[摘 要] 本文以上海黃金交易所成交最為活躍的AU9995黃金現(xiàn)貨作為研究對(duì)象，采用EViews6.0軟件對(duì)黃金期貨上市前后各300個(gè)日交易數(shù)據(jù)進(jìn)行處理分析，通過(guò)比較我國(guó)黃金期貨引入前后黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的流動(dòng)性、波動(dòng)性、效率性的變化情況，來(lái)研究黃金期貨上市對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量所造成的影響。研究結(jié)果表明:黃金期貨上市后，降低了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的流動(dòng)性和效率性，增加了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性，因此，黃金期貨的引入并未能改善黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量，而是降低了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量。通過(guò)本文的研究，也對(duì)我國(guó)推出股指期貨有一定借鑒意義。

[關(guān)鍵詞] 市場(chǎng)質(zhì)量 流動(dòng)性 波動(dòng)性 效率性

一、引言

黃金不同于一般商品，從被人類發(fā)現(xiàn)開(kāi)始就具備了貨幣、金融和商品的屬性。由于它稀少，特殊和珍貴，自古以來(lái)被視為五金之首有“金屬之王”的稱號(hào)，享有其它金屬無(wú)法比擬的盛譽(yù)，正因?yàn)辄S金具有這樣的地位，一段時(shí)間曾是財(cái)富和華貴的象征，用于金融儲(chǔ)備、貨幣、首飾等。我國(guó)黃金市場(chǎng)改革起始于1993年，這一年國(guó)務(wù)院63號(hào)函確立黃金市場(chǎng)化方向，2002年10月30日，SGE的成立表明了在中國(guó)國(guó)內(nèi)真正地實(shí)現(xiàn)了黃金市場(chǎng)化。緊接著，2008年1月9日，經(jīng)中國(guó)證監(jiān)會(huì)批準(zhǔn)，上海期貨交易所正式推出黃金期貨合約，從此，黃金市場(chǎng)與貨幣市場(chǎng)、資本市場(chǎng)、外匯市場(chǎng)共同構(gòu)成我國(guó)完整的金融市場(chǎng)體系，投資者可以按市場(chǎng)價(jià)格自由買賣黃金。正因?yàn)閲?guó)內(nèi)已具有黃金期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)，也為本次探討黃金期貨引入對(duì)黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量的影響提供了有利條件。

目前有關(guān)期貨上市對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)影響的討論仍在繼續(xù)中，并沒(méi)有確切的定論。其中期貨引入的倡導(dǎo)者認(rèn)為:期貨的引入會(huì)導(dǎo)致現(xiàn)貨市場(chǎng)知情交易者更強(qiáng)烈的參與興趣，為做市商提供了低成本對(duì)沖存貨風(fēng)險(xiǎn)的機(jī)會(huì)，這促使現(xiàn)貨市場(chǎng)具有更高流動(dòng)性和較低波動(dòng)水平。因此，本文希望通過(guò)比較黃金期貨引入前后各市場(chǎng)質(zhì)量指標(biāo)的變化情況，來(lái)考察黃金期貨上市后能否改善黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量。前面提到黃金具有貨幣、金融屬性，黃金期貨應(yīng)當(dāng)列入類金融期貨。從而黃金期貨搶跑，更有為股指期貨充當(dāng)了探路者。其不僅可以測(cè)試和檢驗(yàn)市場(chǎng)，也可以發(fā)現(xiàn)問(wèn)題、完善制度，從而為期指期貨安全上市和平穩(wěn)運(yùn)行積累經(jīng)驗(yàn)。通過(guò)對(duì)本文的研究，也對(duì)我國(guó)推出股指期貨有一定借鑒意義。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)黃金期貨上市后對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的影響，至今缺乏理論和實(shí)證支持。目前研究期貨上市對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量的影響主要集中在股指期貨和個(gè)股期貨上。并有大量文獻(xiàn)進(jìn)行了研究，但學(xué)者對(duì)此仍存在著不同的觀點(diǎn)。

