【摘要】2010年4月16日，股指期貨在國內(nèi)正式上市交易。至今為止，我國股指期貨上市已有三年的時間。股指期貨對股票市場波動性的影響如何，股指期貨與現(xiàn)貨的價格引導(dǎo)作用怎樣？本文借助TARCH模型以及VAR脈沖響應(yīng)模型，探究了滬深300股指期貨對股市波動性的影響，并且對于股指期貨與現(xiàn)貨互相之間的價格引導(dǎo)作用進(jìn)行了研究分析。結(jié)果表明：股指期貨的上市減弱了股市對于信息的非對稱反應(yīng)程度；股指期貨價格的波動對于現(xiàn)貨價格的影響大于現(xiàn)貨價格波動對于股指期貨價格的影響。

【關(guān)鍵詞】TARCH Granger因果檢驗 VAR脈沖響應(yīng) 非對稱性波動 價格引導(dǎo)

一、引言

馬可維茨的投資組合理論表明，構(gòu)建投資組合可以分散非系統(tǒng)性風(fēng)險，但是整個股票市場共長跌的系統(tǒng)性風(fēng)險卻無法通過投資組合進(jìn)行分散?；谑袌鲆?guī)避系統(tǒng)性風(fēng)險工具的需要，1982年2月，美國堪薩斯交易所推出了全球首只股票指數(shù)期貨——價值線指數(shù) 期貨。兩個月后，芝加哥商業(yè)交易所推出SP500指數(shù)期貨。自此，股指期貨作為系統(tǒng)性風(fēng)險管理工具，獲得了突飛猛進(jìn)的發(fā)展。

隨著我國經(jīng)濟(jì)對外開放程度的加大，經(jīng)濟(jì)波動性也有所增加，已然反映在了股票市場上。2008年度，美國次貸危機(jī)爆發(fā)后，世界各國股市持續(xù)下跌，我國股市也嚴(yán)重下行，此時，用于規(guī)避股市系統(tǒng)性風(fēng)險的股指期貨就顯得尤為重要。為滿足國內(nèi)投資者規(guī)避系統(tǒng)性風(fēng)險的需要，2010年4月16日，股指期貨在國內(nèi)正式上市交易。至今為止，我國股指期貨上市已有三年的時間。股指期貨對股票市場波動性的影響如何，我國股指期貨的上市是否達(dá)到了最初穩(wěn)定股票市場波動的目標(biāo)？股指期貨與現(xiàn)貨的價格引導(dǎo)作用怎樣？本文即將運用TARCH模型和VAR脈沖響應(yīng)方法對于該問題予以研究。

本文的研究主要通過以下兩個方面進(jìn)行：第一，運用TARCH模型，研究了股指期貨對于股市波動性的影響，即股指期貨上市后，股市信息反應(yīng)效率是否有所變化，該模型同時包含了杠桿效應(yīng)，即同時研究了股指期貨的上市對于利好和利空消息的反應(yīng)程度如何。第二，運用Granger因果檢驗及VAR模型，探究了滬深300股指期貨與股指現(xiàn)貨之間的價格引導(dǎo)關(guān)系。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）股指期貨對股票市場波動性的影響

波動性即為衡量市場運行效率及市場信息流動的一個重要指標(biāo)。國外的學(xué)者很多都針對股指期貨的推出對現(xiàn)貨市場波動性影響做出了較為深入的研究，研究較為成熟?？傮w來說，分為三類。第一，股指期貨上市使得股市波動率增加，主要文獻(xiàn)有Harris（1989）、Antoniou Holmes（1995）等。第二，股指期貨的上市對于股市波動性無影響，主要文獻(xiàn)有Baldauf Santoni（1991）、Aggarwal（1988）、彭蕾、肖濤（2004）。第三，股指期貨的上市使得股市波動性降低，主要文獻(xiàn)有Friedman（1984）、張丹、楊朝軍（2009）。

