后金融危機(jī)時期我國黃金期貨市場的日歷效應(yīng)分析

楊波　夏明明

摘要：文章選取2010～2014年上海黃金期貨交易所黃金連續(xù)主力合約期貨日收盤價數(shù)據(jù)，通過對后金融危機(jī)時期我國黃金期貨市場的對數(shù)收益率的均值和波動的狀況進(jìn)行實證分析，判斷我國黃金期貨市場的日歷效應(yīng)。結(jié)果顯示，我國黃金期貨市場有顯著的正的周一效應(yīng)和負(fù)的周四效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：黃金期貨；主力連續(xù)合約；日歷效應(yīng)；GARCH模型

一、引言

2008年1月9日，黃金期貨合約正式在上海期貨交易所交易，期貨市場的形成完善了我國黃金市場的結(jié)構(gòu)，有利于發(fā)揮黃金期貨作為資源配置工具的職能，有利于實現(xiàn)價格發(fā)現(xiàn)職能。2008年受美國次貸危機(jī)及全球金融海嘯的影響，世界進(jìn)入了下行周期，我國黃金期貨市場也受此沖擊。上海黃金期貨交易所的黃金期指于2008年3月17日上漲達(dá)232.41點的高位后急劇下跌，于2008年7月22日在214.15點后又再次下跌。金融危機(jī)過后，全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇階段，作為黃金現(xiàn)貨市場補(bǔ)充的期貨市場，其市場有效性如何？文章將通過對我國黃金期貨市場的日歷效應(yīng)進(jìn)行實證分析來判斷我國黃金期貨市場的有效性。針對上述現(xiàn)象進(jìn)行深入的研究，不僅可以揭示我國黃金期貨市場的有效性，還可以為市場參與者、投資者及監(jiān)管部門提供有價值的信息，這對于正確認(rèn)識我國黃金期貨市場具有重要的理論意義。

關(guān)于期貨市場的研究，國內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量的研究，得出了一些有意義的結(jié)論。然而，通過對大量文獻(xiàn)的梳理，筆者發(fā)現(xiàn)在期貨市場日歷效應(yīng)研究方面，以往需要先假定金融資產(chǎn)的日收益率誤差序列滿足正態(tài)分布假設(shè)，并且方差固定不變，然后再按照計量模型進(jìn)行分析。然而實證表明，期貨市場價格日收益序列具有“尖峰厚尾”效應(yīng)，并且價格波動具有“集聚效應(yīng)”與“長期記憶性”等特征，所以其統(tǒng)計分析結(jié)論可能存在一些質(zhì)疑。筆者認(rèn)為，應(yīng)使用GARCH模型來描述我國黃金期貨市場價格波動的方差的“集聚效應(yīng)”及收益率序列的“尖峰厚尾”的特征。文章正是在已有相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，在后金融危機(jī)時代的特定背景下，應(yīng)用GARCH模型來分析我國黃金期貨市場的日歷效應(yīng)。

二、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與處理

文章選取有代表性的上海黃金期貨交易所2010年1月4日至2014年4月30日年黃金主力連續(xù)合約日收盤價數(shù)據(jù)為研究對象，剔除節(jié)假日不開盤、沒有數(shù)據(jù)外，共1042個收盤價數(shù)據(jù)。Pt代表第t個黃金連續(xù)主力期貨合約收盤價格，Pt-1代表第t-1個黃金主力連續(xù)期貨合約收盤價格，用Rt表示黃金連續(xù)主力合約的收益率，對每個價格取對數(shù)來消除異方差行，考慮到取對數(shù)后作差可能數(shù)據(jù)會比較小，則用Rt=100（lnPt-ln Pt-1）來表示。另外，選擇D1、D2、D3、D4、D5等5個虛擬變量分別代表星期一、二、三、四、五。