期貨引入對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)流動(dòng)性影響方面:Damodaran(1990)等人對(duì)SP500指數(shù)樣本股所作的實(shí)證研究表明，開(kāi)展股指期貨交易后的五年間，指數(shù)樣本股的市值提高幅度為非樣本股的兩倍以上。這說(shuō)明，股指期貨的推出促進(jìn)了指數(shù)成份股的交易活躍性，提高個(gè)股的流動(dòng)性。相反，Jegadeesh and Subrahmanyam(1993)則研究了SP500指數(shù)期貨對(duì)于股票市場(chǎng)流動(dòng)性的影響。他們以價(jià)差作為流動(dòng)性的判斷指標(biāo)。他們有兩個(gè)假設(shè):一是當(dāng)有信息的投資者前往期貨市場(chǎng)交易時(shí)，市場(chǎng)創(chuàng)造者處于信息劣勢(shì)，所以股票價(jià)差擴(kuò)大，流動(dòng)性較差;二是期貨發(fā)揮避險(xiǎn)作用，市場(chǎng)創(chuàng)造者可以利用期貨部位調(diào)節(jié)存貨部位，股票價(jià)差縮小，所以流動(dòng)性較好。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，SP500股票的平均價(jià)差顯著增加。

期貨引入對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性影響方面:Lee和 Ohk(1992)研究了1984年至1988年香港恒生指數(shù)期貨與恒生指數(shù)的關(guān)系，認(rèn)為股指期貨不但沒(méi)有增加現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性而且在某種程度上減小了波動(dòng)幅度。黃瑋、劉再華(2007)研究發(fā)現(xiàn)印度N IFTY股指期貨的推出有效地降低了印度股市波動(dòng)性的結(jié)論。相反，Anotoniou和Holmes(1995)對(duì)FT-SE100指數(shù)進(jìn)行的研究表明，股票指數(shù)期貨加大了股價(jià)的波動(dòng)性。而大多數(shù)實(shí)證研究表明，期貨市場(chǎng)引入后現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有發(fā)生明顯變化， Pericli和Koumos(1997)對(duì)SP500股指期貨的研究表明，除了1987年10月股災(zāi)的特殊情況外，指數(shù)期貨與期權(quán)交易并未促使現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)產(chǎn)生結(jié)構(gòu)的變化。莊忠柱(2000)使用修正后的Levene統(tǒng)計(jì)量模型以及AR (1， 9)-GARCH (1， 1)模型所進(jìn)行的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，股價(jià)指數(shù)期貨上市后，臺(tái)灣地區(qū)的現(xiàn)貨價(jià)格波動(dòng)性結(jié)構(gòu)在長(zhǎng)、中、短期皆無(wú)顯著的改變。

期貨引入對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)效率性影響方面:McKenzie等(2001)研究股指期貨出現(xiàn)后澳大利亞等七國(guó)日歷效應(yīng)的變化，結(jié)果顯示，在股指期貨上市后，七國(guó)股票指數(shù)收益率均值的日歷效應(yīng)顯著降低。相反，Pilar and Rafael(2002)的研究顯示， 衍生品上市后， 股票收益率條件方差顯著下降，交易量顯著增加，他認(rèn)為衍生品上市提高了西班牙股票市場(chǎng)的定價(jià)效率。

三、研究設(shè)計(jì)

