股指期貨交易加劇了中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性嗎？
——基于投資者結(jié)構(gòu)的理論和實(shí)證研究

陳其安，張 慧，陳抒妤

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400030)

1 引言

股指期貨作為世界各國(guó)(地區(qū))金融市場(chǎng)上普遍存在的金融衍生工具，對(duì)于股票市場(chǎng)穩(wěn)定性是一柄雙刃劍。根據(jù)股指期貨交易理論，股指期貨推出可能促使投資者結(jié)構(gòu)和交易行為發(fā)生變化，進(jìn)而對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性產(chǎn)生影響。首先，股指期貨交易推出后，一方面可能因市場(chǎng)交易工具和對(duì)沖套利工具增加而吸引更多擁有大額投資資金和掌握豐富專(zhuān)業(yè)知識(shí)的投資人入市交易，進(jìn)而提高機(jī)構(gòu)投資者比例；另一方面也可能因股指期貨交易的高度復(fù)雜性和風(fēng)險(xiǎn)性而使更多個(gè)人投資者投資于證券投資基金，進(jìn)而在增加機(jī)構(gòu)投資者擁有的投資資金數(shù)量和比例的同時(shí)，降低個(gè)人投資者比例。其次，股指期貨推出將使機(jī)構(gòu)投資者分化為一般機(jī)構(gòu)投資者、套利交易者和投機(jī)交易者，各類(lèi)交易者的不同投資目標(biāo)和風(fēng)險(xiǎn)偏好將使投資者交易行為在股指期貨推出前后發(fā)生變化。顯然，當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者比例增加、且其將股指期貨交易用于套期保值或套利時(shí)，股指期貨交易將起到穩(wěn)定股票市場(chǎng)的作用；當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者比例增加、且其將股指期貨交易用于投機(jī)獲取超額收益時(shí)，股指期貨交易引入將加劇股票市場(chǎng)波動(dòng)性。我國(guó)股票市場(chǎng)自2010年4月16日正式啟動(dòng)滬深300股指期貨交易以來(lái)，投資者組成結(jié)構(gòu)相應(yīng)地由股指期貨推出前的機(jī)構(gòu)投資者和個(gè)人投資者演變?yōu)楣芍钙谪浲瞥龊蟮奶桌灰渍摺⑼稒C(jī)交易者、一般機(jī)構(gòu)投資者和個(gè)人投資者，其交易行為也相應(yīng)發(fā)生了變化，但從直觀上看，中國(guó)股票市場(chǎng)暴漲暴跌現(xiàn)象似乎仍然存在，上證指數(shù)從2015年2月6日的3052.94點(diǎn)一路上漲到6月12日的5178.19點(diǎn)(漲幅達(dá)69.57%)后，又在隨后18個(gè)交易日內(nèi)暴跌到7月9日的3373.54點(diǎn)(跌幅達(dá)34.85%)，部分投資者將其原因歸咎于股指期貨交易，進(jìn)而提出了取消股指期貨交易的要求。顯然，市場(chǎng)直觀表象和投資者主觀臆斷都不能為股指期貨交易加大或降低中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性提供科學(xué)依據(jù)，基于股指期貨交易推出引起的投資者結(jié)構(gòu)和交易行為變化、利用理論建模和定量分析方法探尋股指期貨交易影響中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的證據(jù)就成為一個(gè)值得研究的重要課題。

股指期貨自20世紀(jì)70年代出現(xiàn)以來(lái)，其對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響就一直存在很大爭(zhēng)議。從迄今為止的相關(guān)研究文獻(xiàn)來(lái)看，主要存在如下三種不同的觀點(diǎn)：第一種觀點(diǎn)認(rèn)為，股指期貨交易引入后，其高杠桿性可能提升市場(chǎng)投機(jī)交易強(qiáng)度，增大投資風(fēng)險(xiǎn)，產(chǎn)生更多“噪音”交易信號(hào)，進(jìn)而顯著加大股票市場(chǎng)波動(dòng)性。Harris[1]、Brorsen[2]、Bae等[3]、許紅偉和吳沖鋒[4]、周強(qiáng)龍等[5]等分別利用美國(guó)S&P500指數(shù)、韓國(guó)KOSPI200指數(shù)和中國(guó)滬深300指數(shù)樣本研究得到了股指期貨交易增大股票市場(chǎng)波動(dòng)性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為，股指期貨交易的引入完善了市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，有利于提高市場(chǎng)效率和股票流動(dòng)性，能夠有效降低股票市場(chǎng)波動(dòng)性。涂志勇和郭明[6]構(gòu)建多期多市場(chǎng)決策模型研究發(fā)現(xiàn)，股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響取決于投資者的跟風(fēng)程度，中國(guó)股指期貨推出將降低現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性。Adnan和Kasman[7]、華仁海和張明[8]、酈金梁等[9]、宗計(jì)川和李先玉[10]、戴方賢和尹力博[11]、曹棟和張佳[12]分別利用土耳其ISE-30指數(shù)和中國(guó)滬深300指數(shù)樣本實(shí)證研究獲得了股指期貨交易降低股票市場(chǎng)波動(dòng)性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為，股指期貨交易對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有確定性影響。Antoniou等[13]研究發(fā)現(xiàn)，股指期貨交易雖然可能提升現(xiàn)貨市場(chǎng)信息處理能力，但其對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的影響卻是不顯著的。熊熊等[14]利用計(jì)算實(shí)驗(yàn)金融方法進(jìn)行模擬實(shí)驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，期現(xiàn)套利過(guò)多或過(guò)少都會(huì)影響市場(chǎng)穩(wěn)定性。Edwards[15]、Bessembinder和Seguin[16]、Bohl等[17]、談儒勇和盛美娜[18]分別利用美國(guó)S&P500指數(shù)和中國(guó)股票市場(chǎng)指數(shù)樣本獲得了股指期貨交易對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性產(chǎn)生不確定性影響的實(shí)證證據(jù)。