Di=1 表示該日為星期i

0 表示該日非星期i i=一，二，三，四

其中，當(dāng)D1、D2、D3、D4都為零時表示星期五。本文應(yīng)用Eviews6.0來進(jìn)行分析。

（二）實證分析過程

對數(shù)收益率時間序列的描述性統(tǒng)計，其中RMO、RTU、RWE、RTH 、FR分別代表周一、二、三、四、五的對數(shù)收益率，通過應(yīng)用eviews6.0，其結(jié)果如下：一周收益率分析結(jié)果中，周一收益率為0.034063，明顯要高出其他日的收益率，其波動也較大，而每周周四的收益率最低，JB檢驗統(tǒng)計量的數(shù)值較大，其相應(yīng)的p值較小，因此總體收益率及一周中各日的收益率分析拒絕原假設(shè)，即不為正態(tài)分布。通過對收益率序列的分布狀況圖分析可知：系列的Kurtosis統(tǒng)計量值為7.80468，大于3，因此較正態(tài)分布有尖峰；skewness統(tǒng)計量值為-0.613481，小于0，為左偏分布，說明該序列具有尖峰厚尾的特征；Jarque-Bera統(tǒng)計量值為1067.632，P值為0.00000，拒絕改對數(shù)收益率序列服從正態(tài)分布的假設(shè)。

通過對Rt序列的相關(guān)性檢驗可以發(fā)現(xiàn)，可能存在AR（16）階自回歸過程，考慮到回歸過程的共線性現(xiàn)象，因此不加入截距項。剔除檢驗不顯著的統(tǒng)計量，最終擬合均值方程的結(jié)果如下。

T統(tǒng)計量的值都標(biāo)注在下方，可以看出在5%的顯著性水平下方程中的各個自變量的都通過了檢驗，即各變量前面的系數(shù)顯著地不為0，其中D1前面的系數(shù)為正，表明周一對黃金期貨收益率存在正向的影響，而周四也有日歷效應(yīng)，但其對收益率的影響是負(fù)的。

通過收益率的ARCH效應(yīng)檢驗，選擇滯后3階，利用ARCH-M檢驗， eviews結(jié)果中 F統(tǒng)計量=21.59993，其概率p值非常的小，從而表明檢驗輔助回歸的方程中所有滯后殘差平方項是聯(lián)合顯著的。Arch效應(yīng)的檢驗統(tǒng)計量是Obs*R-squared，其值是61.16460，相應(yīng)的伴隨概率p非常的小，因此拒絕殘差不存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，即認(rèn)為殘差平方序列存在ARCH效應(yīng)。

（三）建立GARCH（1，1）模型來擬合收益率的波動情況

GARCH（1，1）模型如下。

均值方程的形式為R=C1D1+C2D4+C3AR（16）。

方差方程的形式為σt2=C4+C5ε2t-1+C7σ2t-1。

應(yīng)用Eviews估計結(jié)果如表1所示。

然后，擬合后通過ARCH-LM檢驗發(fā)現(xiàn)模型已不存在顯著的ARCH效應(yīng)了，因而設(shè)定的模型是恰當(dāng)?shù)摹＞C上所述，我國黃金期貨市場存在比較明顯的收益和波動的日歷效應(yīng)，因此我國期貨市場并不是一個完全有效的市場。

三、結(jié)論及啟示

通過對上述我國黃金期貨市場連續(xù)主力合約的收益和波動的日歷效應(yīng)分析，結(jié)論顯示，在后金融危機(jī)時期，中國黃金期貨市場存在顯著的正的周一日歷效應(yīng)和負(fù)的周四日歷效應(yīng)。這是因為國外黃金期貨市場一般存在著正的周五效應(yīng)，而我國黃金期貨市場比歐美市場早一天交易完成，在國外周五交易完成的信息傳到我國市場上時恰好是中國市場的周一開市，因此造成我國黃金期貨市場的正的周一效應(yīng)。一般來說，周五交易時為了回避周末的不確定性風(fēng)險，所以黃金期貨市場往往都會處于看空的狀態(tài)，但與以往的研究不同的是，投資者現(xiàn)在對星期五的交易產(chǎn)生的看空狀態(tài)有了一個提前的預(yù)期，這樣一個預(yù)期的產(chǎn)生使得在周四就出現(xiàn)了看空狀態(tài)，從而出現(xiàn)了負(fù)的日歷效應(yīng)。我國黃金期貨市場存在比較明顯的日歷效應(yīng)，并不是一個完全有效的市場。

參考文獻(xiàn)：

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[4]華仁海.我國期貨市場期貨價格收益及條件波動方差的周日歷效應(yīng)研究[J].統(tǒng)計研究，2004（08）.

（作者單位：楊波，云南大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院；夏明明，安徽財經(jīng)大學(xué)）