1. 樣本的選取

本文以上海黃金交易所成交最為活躍的AU9995黃金現(xiàn)貨為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)來(lái)源于上海黃金交易所網(wǎng)站，獲取AU9995 每個(gè)交易日的開(kāi)盤價(jià)、最高價(jià)、最低價(jià)、收盤價(jià)、成交量和加權(quán)平均價(jià)，并運(yùn)用EViews6.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理。通過(guò)比較黃金期貨引入前后黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的流動(dòng)性、波動(dòng)性、效率性的變化情況，研究黃金期貨上市后能否改善黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量。2007 年12月29日，上海期貨交易所公布將于2008年1月9日掛牌交易黃金期貨合約，為消除“公告效應(yīng)”及“預(yù)期效應(yīng)”的短期影響，樣本剔除了黃金期貨上市前后各6個(gè)交易日的數(shù)據(jù)。因此，本文選取黃金期貨上市前后各300個(gè)黃金現(xiàn)貨日交易數(shù)據(jù)進(jìn)行研究分析，從2006年10月10日至2007年12月27日選取為期前數(shù)據(jù)，從2008年1月17日至2009年4月13日選取為期后數(shù)據(jù)。

2. 指標(biāo)的選擇

市場(chǎng)質(zhì)量是包含多方面因素的綜合體。一般而言，市場(chǎng)質(zhì)量可從流動(dòng)性、波動(dòng)性、效率性、透明性、公平性和可靠性六個(gè)方面進(jìn)行衡量。本文主要研究的是最基本的市場(chǎng)質(zhì)量指標(biāo):流動(dòng)性、波動(dòng)性和效率性。其中流動(dòng)性是指，快速地低成本地成交一定金額的能力。波動(dòng)性是指，資產(chǎn)價(jià)格或者收益偏離其期望的可能性。 效率性是指，市場(chǎng)上交易的資產(chǎn)的價(jià)格充分、及時(shí)、準(zhǔn)確地反映所有相關(guān)信息的能力。

(1)流動(dòng)性指標(biāo)

Amihud流動(dòng)性比率。指在一段時(shí)間的絕對(duì)收益率與交易量之間的比值，即:

其中，LRt為第t日的Amihud比率， Rt為第t日收益率，Vt 為第t日成交量。該比率反映了價(jià)格的波動(dòng)對(duì)交易量的反應(yīng)程度，Amihud比率越大，則流動(dòng)性越低;反之，Amihud比率越小，則流動(dòng)性越高。

(2)波動(dòng)性指標(biāo)

GRACH模型和虛擬變量的計(jì)量方法。為研究黃金期貨上市后對(duì)黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的影響，本文借鑒了Antoniou(1995)采用的GARCH模型和Jatinder Bir Singh用到的虛擬變量的計(jì)量方法。通過(guò)分析虛擬變量的系數(shù)來(lái)判斷黃金期貨上市后對(duì)黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的影響。

考慮到的方差是否相同，可以分為兩種情況:

第一、如果是同方差，那么就在均值方程中加入虛擬變量DD，即:

第二、如果是異方差，則將虛擬變量引入GARCH模型的方差方程中，即:

其中約束條件為 ，且 因?yàn)榭紤]的市場(chǎng)信息是完全對(duì)稱的，市場(chǎng)是一個(gè)有效的市場(chǎng)，所以價(jià)格本身已經(jīng)能夠反映出所有的信息，無(wú)需再用其它的影響價(jià)格的因素作為自變量進(jìn)行回歸。故均值方程采用收益率的自回歸模型。其中，DD為虛擬變量，在黃金期貨推出之前DD取0;在黃金期貨推出之后DD取1。通過(guò)該虛擬變量系數(shù)的符號(hào)以及顯著性水平來(lái)判斷黃金期貨上市是否影響了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性，如果DD的系數(shù)顯著為負(fù)時(shí)，說(shuō)明黃金期貨推出后，黃金現(xiàn)貨的波動(dòng)性降低;如果DD的系數(shù)顯著為正時(shí)，說(shuō)明黃金期貨推出后，黃金現(xiàn)貨的波動(dòng)性增大;如果DD的系數(shù)未通過(guò)檢驗(yàn)，則說(shuō)明黃金期貨推出后，黃金現(xiàn)貨的波動(dòng)性沒(méi)有影響。