在投資者結(jié)構(gòu)對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響方面，現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)主要圍繞機(jī)構(gòu)投資者對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響展開(kāi)研究，也存在如下三種不同的觀點(diǎn)。第一種觀點(diǎn)認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者的高投資額和羊群效應(yīng)會(huì)加劇股票市場(chǎng)波動(dòng)性[19-20]，Dennis和Stickland[21]、陳國(guó)進(jìn)等[22]、蔡慶豐和宋友勇[23]、姚祿仕和吳寧寧[24]隨后為這種觀點(diǎn)提供了進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者更加理性，能有效降低股票市場(chǎng)波動(dòng)性[25-26]，祁斌等[27]、胡大春和金賽男[28]、Bahloul和Bouri[29]、Gu等[30]、李詩(shī)瑤[31]獲得了機(jī)構(gòu)投資者持股比例增加能有效降低股票市場(chǎng)波動(dòng)性的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有確定性影響。Lakonishok等[32]認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者的“羊群行為”并不會(huì)必然導(dǎo)致市場(chǎng)波動(dòng)性增加。何佳等[33]在實(shí)證研究后發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)股價(jià)波動(dòng)的影響隨市場(chǎng)結(jié)構(gòu)和環(huán)境的變化而變化。史永東和王謹(jǐn)樂(lè)[34]利用傾向得分法研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者在市場(chǎng)上升(下降)階段將提高(降低)股票價(jià)格波動(dòng)性。Barinov[35]發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股比例與公司異質(zhì)性風(fēng)險(xiǎn)之間存在U型關(guān)系。

綜合上述分析可以看到，國(guó)內(nèi)外學(xué)者分別在股指期貨交易和機(jī)構(gòu)投資者對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性影響方面取得了很多有理論和應(yīng)用價(jià)值的研究成果，但現(xiàn)有文獻(xiàn)都沒(méi)有基于各類(lèi)不同投資者參與股指現(xiàn)貨和期貨交易行為特征，揭示投資者結(jié)構(gòu)和股指期貨交易影響股票市場(chǎng)波動(dòng)性的理論機(jī)理，也沒(méi)有基于投資者結(jié)構(gòu)和交易行為變化對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)在股指期貨推出前后的波動(dòng)性變化進(jìn)行理論預(yù)測(cè)和實(shí)證檢驗(yàn)，更沒(méi)有對(duì)股指期貨交易加大還是降低中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的問(wèn)題提供有說(shuō)服力的科學(xué)依據(jù)。本文擬基于不同投資者在股票期貨和現(xiàn)貨市場(chǎng)上的交易行為異質(zhì)性，構(gòu)建理論模型研究投資者結(jié)構(gòu)和股指期貨交易對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響機(jī)理，依據(jù)理論模型結(jié)果、結(jié)合中國(guó)股票市場(chǎng)投資者結(jié)構(gòu)和交易行為變化情況預(yù)測(cè)中國(guó)股票市場(chǎng)在股指期貨推出前后的波動(dòng)性變化方式，并在此基礎(chǔ)上以2007年1月4日—2016年4月5日期間的滬深300指數(shù)和投資者結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用GARCH類(lèi)模型對(duì)理論模型預(yù)測(cè)結(jié)果進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。本文可能的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)體現(xiàn)在如下三個(gè)方面：一是基于中國(guó)股票市場(chǎng)各類(lèi)投資者交易行為特征，構(gòu)建了股指期貨交易條件下投資者結(jié)構(gòu)與股票市場(chǎng)波動(dòng)性的關(guān)系模型，揭示了投資者結(jié)構(gòu)和股指期貨交易影響股票市場(chǎng)波動(dòng)性的理論機(jī)理；二是從實(shí)證上證明了滬深300股指期貨推出對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性產(chǎn)生的顯著降低效應(yīng)以及機(jī)構(gòu)投資者比例增加對(duì)這種波動(dòng)性降低效應(yīng)產(chǎn)生的強(qiáng)化作用，明確回答了股指期貨推出后中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性是加劇了還是降低了的問(wèn)題，為股指期貨交易對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性發(fā)揮的抑制作用提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，更正了部分投資者對(duì)股指期貨交易在降低中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性方面所發(fā)揮作用的認(rèn)知；三是基于理論和實(shí)證研究結(jié)果提出了通過(guò)完善股指期貨交易制度和優(yōu)化投資者結(jié)構(gòu)保障中國(guó)股票市場(chǎng)穩(wěn)定健康持續(xù)發(fā)展的政策建議。

