上證50股指期貨對現貨市場波動性的長短期影響分析

劉品

摘 要：本文選取2009年4月16日到2021年4月16日上證50指數和2015年4月16日到2021年4月16日上證50股指期貨的日收盤價格為研究樣本，探究期貨價格的變化對現貨價格波動性長短期的影響。研究結果表明：上證50股指期貨推出后短時間內加大了現貨市場的波動，但是在長期穩定后會對現貨市場波動產生抑制作用。期貨和現貨價格也從無顯著格蘭杰因果關系變成存在相互價格引導機制。另外上證50指數股指期貨的推出前后其對數收益率都不存在顯著的非對稱性效應。

關鍵詞：股指期貨；GARCH模型；非對稱效應；價格發現

一、引言

2015年4月，中國股指期貨市場推出分別以中證500指數和上證50指數為基礎標的的中證500股指期貨和上證50股指期貨。這一舉措在理論上進一步完善了中國資本市場，彌補了中小創業板塊中小市值股票做空機制的缺失，減少了在股市價格傳導作用產生的股市大幅波動。基于此，有必要從實證角度研究期貨價格變化對現貨價格波動性長短期以及非對稱效應的影響。

為研究股指期貨對現貨市場波動性產生的影響，國內外學者進行了一系列的實證研究，主要有以下觀點：

（1）股指期貨的推出對穩定我國股市具有一定的積極意義。肖爭艷和高榮通過對滬深300指數4年左右的樣本進行研究，發現股指期貨的推出確實能夠有效抑制我國股市的羊群行為，降低市場的系統性風險。但是當時只推出了以滬深300指數作為標的的股指期貨，所以股指期貨的推出對主板的羊群行為抑制效果更為明顯。之后，王春麗和徐忠強通過對比滬深300股指期貨推出后5年內的月度實際波動率和“反事實”波動率再次驗證了滬深300股指期貨能夠降低現貨市場的波動率。國外研究者Bologna和Cavallo通過研究意大利市場中以MIB30指數為標的的FIB30期貨推出前后8年共2010個日度數據，發現股指期貨的引入會導致股票市場波動性的降低，并且能夠有效提升股票市場的市場深度。類似的研究結論不僅僅適用于發達國家，同樣適用于發展中國家。Bamrungsap分別對泰國SET50指數期貨推出前后共13年和18年長度的樣本區間進行估計，實證結果顯示股指期貨的存在顯著減少了現貨市場的波動率。Magweva，Munyimi和Mbudaya對南非40指數期貨期貨（FTSE/JSE TOP 40）推出后前后共12年的數據進行分析發現期貨的引入能夠有效地降低現貨市場的波動性，增加指數收益的波動的持續性。

（2）股指期貨的推出對現貨市場波動性沒有顯著影響或者對現貨市場波動性存在一定的消極影響。比如，Hu通過研究滬深300股指期貨推出前后共6年的日度數據，研究結果表明滬深300股指期貨推出對其現貨市場的波動性并無顯著影響。而在此之前張孝巖和沈中華以滬深300股指期貨推出前后共1年的數據進行研究，發現股指期貨的推出在初期加大了現貨市場的波動。值得注意的是，上述兩篇文章的研究對象和研究方法與王春麗和徐忠強在2017年發表的內容基本一致，但實證結果卻大不相同，可能是研究者使用不同范圍的研究樣本和數據頻率造成的。樣本在不同時間上所包含的信息和表現的特征不一樣，特別是隨著時間的推移，我國多層次資本市場體系在不斷探索與完善，期貨市場越發體現了其價格發現和風險管理的功能。比如，2015年，中證500股指期貨和上證50股指期貨推出不久，股指期貨被認為是造成股市危機的罪魁禍首，中國金融期貨交易所（簡稱中金所）出臺了一系列限制股指期貨交易的政策。盧萬青和陳春流表明2015年中金所出臺了限制股指期貨交易的政策后投資者對利空消息的反應程度明顯大于對利好消息的反應程度，存在非對稱效應。為有效發揮股指期貨的價格發現功能，促使形成更合理的證券市場定價機制，后來中金所落地了多次放松政策。楊林和楊雅如采用DID及多期DID法研究發現股指期貨“松綁”政策對股票市場定價效率短期內的確具有提升作用。

雖然較歐洲等成熟的股票市場而言我國股票市場非理性投資占比較大，投機氛圍嚴重，但是考慮到我國資本市場仍在不斷完善和發展的過程中，中證500股指期貨和上證50股指期貨的推出對我國股票市場波動的影響仍然有爭議，再加上不同時間段上的信息和表現的特征不一樣，得到的結果可能不一樣，所以本文將分別對上證50股指期貨推出前后2年和12年的數據進行處理，構建GARCH模型族研究股指期貨交易對現貨市場波動的短期影響和長期影響。然后分析股指期貨推出后股票市場的非對稱效應和股指期貨和現貨市場的價格發現功能，考察市場的信息傳導機制。

