股指期貨與現貨市場的價格關系探究

王蓓

摘 要：價格發現功能是股指期貨的兩大基本功能之一（另外一個基本功能是風險規避），必須以期貨與現貨價格的互動引導為基礎。運用相關性檢驗和基差單位根檢驗發現，滬深300股指期貨與現貨價格之間實現了互動;運用協整檢驗、VECM模型和方差分析發現，現貨價格對期貨價格具有引導關系，但期貨價格不能引導現貨價格，價格發現功能并沒有得到充分有效的發揮。

關鍵詞：股指期貨;現貨;互動關系;引導關系

中圖分類號：F830 ? ? ?文獻標志碼：A ? ? ?文章編號：1673-291X（2019）07-0064-02

一、引言

股指期貨，是以股指作為基礎標的合約，屬于場內交易的標準化的合約，具備套期保值（風險規避）和價格發現兩大功能，對于資產配置也具有重大意義，有利于促進風險管理和轉移，提高資金配置效率。2010年4月16日，中金所上市交易滬深300股指期貨，這是我國首個金融期貨品種。五年后，中金所又相繼推出了上證50指數期貨和中證500指數期貨，不僅推動了金融衍生品市場的發展，也為投資者風險管理活動提供了更多便利。但我國資本市場起步較晚，發展還很不成熟，目前股指期貨的作用究竟發揮如何呢？其與現貨市場的關系怎樣呢？本文以滬深300股指期貨為例對期貨與現貨市場的關系進行實證分析，對期貨市場運行效率給出客觀證據。

二、股指期貨與現貨關系的實證分析

自2010年以來，滬深300股指期貨經過多年的發展，目前運營已經較為成熟。滬深300指數具有良好市場代表性，樣本涵蓋了六成左右的滬深兩市總市值。鑒于此，我們以滬深300指數期貨為例，對股指期貨與現貨之間的關系進行實證分析，期望對于期貨市場的功能發揮給出客觀評價。因數據有限，我們以滬深300指數期貨和現貨作為研究對象，樣本數據為每日收盤，期間為2010年4月16日至2018年11月31日，考慮到上市期貨合約的特殊性，每次上市交易有4個合約（當月、下月及隨后兩個季月），但當月交割的合約最為活躍，成交量和持倉量最大，價格最敏感。鑒于此，我們選取到期時間最近的當月合約進行分析。數據來源于中金所和 Wind。根據表1描述性統計結果可知，期貨IF的平均值是3 056.38，標準差是654.79，現貨HS的平均值是3 045.85，標準差是648.33，整體來看，期貨IF的平均值和波動程度均超過現貨HS。

（一）互動關系檢驗

根據股指期貨IF與現貨HS的價格散點圖可知，兩者基本重合，線性相關系數為0.99，說明股指期貨IF與現貨HS線性相關程度很高。

根據IF與HS同期價格差額的基差序列，整體來看基差較小，且絕大多數大于零，說明股指期貨IF高于現貨HS。根據基差序列的單位根檢驗結果可知，ADF統計量-3.86小于臨界值-2.57（1%顯著性水平），伴隨概率為0.00，應拒絕原假設，說明基差不存在單位根，是平穩的時間序列數據，股指期貨與現貨之間實現充分有效互動。我們運用最小二乘法（OLS）對基差（Ft-St）和前期基差（Ft-1-St-1）進行最小二乘回歸。

根據Eviews回歸結果可以得到線性回歸方程：Ft-St= -1.41+0.82（Ft-1-St-1），這反映了基差序列的動態調整過程，前期基差的回歸估計系數為 0.82，整體來看比較小，說明股指現貨與期貨的趨同速度較快，期貨與現貨之間實現有效互動。

（二）引導關系檢驗

1.平穩性檢驗。為避免時間序列的非平穩性引起的虛假回歸問題和可能帶來的無效的檢驗統計量，需要對股指期貨IF和現貨HS進行平穩性檢驗。ADF檢驗顯示（帶常數項但不帶趨勢項），雖然IF、HS非平穩，但一階差分序列IF和HS是平穩序列，IF、HS均為一階單整序列I（1），滿足協整分析的先決條件，可以利用協整方法分析它們之間的動態關系。

2.Granger因果檢驗。因Granger因果檢驗是建立在向量自回歸模型的基礎上，所以進行Granger因果檢驗之前必須首先建立VAR模型。根據檢驗結果再結合赤池AIC準則和施瓦茲SC準則最小原則，可以確定建立滯后期數為2的VAR模型是最優的選擇。再利用Eviews軟件可以得到VAR模型的估計式為：