2 理論模型構(gòu)建和分析

2.1 假設(shè)條件和投資者行為描述

基于中國(guó)股票市場(chǎng)股指期貨交易和投資者現(xiàn)實(shí)情況，作如下合理假設(shè)和描述：

(2)根據(jù)自身屬性、交易目的和交易方式不同，可將股票市場(chǎng)交易者分為四種類(lèi)型：一般機(jī)構(gòu)投資者、套利者、投機(jī)者和散戶(hù)。就中國(guó)股票市場(chǎng)而言，由于散戶(hù)投資者擁有的資金數(shù)量和專(zhuān)業(yè)知識(shí)大多難以滿(mǎn)足股指期貨交易要求，他們很難利用股指期貨交易進(jìn)行套利和投機(jī)，所以本文將一般機(jī)構(gòu)投資者、套利交易者和投機(jī)交易者都?xì)w屬于機(jī)構(gòu)投資者。他們?cè)趖時(shí)刻構(gòu)建的、由股票組合SP現(xiàn)貨和期貨組成的投資組合的資金總額為Wit，占所有投資者投資資金總額G的比例為λi，0≤λi≤1，i=0,1,2,3，即

Wit=λiG，λ0+λ1+λ2+λ3=1

(1)

(3)為了突出本文研究目的和簡(jiǎn)化模型表述形式，借鑒經(jīng)濟(jì)學(xué)模型構(gòu)建的一般范式，在不影響模型結(jié)果和研究目標(biāo)的條件下，假設(shè)各類(lèi)投資者的交易成本都為0，買(mǎi)空、賣(mài)空同一種資產(chǎn)的保證金比率都相等。這個(gè)看似不太符合現(xiàn)實(shí)情況的假設(shè)條件常見(jiàn)于很多經(jīng)典經(jīng)濟(jì)學(xué)模型中，其合理性是顯然的。事實(shí)上，在考慮交易成本的情況下，投資者在買(mǎi)賣(mài)股票組合現(xiàn)貨和期貨時(shí)需要在交易金額基礎(chǔ)上多支付一定比例的成本，相當(dāng)于投資者的實(shí)際買(mǎi)入價(jià)格是現(xiàn)有價(jià)格乘上一個(gè)大于1的系數(shù)，實(shí)際賣(mài)出價(jià)格是現(xiàn)有價(jià)格乘上一個(gè)大于0、小于1的系數(shù)。只需要將模型中各類(lèi)投資者的現(xiàn)有交易價(jià)格乘以相應(yīng)系數(shù)調(diào)整為支付交易成本后的價(jià)格，即可得到考慮交易成本的模型。兩種模型都能揭示股指期貨交易條件下投資者結(jié)構(gòu)對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響機(jī)理，但考慮交易成本的模型表述形式更加復(fù)雜，不考慮交易成本的模型能更加簡(jiǎn)明地揭示股指期貨交易條件下投資者結(jié)構(gòu)與股票市場(chǎng)波動(dòng)性之間的內(nèi)在關(guān)系。

(4)假設(shè)各類(lèi)投資者都在期初t時(shí)刻對(duì)股票組合SP的現(xiàn)貨和期貨進(jìn)行交易決策，并將交易得到的投資組合一直持有到t+1時(shí)刻。根據(jù)股指期貨交易理論和投資者交易行為理論，可將各類(lèi)投資者的交易決策行為方式分別描述如下：

①一般機(jī)構(gòu)投資者：該類(lèi)機(jī)構(gòu)投資者既不從事期現(xiàn)套利活動(dòng)，也不進(jìn)行股指期貨投機(jī)交易，只根據(jù)接收到的股票組合未來(lái)價(jià)值信號(hào)和當(dāng)前價(jià)格、按照效用最大化原則進(jìn)行股票組合現(xiàn)貨交易決策。具體地說(shuō)，當(dāng)其在t時(shí)刻接收到的股票組合未來(lái)價(jià)值信號(hào)高于(低于)當(dāng)前市場(chǎng)價(jià)格、即PFt>Pt(PFt

λ0G=Sign(PFt-Pt)rsPt·SS0t

(2)

(3)

其中，Sign(·)為符號(hào)函數(shù)，其定義如下：當(dāng)PFt>Pt時(shí)，Sign(PFt-Pt)=1；當(dāng)PFt

不失一般性，假設(shè)一般機(jī)構(gòu)投資者是風(fēng)險(xiǎn)厭惡的，其風(fēng)險(xiǎn)厭惡系數(shù)為ρ0，則其效用可表示為：

根據(jù)投影定理[36]，有

(4)

②套利交易者：當(dāng)股票組合SP在t時(shí)刻的現(xiàn)貨與期貨價(jià)格之間的偏離度足以覆蓋交易成本并有盈利時(shí)，期現(xiàn)套利機(jī)會(huì)出現(xiàn)，套利交易者將按照現(xiàn)貨與期貨反向等量交易原則，根據(jù)自己手中持有的資產(chǎn)數(shù)量，構(gòu)建股票組合期現(xiàn)套利投資組合。基于期貨交易具有的杠桿和保證金屬性，假設(shè)該股票組合期貨交易的保證金比率為rf；從資本市場(chǎng)實(shí)際交易情況來(lái)看，期貨交易比現(xiàn)貨保證金交易的杠桿性更強(qiáng)，其保證金比率一般都遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于現(xiàn)貨保證金交易的保證金比率，即rfPFt)時(shí)，套利交易者將買(mǎi)入或買(mǎi)空(賣(mài)出或賣(mài)空)數(shù)量為SS1t的股票組合現(xiàn)貨，同時(shí)賣(mài)空(買(mǎi)空)相同數(shù)量SS1t的股票組合期貨。由此可以得到套利交易者在t時(shí)刻的套利投資組合為：