二、檢驗方法及模型構建

（一）GARCH模型

上證50指數日收益率如許多金融時間序列一樣有波動集群現象，具有較高的異方差性。所以，本文將通過廣義自回歸條件異方差模型GARCH（p，q）來刻畫金融時間序列的波動性。即：

均值等式：

（二）TGARCH模型

TGARCH模型刻畫了市場對正負沖擊產生的波動，也就是市場的非對稱效應。常用的TGARCH（p，q）為：

將樣本分成股指期貨推出前和股指期貨推出后兩個樣本，可根據兩個樣本的γ系數的顯著性和大小衡量上證50指數期貨推出事件對市場的非對稱效應帶來的影響。

（三）格蘭杰因果關系檢驗

為了考察股指期貨價格是否影響現貨市場的價格，主要看當期現貨市場價格在多大程度上能夠被過去的期貨價格解釋，也就是在以現貨價格為被解釋變量的方程中加入表示期貨價格的變量的滯后項，解釋程度顯著增加就說明期貨價格是現貨價格的格蘭杰原因。反之亦然。檢驗模型如下所示：

三、數據的處理和描述性分析

本文選取2009年4月16日到2021年4月16日上證50指數和2015年4月16日到2021年4月16日上證50股指期貨的收盤價格計算日收益率。因為對數收益率比算術收益率更能直觀反應資產真實的收益率，所以本文采取對數差分的方法對序列進行處理。

圖1顯示了2009年4月16日到2021年4月16日上證50指數日收益率的波動情況。可以看出在上證50股指期貨推出前后，上證50指數收益率的波動幅度明顯增加，隨后相對平穩了一段時間。但總的來說，不存在明顯的上升或者下降趨勢，均值回復的趨勢明顯，具有明顯的波動集群現象。而圖2中可以看出上證50指數收益率的偏度小于0，峰度大于3，屬于左偏尖峰。再加上JB統計量對應的P值近似于0，可以在1%的顯著性水平下拒絕原假設，說明上證50指數收益率時間序列不服從正態分布，符合金融時間序列一般特征。

將上證50指數收益率時間序列按照股指期貨推出時間分成兩個小樣本。從表1可以看出上證50股指期貨推出后上證50指數的標準差相較于推出前略微減少，說明上證50股指期貨推出后收益率波動幅度變小。值得注意的是，在標準差相差不多的情況下，股指期貨推出后上證50指數的峰度9.7003明顯高于推出前的5.8265，偏度-0.7257小于推出前的-0.13500，說明股指期貨推出后上證50指數可能存在更多的極端值，少數變量值比較大，使得分布曲線左側的尾部拖得比較長。

四、實證分析

（一）平穩性檢驗

對上證50指數收益率序列（Rs）全樣本和股指期貨推出后上證50指數的日收盤價格（Ps）及其股指期貨的日收盤價格（Pf）進行單位根檢驗，結果如表2所示，在5%的顯著性水平下Rs、Ps和Pf序列皆平穩。

（二）引入虛擬變量的GARCH模型

按照表2單位根檢驗結果可知，上證50指數收益率是一個平穩序列。且上證50指數收益率AC和PAC值在滯后階數為6處顯著不為0，所以建立滯后階數為6的收益率自回歸模型作均值方程。在此基礎上進行ARCH-LM檢驗，結果表明對應的殘差序列的平方項之間存在自相關，也就是存在ARCH效應。根據AIC準則選擇GARCH（1，1）模型，結構如下：

表3為2009年4月16日到2021年4月16日上證50指數收益率大樣本的GARCH（1，1）估計結果。從表3可知，兩個模型中α1+β1<1，滿足參數的約束條件。ARCH項和GARCH項系數分別為0.0708和0.9188，在5%顯著性水平下均顯著，表明現貨市場的波動性受過去信息的影響遠大于新信息。除此之外，用來表示上證50指數期貨推出事件的虛擬變量D的系數雖然非常小，但在5%顯著性水平下顯著且小于0，說明上證50股指期貨推出后對現貨市場的波動性確實產生了顯著抑制作用。

為了進一步驗證張孝巖和沈中華提出的股指期貨推出初期確實加大了現貨市場波動這一結論，本文對上證50股指推出前后2年的數據進行處理，估計結果如表4所示。從表4中可以發現用來表示上證50指數期貨推出事件的虛擬變量D的系數在5%顯著性水平下顯著且大于0，說明股指期貨推出后的短時間內對現貨市場波動性的增加有顯著的助推作用。另外相較于長期模型，短期模型中ARCH項增加到了0.1021，GARCH項減少到了0.8844，說明股指期貨推出后的短時間內過去信息對市場價格影響會變小，新信息對市場價格影響會變大，但是隨著時間的推移信息傳播的速度和質量會變差。也就是說，在股指期貨推出后的初期可能得到短期的優化改善，但是長期來看作用沒有那么明顯。

