我國滬深300股指期貨價格發現功能實證分析

高美玲

0 引言

股指期貨市場和股票市場對信息都會有所反應，但是由于市場規模，流動性的影響，它們對信息的反應往往不具有同步性，存在先行—滯后關系，投資者往往很難準確把握風險對沖的時間和位置。

本文首先通過ADF檢驗及格蘭杰因果關系檢驗，檢驗滬深300股指期貨和現貨市場是否存在相互引導關系，然后運用Johansen協整檢驗來判斷兩個市場價格之間是否存在動態的長期均衡關系，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角度來分析現貨市場和期貨市場的價格發現功能。長期價格發現基于協整理論，來探討期貨價格和現貨價格長期存在的均衡關系。由于研究的是兩變量長期擬合關系，所以協整方程可表示為yt=a+bxt+εt。短期價格發現基于信息的出現對市場的沖擊效應，運用誤差修正模型（VEC）來刻畫現貨和期貨哪個在價格運動中占主要地位。

短期運用向量誤差修正模型必須保證滬深300期貨價格和現貨價格存在長期協整關系的前提下，才能進一步來表示滬深300期貨價格和現貨價格之間的短期均衡關系。方程一般表示為

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

2 實證分析

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指數收盤價，總計385個，數據來源于中原證券行情數據系統。滬深300股指期貨數據來源于中國金融期貨交易所數據庫。為了保證期貨指數價格的市場有效性，數據來源于持倉量和交易量最大的合約。

2.2 數據處理

用FCt代表滬深300指數t期的收盤價，FEt代表滬深300指數t期的收益率；用RCt代表滬深300指數期貨價格t期的收盤價，REt代表滬深300指數期貨價格t期的收益率。為了緩解數據序列的波動幅度，滬深300指數和滬深300股指期貨指數價格都采用對數的形式，而對數的一階差分分別代表對應收益率的連續復利形式，即FEt=ln（FCt/FCt-1）（同樣 REt=ln（RCt/RCt-1））。

用Eviews5.0軟件對數據進行初步統計分別得出現貨價格、現貨收益率、期貨價格、期貨收益率序列的單位根檢驗。

（1）通過對FCt進行ADF檢驗，結果表明：在1%的顯著性水平下，FCt的ADF值為-0.5459大于單位根檢驗的臨界值-2.571，從而接受原假設，表明FCt序列存在單位根，是非平穩序列。

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

（3）通過對FEt進行ADF單位根檢驗，結果表明：在1%的顯著性水平下，FEt的ADF值為-8.5882小于單位根檢驗的臨界值-2.571，從而拒絕原假設，表明FEt序列不存在單位根，是平穩序列。

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

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

因為，FEt和REt通過檢驗為平穩序列，所以繼續對其進行Granger因果關系檢驗，得出期貨價格收益率為現貨價格收益率的Granger原因（（P=0.24905）0.01，接受原假設）；現貨價格收益率同樣為期貨價格收益率的Granger因（（P=0.75979）0.01，接受原假設）。所以期貨價格收益率和現貨價格收益率互為Granger原因，在價格發現上，存在長期相互影響關系，這就為研究它們在價格發現功能上起的作用和大小奠定了基礎。

2.3 建立模型

（1）VAR模型

建立兩變量價格對數序列的的VAR模型，模型的滯后階數由AIC和SC準則確定。經VAR模型最優滯后階數檢驗，當滯后階數為2時，AIC和SC信息準則最小。所以模型選擇滯后2階估計，結果如下：

整體而言，AIC=-11.08306，SC=-10.97998，對擬合的VAR模型進行平穩性檢驗，存在的四個根都小于1，所以是一個平穩的系統，本文接下來以最優滯后2階進行協整檢驗以及建立誤差修正模型。

（2）Johansen協整檢驗模型

對期貨和現貨價格序列進行協整關系檢驗，采用JJ檢驗法進行協整關系檢驗，檢驗結果見表1。

表1 特征根跡和最大者特征值檢驗結果

以檢驗水平0.05判斷，不僅跡統計量的值27.72＞15.49,而且最大特征值的值224.45＞14.26,所以現貨價格和期貨價格之間有1個協整關系。通過eviews軟件得出協整方程為ln（RC）=1.016ln（FC）（s.e.=0.016），由此可見，期貨價格和現貨價格存在長期協整關系，現貨變動1%時，期貨將變動1.016%。

（3）建立向量誤差修正（VEC）模型

由于存在協整關系，滬深300股指期貨和現貨向量自回歸模型VAR模型可以轉化為誤差修正（VEC）模型，對應的方程如下：

從誤差修正模型可以看出：滬深300現貨價格和期貨價格之間互相影響，得到短期動態均衡關系。當短期價格波動偏離長期均衡狀態時，滬深300股指期貨將以31.8%的調整力度調整到新的均衡狀態，而現貨價格的調整力度僅為7.29%；θ2為-1.925顯著不為0，所以期貨市場對現貨市場長期具有價格發現功能。從期貨和現貨價格的滯后項系數來看，期貨價格對現貨價格的影響作用在統計上更為顯著，所以短期來看，期貨價格更具有價格發現功能。

表2 期貨和現貨的方差分解

由表2可以看出，對現貨價格變動有長期作用的方差，當滯后期為1時，7.97%來自于現貨市場，92.03%來自于期貨市場，隨著滯后期的增加，來自于現貨市場的部分呈現上升趨勢，來自期貨市場的部分呈下降趨勢，到滯后10期，現貨市場部分占到8.82%，期貨市場占到91.18%。對期貨價格變動長期作用的方差中，出現了與現貨市場同樣的情況，滯后1期期貨市場占100%，現貨市場占0%，隨著滯后期增加到10，現貨市場逐漸上升為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%，現貨市場只占到5.34%，可見，從微觀上看，價格發現功能上期貨市場同樣占到了主要部分。

（4）脈沖響應分析

由圖1和圖2可知：現貨市場一個標準新息的沖擊，期貨價格會迅速達到最強，以后逐漸減弱；期貨市場的一個標準新息的沖擊會使現貨價格一兩日內迅速得到最大，然后逐漸減弱。在脈沖響應角度看，期貨價格的影響力強于現貨市場，進一步說明期貨價格在價格發現功能上處于主導作用。

圖1 期貨價格對現貨價格一個標準新息的響應

圖2 現貨價格對期貨價格一個標準新息的響應

3 結論

(1)現貨價格和期貨價格都屬于I（1）過程，互為格蘭杰因果關系。本文運用協整檢驗模型、誤差修正模型、方差分解以及脈沖響應研究了期貨市場和現貨市場在價格發現過程中的貢獻度，結果表明，不論從長期、短期和微觀角度分析，都得出期貨價格在價格發現過程中處于主導地位。

(2)股指期貨在價格發現上占主導地位，所以股指期貨市場對新息的反映超前于股票市場，由于互相存在引導關系，股指期貨必然引導股票市場價格趨于一致。股票市場和股指期貨市場相互之間構成了一個動態均衡市場，通過有效的價差圖利和套利交易等措施能夠使得期貨價格和現貨價格不斷趨于均衡，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格運行中，從而提高股票市場的定價效率。

(3)我國股指期貨推出不足一年，不論在市場規模、流動性和交易量上都無法和成熟市場相比，但是期貨價格卻產生了很好的價格發現功能，考慮到我國股指期貨交易門檻比較高，多數為投資理念成熟的投資者參與其中，非理性投機者相對較少，市場信息能夠更為快捷的反映在期貨價格上，引導價格發現功能。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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