λ1G=rsPt·Sign(PFt-Pt)·SS1t+rfPFt·Sign(PFt-Pt)·SS1t=Sign(PFt-Pt)(rsPt+rfPFt)·SS1t

(5)

③投機(jī)交易者：當(dāng)套利交易者不再遵循期現(xiàn)反向等量交易原則時(shí)就變成了投機(jī)交易者。由于期貨交易的杠桿遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于現(xiàn)貨交易，所以投機(jī)交易者常常通過(guò)交易更多的期貨獲取高于套利收益的投機(jī)收益。具體地說(shuō)，在交易成本為0的假設(shè)條件下，當(dāng)該股票組合在t時(shí)刻的現(xiàn)貨價(jià)格低于(高于)期貨價(jià)格、即PtPFt)時(shí)，投機(jī)交易者賣(mài)空(買(mǎi)空)的股票組合期貨數(shù)量SF2t常常大大多于買(mǎi)入或買(mǎi)空(賣(mài)出或賣(mài)空)的現(xiàn)貨數(shù)量SS2t。不失一般性，假設(shè)投機(jī)交易者反向交易的股票組合期貨是現(xiàn)貨的n倍，即SF2t=-nSS2t，其中，n≥1，其表示投機(jī)交易者的投機(jī)性。特別地，當(dāng)n=1時(shí)，投機(jī)交易者退化為套利交易者。基于此，可將投機(jī)交易者在t時(shí)的投機(jī)組合表示為：

λ2G=rsPt·Sign(PFt-Pt)·SS2t-rfPFt·Sign(PFt-Pt)·SF2t=Sign(PFt-Pt)(rsPt+nrfPFt)·SS2t

(6)

④散戶(hù)投資者：該類(lèi)投資者只采用現(xiàn)貨交易方式(包括現(xiàn)貨買(mǎi)空賣(mài)空)獲取利潤(rùn)，當(dāng)其預(yù)期或聽(tīng)說(shuō)該股票組合的價(jià)格將上漲(下跌)時(shí)，其將大量買(mǎi)入或買(mǎi)空(賣(mài)出或賣(mài)空)該股票組合現(xiàn)貨。就中國(guó)股票市場(chǎng)來(lái)說(shuō)，由于股指期貨交易運(yùn)行時(shí)間比較短暫，投資者專(zhuān)業(yè)知識(shí)水平和風(fēng)險(xiǎn)承受能力還比較弱，所以中國(guó)證監(jiān)會(huì)對(duì)股指期貨交易設(shè)置了資金門(mén)檻和專(zhuān)業(yè)知識(shí)門(mén)檻，達(dá)不到資金和專(zhuān)業(yè)知識(shí)要求的交易者將被阻擋在股指期貨交易大門(mén)之外，因此中國(guó)股票市場(chǎng)上的大多數(shù)散戶(hù)投資者都不具備股指期貨交易的資格，他們只能進(jìn)行門(mén)檻較低的現(xiàn)貨交易和買(mǎi)空賣(mài)空交易。同時(shí)，散戶(hù)投資者對(duì)股票(組合)現(xiàn)貨的交易方向(買(mǎi)或賣(mài))也常常呈現(xiàn)出隨意性和羊群行為特征，其交易數(shù)量大多由其擁有的投資資金額決定。基于此，散戶(hù)投資者在t時(shí)刻的投資組合可表示為：

λ3G=rsPtSS3t

(7)

2.2 模型推導(dǎo)和構(gòu)建

基于2.1小節(jié)的假設(shè)條件和投資者行為描述，機(jī)構(gòu)投資者(包括一般機(jī)構(gòu)投資者、套利交易者和投機(jī)交易者)的總投資資產(chǎn)價(jià)值可表示為：

由此可以得到，機(jī)構(gòu)投資者的股票組合現(xiàn)貨總需求量為

(8)

(9)

(10)

2.3 模型結(jié)果分析

基于上述模型結(jié)果，可以分析存在股指期貨交易條件下投資者結(jié)構(gòu)和投機(jī)交易者投機(jī)性對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響機(jī)理。

2.3.1 機(jī)構(gòu)投資者比例對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響

由(10)式可得，

2.3.2 套利交易者比例和投機(jī)交易者比例對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響

由(10)式可得，當(dāng)n>1、即股票市場(chǎng)存在投機(jī)交易時(shí)，

根據(jù)投機(jī)交易者比例β2=1-β0-β1，可以得到

由此可得到如下結(jié)論2：

結(jié)論2在存在股指(股票組合)期貨交易的條件下，股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)性與套利交易者比例負(fù)相關(guān)，與投機(jī)交易者比例正相關(guān)。

2.3.3 投機(jī)交易者投機(jī)性對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響

由(10)式可得，

由此可以得到如下結(jié)論3：

結(jié)論3在存在股指(股票組合)期貨交易條件下，股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)性將隨著投機(jī)交易者投機(jī)性的增強(qiáng)而提高。