(3)效率性指標(biāo)

由于對(duì)市場(chǎng)效率性的度量缺乏準(zhǔn)確的衡量指標(biāo)，為了增加可靠性，本文采用收益率序列一階自相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值及相對(duì)收益率偏離度這兩個(gè)指標(biāo)同時(shí)對(duì)效率性進(jìn)行衡量。

收益率序列一階自相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值。主要做法是對(duì)期前和期后的收益率分別做一階自回歸，從中得到期前和期后日收益率序列一階自回歸系數(shù)的絕對(duì)值。根據(jù)有效市場(chǎng)理論，市場(chǎng)的信息傳遞效率越高，則金融資產(chǎn)價(jià)格應(yīng)當(dāng)越接近隨機(jī)游走，收益序列的自相關(guān)程度應(yīng)該越低，即低的自我相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值代表較好的市場(chǎng)效率。

相對(duì)收益率偏離度。假使黃金現(xiàn)貨價(jià)格能夠充分反映所有相關(guān)信息，在其他條件不變的情況下，以相對(duì)收益率偏離度代表的定價(jià)誤差將是非常微小的。如果相對(duì)收益偏離度在期后顯著降低，則黃金期貨上市后黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)信息效率更有效。反之，相對(duì)收益率偏離度顯著上升，則黃金期貨上市導(dǎo)致黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的信息效率下降。第t日的相對(duì)收益率偏離度定義為第t日的收益率均值方程誤差項(xiàng)的絕對(duì)值。

四、實(shí)證結(jié)果

本文運(yùn)用EViews6.0軟件進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性指標(biāo)分析，通過(guò)比較黃金期貨上市前后各市場(chǎng)質(zhì)量指標(biāo)的變化情況，研究黃金期貨上市后對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量所造成的影響。

1. 流動(dòng)性變化情況

表1:黃金期貨上市前后Amihud比率變化情況

期前期后T檢驗(yàn)p值Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)p值

Amihud比率2.41E-064.82E-060.0000.000

表1中分別列出了Amihud比率期前、期后的均值，及檢驗(yàn)時(shí)得到的p值。

從表1中可以看出，黃金期貨上市后，Amihud比率顯著上升，該比率反映了價(jià)格的波動(dòng)對(duì)交易量的反應(yīng)程度，Amihud比率越大，則流動(dòng)性越低。所以Amihud比率上升說(shuō)明了市場(chǎng)流動(dòng)性降低。

2. 波動(dòng)性變化情況

采用GARCH模型及虛擬變計(jì)量方法來(lái)衡量波動(dòng)性變化情況時(shí)，首先對(duì)我國(guó)黃金現(xiàn)貨日收益率的平穩(wěn)性進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)后得出日收益率為平穩(wěn)序列。因此可以建立收益率的自回歸模型。再對(duì)日收益率序列的相關(guān)圖和偏相關(guān)圖分析后表明，模型不存在滯后階數(shù)。然后進(jìn)行ARCH檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖谧曰貧w條件異方差，觀察到:

表2:ARCH檢驗(yàn)

F-statistic11.66376P值0.000681

Obs*R-squared11.47857P值0.000704

從表2中可以看出殘值存在異方差，因此，建立模型時(shí)我們將虛擬變量引入GARCH模型的方差方程中。

注:括號(hào)中的數(shù)值為顯著水平。Q(12)為L(zhǎng)jung和Box提出的檢驗(yàn)殘差序列自相關(guān)性的Q統(tǒng)計(jì)量，(12)為檢驗(yàn)殘差平方序列自相關(guān)性的Q統(tǒng)計(jì)量。