我國股指期貨上市前后，邢天才和張閣（2009）采用滬深300仿真股指期貨數(shù)據(jù)對現(xiàn)貨市場波動性的影響進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)股指期貨加劇了A股的波動。顧奚峰（2011）通過上市后短期內(nèi)股指期貨的高頻數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)在股指期貨上市初期，股指期貨對股市的波動有放大作用，但在遠(yuǎn)期降低了非對稱性波動，具有穩(wěn)定股市的功效?？墒?，仿真數(shù)據(jù)并非真實數(shù)據(jù)，研究價值有限，且股指期貨上市時間亦不到三年，較長期間內(nèi)，股指期貨上市對于我國滬深300股票市場波動性影響如何，有待進(jìn)一步研究證明。

（二）股指期貨與股指現(xiàn)貨的價格引導(dǎo)

期貨的一個重要的功能就是價格發(fā)現(xiàn)?？傮w來說，期貨市場交易成本低，杠桿高，現(xiàn)金交割等特點決定了股指期貨的價格往往能夠領(lǐng)先現(xiàn)貨市場，起到期貨引導(dǎo)現(xiàn)貨市場的作用。但是，國內(nèi)外實證檢驗中，期貨市場價格并不總是引導(dǎo)現(xiàn)貨市場價格，其研究結(jié)論主要可以分為以下三類。第一，期貨市場價格能夠引導(dǎo)現(xiàn)貨市場價格，主要文獻(xiàn)有Tse（1995）、Kawaller，Koch等（1987）、任燕燕和李學(xué)（2006）、王揚（2007）。第二，現(xiàn)貨市場價格引導(dǎo)期貨市場價格，主要文獻(xiàn)有Wahab Leshgari（1993）、Ghosh（1995）、李家州（1998）。第三，期貨市場價格和現(xiàn)貨市場價格相互引導(dǎo)。主要文獻(xiàn)有Hung Zhang（1995）、潘品軒（2003）。我國嚴(yán)敏、巴曙松等（2009）指出目前指數(shù)現(xiàn)貨市場在價格發(fā)現(xiàn)中起到主導(dǎo)作用。華仁海，劉慶富（2010）研究表明股指期貨價格和股指現(xiàn)貨價格之間存在協(xié)整關(guān)系和雙向價格引導(dǎo)關(guān)系。方匡南、蔡振忠等（2012）利用滬深300股指期貨的5分鐘高頻數(shù)據(jù)實證表明：我國指數(shù)期貨和現(xiàn)貨價格存在相互引導(dǎo)關(guān)系。

本文將基于已有的數(shù)據(jù)，首先研究股指期貨對于股市波動性的影響，然后通過Granger因果檢驗及VAR模型的脈沖響應(yīng)等方法研究，我國已上市的股指期貨與股指現(xiàn)貨的價格引導(dǎo)關(guān)系。

三、模型介紹及方法選擇

（一）市場收益率波動研究方法

許多研究人員發(fā)現(xiàn)了股票價格行為的非對稱實例——負(fù)的沖擊似乎比正的沖擊更容易增加波動，為了將非對稱影響加入模型的估計，Zakoian，Glosten等提出了非對稱的門限條件異方差模型，即TARCH模型。本文將運用TARCH模型對股票指數(shù)上市前后，股票市場收益率的差異進(jìn)行研究。TARCH的條件方差方程為：

σ■■=ω+α×μ■■+γ×μ■■d■+τσ■■

其中γ×μ■■d■為TARCH項，對于股市的沖擊大小，好消息有一個α倍的沖擊，壞消息則有α+γ倍的沖擊。

本文選取滬深300股票日收益率的數(shù)據(jù)予以分析，為了比較股指期貨推出前后股市收益率的波動特征，將數(shù)據(jù)分為兩個階段：2007年4月16日到2010年4月16日的數(shù)據(jù)為第一階段，2010年4月16日到2013年4月16日，為第二階段。兩階段數(shù)據(jù)樣本總量為1460。通過TARCH對于數(shù)據(jù)進(jìn)行建模，并且針對參數(shù)的差別分析股指期貨對于股票市場收益率所帶來的影響。