2.3.4 一般機(jī)構(gòu)投資者比例對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響

由(10)式可得，

綜合上述分析可以得到，

由此可以得到如下結(jié)論4：

結(jié)論4在存在股指(股票組合)期貨交易的條件下，股票市場(chǎng)波動(dòng)性與一般機(jī)構(gòu)投資者比例之間存在如下相關(guān)關(guān)系：

2.4 基于模型結(jié)果對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)在股指期貨推出后波動(dòng)性變化的分析和預(yù)測(cè)

就中國(guó)股票市場(chǎng)來(lái)說(shuō)，中國(guó)人民銀行金融穩(wěn)定分析小組2016年發(fā)布的《中國(guó)金融穩(wěn)定報(bào)告(2016)》顯示[37]，滬深兩市機(jī)構(gòu)投資者在2008年末持有的已上市流通股占A股流通市值的比例為54.61%，并在隨后幾年一直保持在70%左右，總體上呈現(xiàn)出持續(xù)上升態(tài)勢(shì)，因此自2010年股指期貨推出以來(lái)，機(jī)構(gòu)投資者持有的市場(chǎng)份額多于散戶(hù)投資者。根據(jù)結(jié)論1，可以得到如下預(yù)測(cè)結(jié)果(實(shí)證研究假設(shè))H1：

H1：股指期貨交易推出后，中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性將隨著機(jī)構(gòu)投資者所占市場(chǎng)份額的增加而降低。

在中國(guó)股票市場(chǎng)2010年4月16日推出滬深300股指期貨交易后，投資者結(jié)構(gòu)由原來(lái)的個(gè)人投資者和機(jī)構(gòu)投資者演變?yōu)閭€(gè)人投資者、一般機(jī)構(gòu)投資者、套利交易者和投機(jī)交易者。相對(duì)于股指期貨推出前，套利交易者和投機(jī)交易者比例都有所增加，根據(jù)上述結(jié)論2，中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性將因滬深300股指期貨推出后套利交易者比例的增加而降低，投機(jī)交易者比例的增加而提高。但是自股指期貨交易推出以來(lái)，中國(guó)證券期貨監(jiān)管部門(mén)就對(duì)股指期貨投機(jī)交易行為進(jìn)行了嚴(yán)厲監(jiān)管，這一方面有效限制了投機(jī)交易者比例的增加，另一方面也對(duì)投機(jī)交易者形成了有效的融資約束，使其投機(jī)性處于相對(duì)較低的水平。根據(jù)上述結(jié)論2和結(jié)論3，不太高的投機(jī)交易者比例和相對(duì)較弱的投機(jī)性將使投機(jī)交易者推高中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的作用受到有效抑制。同時(shí)，相比于股指期貨推出前，一般機(jī)構(gòu)投資者在機(jī)構(gòu)投資者中所占的比例在股指期貨推出后有所降低，而機(jī)構(gòu)投資者所占市場(chǎng)份額多于個(gè)人投資者并在總體上呈現(xiàn)出不斷上升態(tài)勢(shì)，根據(jù)上述結(jié)論4，在投機(jī)交易者投機(jī)性比較弱且機(jī)構(gòu)投資者所占市場(chǎng)份額比較多(多于個(gè)人投資者并超過(guò)某門(mén)檻值)的條件下，中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性將因股指期貨交易推出后一般機(jī)構(gòu)投資者比例減少而降低。綜合上述分析，可以得到如下預(yù)測(cè)結(jié)果(實(shí)證研究假設(shè))H2：

H2：滬深300股指期貨推出將顯著降低中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性，股指期貨推出后機(jī)構(gòu)投資者比例增加將強(qiáng)化滬深300股指期貨交易對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的減弱效應(yīng)。

3 實(shí)證分析

3.1 變量設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來(lái)源

(1)股票市場(chǎng)收益率Rt。滬深證券交易所2005年4月8日聯(lián)合發(fā)布的滬深300指數(shù)能夠比較全面地反映中國(guó)股票市場(chǎng)價(jià)格走勢(shì)和運(yùn)行狀況，以其為標(biāo)的的滬深300股指期貨是中國(guó)股票市場(chǎng)推出的第一只股指期貨產(chǎn)品。基于此，本文將滬深300指數(shù)日對(duì)數(shù)收益率設(shè)定為中國(guó)股票市場(chǎng)收益率Rt，即Rt=lnPt-lnPt-1，其中，Pt和Pt-1分別為滬深300指數(shù)在t日和t-1日的收盤(pán)價(jià)。

迄今為止，中國(guó)股票市場(chǎng)已經(jīng)推出3只股指期貨，其中滬深300股指期貨于2010年4月16日推出，中證500股指期貨和上證50股指期貨于2015年4月16日推出。由于中國(guó)股票市場(chǎng)2005年4月8日發(fā)布滬深300指數(shù)時(shí)，正處于股權(quán)分置改革啟動(dòng)階段，直到2007年初各上市公司才全部完成股權(quán)分置改革方案制定工作，所以為了盡可能排除股權(quán)分置改革等因素的影響和獲得盡可能多的樣本數(shù)據(jù)，本文選取2007年1月4日—2016年4月5日期間的滬深300指數(shù)日收盤(pán)價(jià)、機(jī)構(gòu)投資者每日持有的單只股票市值以及單只股票日總市值為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，共得到2248組數(shù)據(jù)樣本，全部數(shù)據(jù)樣本都來(lái)自WIND數(shù)據(jù)庫(kù)和證券交易系統(tǒng)。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)和單位根檢驗(yàn)