表3為黃金期貨上市前后黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的日收益率的GARCH參數(shù)估計(jì)的結(jié)果，為了檢測(cè)黃金期貨上市對(duì)黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的影響，本次研究將虛擬變量DD加入到GARCH(1，1)模型中，通過(guò)該虛擬變量的系數(shù)可以判斷黃金期貨上市是否影響了現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性。從表3中可以看出虛擬變量DD的系數(shù)為正值，并在5%的顯著水平，這說(shuō)明黃金期貨推出后，黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性顯著加大，從而導(dǎo)致市場(chǎng)的穩(wěn)定性降低，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)增加。同時(shí)，我們還可以從表中看出所有系數(shù)都通過(guò)了顯著檢驗(yàn)， 均為正數(shù)，且<1，因此滿足對(duì)GARCH(1，1)模型的參數(shù)約束條件。

最后對(duì)GARCH模型再次采用ARCH檢驗(yàn)，結(jié)果顯示:

表4:ARCH-LM檢驗(yàn)

F-statistic0.298853P值0.584807

Obs*R-squared0.299704P值0.584068

因此，從表3和表4中可以觀察到，標(biāo)準(zhǔn)化殘差和標(biāo)準(zhǔn)化殘差平方滯后12期的Q統(tǒng)計(jì)量均不顯著。同時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量和Obs*R-squared統(tǒng)計(jì)量也均不顯著，表明標(biāo)準(zhǔn)殘差不存在額外的ARCH效應(yīng)。這說(shuō)明序列不具有自相關(guān)性，殘差項(xiàng)為序列無(wú)關(guān)的白噪聲，方差方程的估計(jì)是正確的，從而驗(yàn)證了GARCH模型的解釋能力。

3. 效率性變化情況

表5:黃金期貨上市前后效率性指標(biāo)變化情況

期前期后T檢驗(yàn)p值Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)p值

日收益率一階自相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值0.0090.0200.0000.000

相對(duì)收益率偏離度0.0060.0130.0000.000

從表5中可以看出，日收益率一階自相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值和相對(duì)收益率偏離度均呈顯著上升趨勢(shì)，因此實(shí)證結(jié)果表明黃金期貨上市后，黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的效率性降低。

五、結(jié)論

本文以上海黃金交易所成交最為活躍的AU9995黃金現(xiàn)貨作為研究對(duì)象，采用EViews6.0軟件對(duì)黃金期貨上市前后各300個(gè)日交易數(shù)據(jù)進(jìn)行處理分析，通過(guò)比較我國(guó)黃金期貨引入前后各市場(chǎng)質(zhì)量指標(biāo)的變化情況，來(lái)研究黃金期貨上市對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量所造成的影響。分析后發(fā)現(xiàn):

1.使用Amihud比率來(lái)考察市場(chǎng)流動(dòng)性變化情況時(shí)發(fā)現(xiàn):黃金期貨推出后黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的流動(dòng)性降低，導(dǎo)致交易成本增加，交易風(fēng)險(xiǎn)增大，黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量降低。

2.使用GARCH模型和虛擬變量的計(jì)量方法來(lái)考察市場(chǎng)波動(dòng)性變化情況時(shí)發(fā)現(xiàn):虛擬變量DD的系數(shù)顯著為正，因此，黃金期貨推出后黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性增加，從而市場(chǎng)的穩(wěn)定性降低，風(fēng)險(xiǎn)增大，降低了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量。

3.使用日收益率一階自相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值和相對(duì)收益率偏離度來(lái)考察市場(chǎng)效率性變化情況時(shí)發(fā)現(xiàn):兩個(gè)指標(biāo)均顯著上升，因此，黃金期貨推出后黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的效率性降低，降低了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量。

由此可見(jiàn)，黃金期貨上市后，降低了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的流動(dòng)性和效率性，增加了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性。因此，黃金期貨的引入未能改善黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量，而是降低了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)質(zhì)量。通過(guò)本文的研究，為衍生品的引入對(duì)標(biāo)的市場(chǎng)質(zhì)量的影響提供了進(jìn)一步的證據(jù)，同時(shí)也對(duì)我國(guó)推出股指期貨有一定借鑒意義。

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