（三）TGARCH模型

為衡量市場對正負沖擊產生的波動，對2009年4月16日到2021年4月16日上證50指數日收益率使用TGARCH（1，1）進行研究，具體結構為

表5為上證50指數收益率12年大樣本的TGARCH（1，1）估計結果。從表5中可以看出TGARCH模型中ARCH項和GARCH項的系數和顯著性與GARCH（1，1）估計結果相差不大。但是代表非對稱效應u2t-1dt-1項系數在5%的顯著性水平下不顯著，說明不存在非對稱效應。為了進一步研究股指期貨的推出前后的市場非對稱效應，將大樣本按照股指期貨的推出時間為節點分成推出前后兩個樣本，重新進行平穩性檢驗、自相關檢驗以及ARCH效應檢驗等內容。股指期貨推出前6年和推出后6年兩個樣本的TGARCH（1，1）估計結果分別如表6和表7所示，雖然股指期貨推出前非對稱項系數為-0.0059，股指期貨推出后非對稱項系數為由負轉變為正數0.0090，但是兩者皆在5%的顯著性水平下不顯著，說明上證50指數不論在股指期貨推出前還是推出后都不存在非對稱效應，市場對正負沖擊產生的波動無顯著差異。

另外，股指期貨推出前TGARCH模型中ARCH項系數0.0470，股指期貨推出后該項增加到了0.0949，而GARCH項對應的系數由0.9395減少到了0.8953，進一步說明股指期貨推出后收益率受過去信息的影響會變小，對新信息產生的沖擊反應會減弱。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

對平穩時間序列上證50指數的日收盤價格（Ps）及其股指期貨的日收盤價格（Pf）進行格蘭杰因果檢驗。結果如表8所示，股指期貨推出后一年的格蘭杰因果檢驗中F統計量對應的P值在不同的滯后階數下都遠遠大于0.05，不能拒絕原假設。但在股指期貨推出后格蘭杰因果檢驗中F統計量對應的P值在5、10和15的滯后階數下都遠遠小于0.05，有足夠的理由拒絕原假設，說明上證50指數的日收盤價格（Ps）及其股指期貨的日收盤價格（Pf）之間存在雙向格蘭杰因果關系，兩者之間具有相互預測的能力。也就是說，在股指期貨推出后的短時間內上證50指數價格及其股指期貨價格之間的價格引導關系還未形成，但是隨著時間的推移，國內市場在不斷完善，價格引導機制逐漸形成。

五、結論與建議

本文通過對2009年4月16日到2021年4月16日上證50指數和2015年4月16日到2021年4月16日上證50股指期貨的收盤價格進行實證研究，可以得出以下結論：

第一，股指期貨推出后新信息產生的沖擊的速度和質量會明顯優化，只是長期效果沒有短期的明顯。因為隨著我國社會與經濟的發展，投資者變得愈加專業和理性，我國期貨和現貨市場之間的價格的引導機制更加完善，但總的來說現貨市場的波動性還是更多依賴于過去的波動，受過去信息的影響大于新信息。

第二，上證50股指期貨推出后短期內加大了現貨市場的波動，但是長期來看股指期貨的推出對現貨市場收益率的波動有顯著的抑制作用。雖然近些年來圍繞股指期貨的爭議不斷，但股指期貨的充分發展在一定程度上彌補了現貨市場價格形成機制的不足，為現貨市場的平穩運行提供了夯實基礎。

第三，上證50指數對數收益率不存在非對稱性效應。無論是上證50股指期貨推出前和推出后的兩個小樣本還是2009年4月16日到2021年4月16日的大樣本，TGARCH模型中代表非對稱效應u2t-1dt-1項的系數在5%的顯著性水平下都不顯著，說明市場中利空消息和利好消息對波動沒有顯著的非對稱反應。

第四，上證50股指期貨推出后短期內期貨和現貨價格之間不存在顯著格蘭杰因果關系，但在上證50股指期貨推出6年后兩者形成了穩定的價格引導關系，互為格蘭杰因果。雖股指期貨在短期內“水土不服”，但隨著多方之間的相互磨合和中金所的不斷調整，也可以正常發揮市場功能，實現期貨和現貨價格之間有效的內在機制。

總的來說，從長期來看股指期貨的推出提高了市場效率，在一定程度上反映了中國資本市場更加穩定和完善。為了持續推動中國資本市場綠色持續健康發展。首先，進一步降低股指期貨交易的門檻，活躍股指期貨市場，加快信息傳遞的速度，充分激發股指期貨價格的發現功能。但是對惡意利用股指期貨做空機制的投資者可針對性地設置門檻和交易限制。其次，在進一步放寬市場的同時還要注意完善股票和期貨市場交易的規范性，把握好審慎監管的原則，維持金融穩定的同時刺激金融創新。最后，要考慮到我國自然人投資者經驗和行權意識雖已有提升，但是仍然存在“投機偏好”等明顯的非理性行為。截至2019年12月31日，我國自然人股票投資者占比高達99.76%，且2019年我國股票市場的換手率高達223.66%，遠高于歐洲的平均水平32.64%，說明較歐洲等成熟的股票市場而言我國股票市場非理性投資仍然占主導地位。所以在我國的股票投資者大多是自然人投資者的情況下，可通過多種途徑深入展開投資者適當教育引導投資者日趨理性化，避免股指期貨的杠桿特性放大風險，不利于股票指數期現貨市場的穩定運行。

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