IF=7.77+0.20HS（-1）-0.07HS（-2）+0.78IF（-1）+1.00IF（-2）

HS=12.27+0.65HS（-1）+0.20HS（-2）+0.33IF（-1）-0.191IF（-2）

對上述模型進行單位根檢驗，結果顯示，特征根絕對值均小于1，其倒數均落在單位圓內，說明滯后2期的VAR模型具有良好的穩定性。

建立好VAR模型以后，格蘭杰因果關系檢驗可以進行（滯后階數為2）。根據檢驗結果可知，在5%的顯著性水平下，滯后1期、2期時，IF變動不是HS變動的Granger原因被接受，HS 變動不是IF變動的Granger原因被拒絕，說明現貨價格變動是期貨價格變動的Granger原因，但期貨價格變動不是現貨價格變動的Granger原因，表明滬深300指數現貨價格引導期貨價格，更先反映市場信息。

3.協整檢驗與向量誤差修正模型。根據Johansen協整的結果在5%的顯著性水平下現貨價格和期貨價格之間存在一個協整向量，標準化的協整向量為（1，-0.98）。所以，協整方程為HSt=0.98IFt+VECMt，VECMt代表均衡誤差，單位根檢驗顯示VECM是平穩時間序列，說明股指期貨與現貨之間存在長期協整關系（正相關關系），股指期貨價格上升（下降）1個點，則滬深300指數會上升（下降）0.98個點。但這只能說明兩個變量間的長期均衡關系與趨勢，短期兩個變量可能是非均衡的，需要建立向量誤差修正模型把短期與長期聯系起來。利用Eviews軟件，確定誤差修正模型如下：

ΔIF=0.13 et-1+0.04ΔHS（-1）-0.10ΔHS（-2）-0.07ΔIF（-1）+0.10ΔIF（-2）+0.09

其中，隨機誤差項et-1的估計系數是0.13，說明對偏離長期均衡狀態的調整方向是正向，調整速度是0.13。ΔHS（-1）的估計系數是0.04， ΔIF（-1）的估計系數是-0.07，說明當期股指期貨價格主要受前一期期貨價格的影響，而不是前一期現貨價格。

ΔHS=-0.13 et-1-0.27ΔHS（-1）-0.16ΔHS（-2）+0.25ΔIF（-1）+0.15ΔIF（-2）-0.01

其中，隨機誤差項et-1的估計系數-0.13，說明對偏離長期均衡狀態的調整方向是負向，調整速度是0.13。ΔHS（-1）的估計系數是-0.27，ΔIF（-1）的估計系數是0.25，說明當期股指現貨價格主要受前一期現貨價格的影響，而不是前一期期貨價格。

綜合來看，股指期貨對現貨引導功能發揮不夠顯著，價格發現功能亟待改進，信息效率有待提升。

4.方差分析。價格變動是價格對市場上出現的新信息所做出的反應，如果某一市場在價格變動中所占據的信息份額比較比重比較高，說明該市場對于價格變動的貢獻較大，該市場對價格的引導作用也更加有效;反之，若某一市場在價格變動中所占據的信息份額比較比重比較低，說明該市場對于價格變動的貢獻較小，該市場對于價格的引導作用不明顯。根據Eviews的方差分析結果（見表2），我們可以知道，關于現貨價格變動，當滯后1期時，其價格變動全部源于自身，隨著滯后期的遞延，其對于價格變動的貢獻度下降，但仍有98%來源于其自身，期貨價格對貢獻度不超過2%。這說明，股指期貨對現貨的貢獻度較低，現貨價格變動主要源于本身;關于期貨價格變動，當滯后1期時，其價格變動中91. 92%源于現貨，8.08%源于期貨，隨著滯后期的遞延，現貨在期貨價格變動中的信息份額比重逐漸上升。這說明，股指現貨對期貨的貢獻度較高，現貨對期貨的引導作用顯著。

三、結語

綜合以上分析可知，關于互動關系檢驗，滬深300股指期貨IF與現貨HS之間存在較強的線性相關關系，基差回歸結果說明二者之間的趨同速度也比較快，說明股指期貨IF與現貨HS之間實現了高效互動;關于引導關系檢驗，滬深300股指期貨IF引導現貨HS，協整檢驗結果顯示兩者之間存在長期均衡關系，在短期動態調整中，股指期貨IF對現貨HS的引導功能發揮不充分，對于價格發現中的貢獻度大大小于現貨的貢獻度。綜合來看，目前，我國股指期貨市場定價效率較高，滬深300股指期貨IF與現貨HS之間實現了有效互動，兩者之間實現了高效互動。但股指期貨市場信息效率較低，其價格發現功能沒有得到高效發揮，對于現貨價格變動的引導作用有待提升。

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