從表1可以看到，滬深300指數(shù)日收益率Rt、機(jī)構(gòu)投資者比例ISt及其一階差分序列dISt在全樣本區(qū)間以及滬深300股指期貨推出前后的子樣本區(qū)間內(nèi)的偏度都不等于0，峰度都不等于3，J-B統(tǒng)計(jì)量伴隨概率都為0，這說(shuō)明滬深300指數(shù)日收益率、機(jī)構(gòu)投資者比例及其一階差分序列均不服從正態(tài)分布。其次，在滬深300股指期貨推出后的子樣本區(qū)間內(nèi)，機(jī)構(gòu)投資者比例的最小值和均值分別為56.2%和62.1%，這表明自滬深300股指期貨推出以來(lái)，中國(guó)股票市場(chǎng)機(jī)構(gòu)投資者所持市場(chǎng)份額已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)多于個(gè)人投資者；而滬深300股指期貨推出前的機(jī)構(gòu)投資者比例則有所不同，其最小值和均值分別為24.0%和42.4%，這表明在滬深300股指期貨推出前，機(jī)構(gòu)投資者所持市場(chǎng)份額大大少于個(gè)人投資者。第三，滬深300指數(shù)日收益率標(biāo)準(zhǔn)差從滬深300指數(shù)期貨推出前子樣本區(qū)間的2.463下降到推出后子樣本區(qū)間的1.670，下降幅度比較明顯，這從直觀上表明股指期貨推出降低了股票市場(chǎng)波動(dòng)性。從表1的ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，滬深300指數(shù)日收益率在滬深300股指期貨推出前后以及全樣本區(qū)間內(nèi)都是平穩(wěn)的；機(jī)構(gòu)投資者比例在全樣本區(qū)間和股指期貨推出前后的子樣本區(qū)間內(nèi)都是不平穩(wěn)的，需要進(jìn)行一階差分處理；一階差分處理后的機(jī)構(gòu)投資者比例dISt在全樣本以及股指期貨推出前后的子樣本區(qū)間內(nèi)都是平穩(wěn)序列。可見(jiàn)，在全樣本區(qū)間以及滬深300股指期貨推出前后的子樣本區(qū)間內(nèi)，滬深300指數(shù)日收益率序列Rt和機(jī)構(gòu)投資者比例的一階差分序列dISt都是平穩(wěn)的，且具有非對(duì)稱(chēng)尖峰特征，可以采用GARCH類(lèi)模型對(duì)其波動(dòng)性建模。

表1 滬深300指數(shù)日收益率和機(jī)構(gòu)投資者比例的描述性統(tǒng)計(jì)和ADF單位根檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 模型設(shè)定

由于本文主要基于全樣本區(qū)間考察滬深300股指期貨推出前后中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的變化以及基于股指期貨推出后的子樣本區(qū)間考察機(jī)構(gòu)投資者比例對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響，所以本文只針對(duì)全樣本區(qū)間和股指期貨推出后的子樣本區(qū)間建模，而不對(duì)股指期貨推出前的子樣本區(qū)間建模。

(1)確定GARCH模型均值方程

利用ARMA模型對(duì)滬深300指數(shù)日收益率序列進(jìn)行回歸分析，可得到如表2所示的不同階數(shù)ARMA模型的AIC和SC值。

從表2可知，對(duì)于全樣本區(qū)間和滬深300股指期貨推出后的子樣本區(qū)間，AR(2)MA(2)模型的AIC和SC值最小，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則和SC準(zhǔn)則，可將GARCH模型均值方程的具體形式設(shè)定為：

Rt=θ1Rt-1+θ2Rt-2+η1εt-1+η2εt-2+εt

(11)

表2 不同階數(shù)ARMA模型的AIC/SC信息值

對(duì)均值方程(11)的殘差序列進(jìn)行滯后1階ARCH-LM檢驗(yàn)可以得到，其F統(tǒng)計(jì)量和nR2統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率都為0，這表明AR(2)MA(2)模型的殘差序列存在明顯的ARCH效應(yīng)。

(2)GARCH模型設(shè)定

為了考察滬深300股指期貨推出后中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性與投資者結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系、滬深300股指期貨推出前后中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性是否有顯著變化以及機(jī)構(gòu)投資者比例對(duì)這種變化的影響，有必要通過(guò)添加虛擬時(shí)間變量It、機(jī)構(gòu)投資者比例變量dISt及其交叉項(xiàng)It·dISt的方法對(duì)GARCH模型條件方差方程進(jìn)行必要修正，修正后的GARCH模型條件方差方程為：

(12)

其中，It為虛擬時(shí)間變量，在滬深300股指期貨推出前、即t≤2010年4月15日時(shí)，It取值為0；在滬深300股指期貨推出后、即t≥2010年4月16日時(shí)，It取值為1。

