有不同：中債銀行間國債凈價指數ZZY最高，上證5年期國債凈價指數SZ在其下方。從價格走勢上，我們可以初步認為期現價格之間存在某種相關關系。

（二）期現價格傳導關系分析

通過表3的平穩性檢驗可以看到，所有指標的水平序列是不平穩的，而一階差分序列平穩，說明它們均是一階單整，即I（1）。

采用EG兩步法進行協整檢驗，對 進行OLS回歸，得到殘差序列 ；然后對殘差序列選擇不含截距項和趨勢項的形式進行單位根檢驗，檢驗結果見表4。

可以看到，在1%水平下，殘差序列都是平穩的，兩者協整，二者存在長期均衡穩定關系。

格蘭杰因果檢驗：本文對滯后2期到滯后30期均進行了檢驗，為節約篇幅，僅選取具有代表性的2、5、10、30期列為表5。

結果顯示：國債期貨價格在5%顯著性水平下是國債現貨價格的格蘭杰原因，期貨價格顯著引導現貨價格。而國債現貨價格不是國債期貨價格的格蘭杰原因卻無法得到一致結論，在某些時期存在短暫的雙向因果關系。

（三）波動溢出效應研究

運用Winrats計量軟件進行波動溢出效應分析，得到表6的結果。

A（1，1）、A（2，2）、B（1，1）、B（2，2）分別對應公式（5）的a11、a22、b11、b22，它們的系數值表示國債期貨與國債現貨受自身波動的影響程度。根據表6，除ETF2的B（1，1）即b11不顯著外，其余系數值均顯著，這說明國債期貨市場與現貨市場受自身前期波動的影響顯著。

A（1，2）、A（2，1）、B（1，2）、B（2，1）分別對應公式（5）的a12、a21、b12、b21，估計值可以反映國債期貨市場與現貨市場之間的信息傳遞狀況，即波動溢出效應。若A（1，2）、B（1，2）系數值顯著，表示存在期貨向現貨市場的波動溢出；如果A（2，1）、B（2，1）系數值顯著，則表示有現貨市場到期貨市場的溢出。

表6中的A（1，2）即a12，衡量了國債期貨市場前期信息沖擊對現貨市場的波動溢出性。從結果中可以看出，該參數在5%水平下均顯著，說明國債期貨市場的前期信息沖擊對現貨市場有顯著的波動溢出性。表6的A（2，1）即a21衡量了國債現貨市場前期信息沖擊對期貨市場的波動溢出性。從結果中可以看出，除CTD指標外，該參數在1%水平下均顯著，說明除CTD指標外，國債現貨市場的前期信息沖擊對期貨市場有顯著的波動溢出性。此外，從系數絕對值來看，A（1，2）>A（2，1），說明國債期貨市場對現貨市場的信息傳遞能力更強。

表6中的B（1，2）即b12，衡量了國債期貨市場前期信息沖擊對現貨市場的波動溢出性。從結果中可以看出，該參數在1%水平下均顯著，說明國債期貨市場的前期信息沖擊對現貨市場有顯著的波動溢出性。表6的B（2，1）即b21衡量了國債現貨市場前期信息沖擊對期貨市場的波動溢出性。從結果中可以看出，除CTD指標外，該參數在1%水平下均顯著，說明除CTD指標外，國債現貨市場的前期信息沖擊對期貨市場有顯著的波動溢出性。此外，從系數絕對值來看，B（1，2）>B（2，1），說明國債期貨市場對現貨市場的信息傳遞能力更強。

綜上所述，除CTD指標有國債期貨向現貨市場單向波動溢出效應外，其他指標都是表現出兩市場間的雙向波動溢出效應，且國債期貨市場向現貨市場的信息傳遞能力更強。

小結

根據前面的實證分析，本文得出以下結論：

第一，平穩性檢驗表明所有價格序列均為I（1），E-G兩步法檢驗期現價格之間均存在協整關系，因此認為，國債期貨價格與現貨價格存在長期均衡穩定關系。

第二，由格蘭杰因果檢驗可以知道，在滯后多期的條件下，始終有期貨價格是現貨價格的格蘭杰原因，反過來卻得不出一致結論。這初步表明國債期貨市場已顯現價格發現功能。

第三，波動溢出效應分析結果表明，除CTD指標有國債期貨向現貨市場單向波動溢出效應外，其他指標都表現出兩市場間的雙向波動溢出效應，而且從系數絕對值大小來看，國債期貨市場相對于現貨市場的波動溢出效應更強，國債期貨市場對現貨市場的信息傳遞能力更強。

總的來看，國債期貨價格可以顯著引導現貨價格，國債期貨市場對現貨市場傳遞能力更強，這些都從不同側面說明我國的國債期貨已較好地具備了價格發現功能。

注：

1.國債ETF追蹤是的國債組合指數，因此該組合的轉換因子要進行加權平均，權重為每只重倉國債在組合中的比例。這是一種近似的處理，但我們認為該影響可以忽略不計。

2.中債銀行間國債凈價指數分為3～5年和5～7年兩種，本文對此做簡單算術平均來獲得數據，以近似代表銀行間5年期國債凈價指數。

3.BEKK模型是由Baba，Engle，Kraft，Kroner四人提出并以他們的首字母命名。

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