如果GARCH模型條件方差方程的估計(jì)參數(shù)ξ1顯著小于(大于)0，則表明滬深300股指期貨推出顯著降低(提高)了中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性；如果ξ1不顯著，則表明滬深300股指期貨推出對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響。同樣，如果估計(jì)參數(shù)ξ2顯著小于(大于)0，則說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者比例增加將顯著降低(增大)股票市場(chǎng)波動(dòng)性。如果估計(jì)參數(shù)ξ3顯著不為0，則說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者比例變化將顯著強(qiáng)化或弱化股指期貨交易對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響，影響的方向和程度需要根據(jù)ξ1和ξ3的符號(hào)和數(shù)值確定。

為了確定條件方差方程(12)的滯后階數(shù)參數(shù)p和q，有必要對(duì)各個(gè)不同參數(shù)GARCH模型的擬合效果(如圖3所示)進(jìn)行比較分析。

表3 不同參數(shù)GARCH模型的AIC和SC值

從表3可以看到，對(duì)于全樣本區(qū)間和滬深300股指期貨推出后的子樣本區(qū)間，GARCH(1,1)模型的AIC和SC值最小，根據(jù)AIC和SC準(zhǔn)則，可以將GARCH模型具體形式表示為：

(13)

3.4 實(shí)證結(jié)果及分析

利用Eviews 8.0軟件，可以得到如表4所示的實(shí)證結(jié)果。

從表4可以看到，每個(gè)模型的均值方程各系數(shù)都至少在10%顯著性水平下顯著，方差方程系數(shù)α1、β1都在1%顯著性水平下顯著，而且都滿(mǎn)足條件α1>0，β1>0，α1+β1<1，這說(shuō)明本文所建模型是合理的和滿(mǎn)足穩(wěn)定性條件的。另外，在對(duì)GARCH模型殘差進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，全樣本區(qū)間和滬深300股指期貨推出后的子樣本區(qū)間內(nèi)的F-統(tǒng)計(jì)量伴隨概率分別為0.3308和0.1423，均大于10%的顯著性水平，說(shuō)明本文建立的修正GARCH模型不存在異方差性。

在表4的第1列中，機(jī)構(gòu)投資者比例變量的系數(shù)ξ2為-0.126，且在10%水平下顯著；同時(shí)，表4第4列的虛擬時(shí)間變量與機(jī)構(gòu)投資者比例的交叉項(xiàng)It*dISt的系數(shù)ξ3為-0.141，在10%水平下顯著；這說(shuō)明滬深300股指期貨推出后，機(jī)構(gòu)投資者所持市場(chǎng)份額增多將顯著降低中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性，滬深300股指期貨交易在一定程度上為中國(guó)股票市場(chǎng)機(jī)構(gòu)投資者提供了穩(wěn)定市場(chǎng)的工具和途徑。預(yù)測(cè)結(jié)果(研究假設(shè))H1得到支持。

表4第2、5、6列的虛擬時(shí)間變量It的系數(shù)ξ1分別為-0.041、-0.043和-0.040，都在1%水平下顯著，這說(shuō)明中國(guó)股票市場(chǎng)在滬深300股指期貨推出后的波動(dòng)性顯著低于滬深300股指期貨推出前的波動(dòng)性。而且表4第6列的虛擬時(shí)間變量與機(jī)構(gòu)投資者比例變量的交叉項(xiàng)It*dISt的系數(shù)ξ3為-0.129，在10%水平下顯著，這說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者比例增加將強(qiáng)化股指期貨交易對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的減弱效應(yīng)，進(jìn)一步降低中國(guó)股票市場(chǎng)在股指期貨推出后的波動(dòng)性。預(yù)測(cè)結(jié)果(研究假設(shè))H2得到支持。

表4第3、5列的機(jī)構(gòu)投資者比例變量的系數(shù)ξ2分別-0.077和-0.102，都不顯著，這表明在全樣本區(qū)間內(nèi)，機(jī)構(gòu)投資者比例變化對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有統(tǒng)計(jì)意義上的確定性影響。該實(shí)證結(jié)果可能是由于全樣本區(qū)間內(nèi)機(jī)構(gòu)投資者比例在[24.0%，69.1%]區(qū)間內(nèi)變化(如表1所示)、部分時(shí)期的機(jī)構(gòu)投資者比例小于50%造成的，這與2.3節(jié)結(jié)論1的理論模型結(jié)果相符。

表4第7列的機(jī)構(gòu)投資者比例變量的系數(shù)ξ2為0.287，且在10%水平下顯著；虛擬時(shí)間變量與機(jī)構(gòu)投資者比例變量的交叉項(xiàng)It*dISt的系數(shù)ξ3為-0.420，在5%水平下顯著。由此可得到，在股指期貨推出前后，機(jī)構(gòu)投資者比例變化對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響從敏感系數(shù)為0.287的顯著正向影響變成了敏感系數(shù)為-0.133(-0.420+0.287)的顯著負(fù)向影響，這可能是由于股指期貨推出前有很大部分機(jī)構(gòu)投資者比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于50%、而在股指期貨推出后機(jī)構(gòu)投資者比例都超過(guò)了50%產(chǎn)生的結(jié)果，該實(shí)證結(jié)果與2.3節(jié)結(jié)論1的理論模型結(jié)果相一致，同時(shí)對(duì)2.4節(jié)的預(yù)測(cè)結(jié)果(研究假設(shè))H1和H2提供了進(jìn)一步實(shí)證支持。

表4 滬深300股指期貨推出前后中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性變化的實(shí)證結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為概率P值；***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

4 結(jié)語(yǔ)

本文首先基于中國(guó)股票市場(chǎng)各類(lèi)投資者在股票現(xiàn)貨和期貨市場(chǎng)上的交易行為特征，構(gòu)建了股指期貨交易條件下投資者結(jié)構(gòu)與股票市場(chǎng)波動(dòng)性的關(guān)系模型，分析了股指期貨交易和投資者結(jié)構(gòu)對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響機(jī)理；然后基于理論模型結(jié)果和中國(guó)股票市場(chǎng)投資者結(jié)構(gòu)變化情況，對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)在滬深300股指期貨推出前后的波動(dòng)性變化進(jìn)行了理論預(yù)測(cè)，以2007年1月4日—2016年4月5日期間的滬深300指數(shù)和投資者結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)為樣本，使用GARCH類(lèi)模型對(duì)理論預(yù)測(cè)結(jié)果進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。理論研究結(jié)果表明，在股票市場(chǎng)存在股指(股票組合)期貨交易的條件下，股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)性與套利交易者比例負(fù)相關(guān)，與投機(jī)交易者比例和投機(jī)性正相關(guān)。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者持有的市場(chǎng)份額超過(guò)50%時(shí)，股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)性與機(jī)構(gòu)投資者所占市場(chǎng)份額負(fù)相關(guān)；當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者所占市場(chǎng)份額超過(guò)50%且投機(jī)交易者投機(jī)性比較強(qiáng)、或者機(jī)構(gòu)投資者所占市場(chǎng)份額多于個(gè)人投資者但未超過(guò)某門(mén)檻值、且投機(jī)交易者投機(jī)性比較弱時(shí)，股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)性與一般機(jī)構(gòu)投資者比例負(fù)相關(guān)；當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者所占市場(chǎng)份額多于個(gè)人投資者并超過(guò)某門(mén)檻值、且投機(jī)交易者投機(jī)性比較弱時(shí)，股票市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)性與一般機(jī)構(gòu)投資者比例正相關(guān)。當(dāng)機(jī)構(gòu)投資者擁有的市場(chǎng)份額少于個(gè)人投資者時(shí)，機(jī)構(gòu)投資者和一般機(jī)構(gòu)投資者比例對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性影響的方向取決于宏觀經(jīng)濟(jì)的非預(yù)期變化程度、投資者的能力水平、一般機(jī)構(gòu)投資者和套利交易者所占比例、現(xiàn)貨和期貨交易保證金比率以及投機(jī)交易者投機(jī)性等眾多因素，具有較大不確定性。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，滬深300股指期貨交易推出后，中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性將隨著機(jī)構(gòu)投資者所占市場(chǎng)份額的增加而降低；滬深300股指期貨推出顯著降低了中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性，機(jī)構(gòu)投資者比例增加將強(qiáng)化滬深300股指期貨交易對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的減弱效應(yīng)，進(jìn)而從實(shí)證層面證明了理論模型及其預(yù)測(cè)結(jié)果的正確性。

本文研究結(jié)果基于投資者結(jié)構(gòu)和交易行為特征為股指期貨交易對(duì)中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性發(fā)揮的抑制作用提供了理論和實(shí)證證據(jù)，明確回答了股指期貨推出后中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性是加劇了還是降低了的問(wèn)題，匡正了部分投資者心目中持有的股指期貨交易加劇中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的主觀認(rèn)知，為我國(guó)發(fā)展和完善股指期貨市場(chǎng)提供了理論和實(shí)證依據(jù)。根據(jù)本文研究結(jié)果，結(jié)合中國(guó)股票市場(chǎng)及其股指期貨發(fā)展?fàn)顩r，提出如下政策建議：(1)大力開(kāi)發(fā)以股指期貨為代表的金融衍生產(chǎn)品，增加金融風(fēng)險(xiǎn)管理工具。(2)從量和質(zhì)兩個(gè)方面強(qiáng)化機(jī)構(gòu)投資者培育力度，提高機(jī)構(gòu)投資者運(yùn)用股指期貨交易進(jìn)行套利保值和風(fēng)險(xiǎn)管理的能力。(3)完善股指期貨交易制度，遏制投機(jī)交易者投機(jī)行為，強(qiáng)化股指期貨交易對(duì)股票市場(chǎng)的穩(wěn)定作用。

當(dāng)然，本文研究工作僅僅是筆者關(guān)于股指期貨交易、投資者結(jié)構(gòu)與中國(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性研究的一項(xiàng)階段性研究成果，還有很多相關(guān)問(wèn)題有待于進(jìn)一步研究。例如，在考慮交易成本的條件下研究股指期貨交易、投資者結(jié)構(gòu)和交易成本對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的聯(lián)合影響機(jī)理，在考慮投資者情緒的條件下研究股指期貨交易、投資者結(jié)構(gòu)和投資者情緒對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的聯(lián)合影響機(jī)理，利用不同類(lèi)型投資者的微觀交易行為數(shù)據(jù)研究股指期貨交易在股票市場(chǎng)穩(wěn)定性中的作用，等等，筆者將在后續(xù)研究中重點(diǎn)關(guān)注這些問(wèn)題。