（二）價格發(fā)現(xiàn)機(jī)制的研究方法選擇

Granger因果檢驗是從預(yù)測的角度考察變量之間的關(guān)系，利用不同信息集下，嘗試增加另一個變量，看其能否降低預(yù)測誤差，用預(yù)測的方差大小代表預(yù)測的好壞。Granger因果檢驗是指統(tǒng)計上的因果檢驗，而不是平常意義的因果關(guān)系，嚴(yán)格來說，應(yīng)稱為領(lǐng)先—滯后關(guān)系。

脈沖響應(yīng)函數(shù)的方法即為分析，當(dāng)一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某種沖擊時對于系統(tǒng)的動態(tài)影響。在建立模型得到股指期貨和現(xiàn)貨價格的領(lǐng)先滯后關(guān)系時，除檢驗股指期貨是否能夠影響現(xiàn)貨的收益率，還想知道這種影響有多大，能夠持續(xù)多長時間，這即需要脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。

首先建立二維的VAR模型，為方便表示xt，yt設(shè)變量的均值為0，且有：

■=■■■+■ （2）

其中，擾動項εt=（ε1t，ε2t）為白噪聲序列。假定（2）從第0期開始活動，且假設(shè)x-1=x-2=y-1=y-2=0，第0期時給定擾動項ε10=1，ε20=0并且隨后的擾動項均為0，即ε1t=ε2t=0（t=1，2，…），稱此第0期給x以脈沖，下面討論xt與yt的討論。t=0時x0=1，y0=0，將其代入（2），得到t=2時：

x2=a■■+a■■a■■+a■■，y1=a■■a■■+a■■a■■+a■■

依次遞推，我們就可以求出變量xt，yt的一列值，稱序列x0，x1，x2，x3…為由x的脈沖引起的x的脈沖響應(yīng)函數(shù)，序列y0，y1，y2，y3…為由x的脈沖引起的y的脈沖響應(yīng)函數(shù)。這樣，我們就能夠考察對期貨或現(xiàn)貨的一個擾動，能夠影響現(xiàn)貨或期貨多長時間，影響有多大，什么時候達(dá)到最大等一系列問題。

本文股指價格數(shù)據(jù)（IF）與滬深300指數(shù)價格數(shù)據(jù)（CSI）取對數(shù)后都是一階單整，不能夠直接建立VAR模型。本文直接運用股指期貨和股票指數(shù)的對數(shù)價格數(shù)據(jù)的一階差分建立VAR模型，即令D（IF）=IRIF，D（CSI）=IRCSI，然后進(jìn)行Granger因果檢驗，接著檢驗VAR模型是否平穩(wěn)，最后進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)統(tǒng)計性實證分析

1.股指期貨上市前后股票市場的走勢及波動情況描述。

圖1 股指期貨推出前后滬深300指數(shù)走勢圖

如圖1看出，滬深300指數(shù)持續(xù)下跌，2010年度6月29日，滬深300指數(shù)達(dá)到了本年度的最低點2592.02點，然后開始回升。滬深300指數(shù)的探底可能部分源自于股指期貨的上市，但是由于4月前股股市就有下行趨勢，所以我們并不能將滬深300股票指數(shù)的下降完全歸結(jié)于股指期貨的影響。

2.股指期貨上市前后滬深300股票指數(shù)收益率波動性變化情況。

圖2 股指期貨推出前后現(xiàn)貨市場指數(shù)收益率的趨勢圖

如圖2，波動的變化比較明顯，股指期貨上市后，滬深300股市的收益率更為穩(wěn)定，整體波動的幅度降低很多。

（二）TARCH計量模型統(tǒng)計分析

1.TARCH模型適用性檢驗。（1）數(shù)據(jù)特征檢驗。表1顯示，股指期貨上市前后，滬深300指數(shù)的對數(shù)收益率的峰度都大于3，有尖峰的特征。從偏度方面看，從推出前的-0.17到推出后的-0.1，都呈現(xiàn)出厚尾的狀態(tài)，而JB統(tǒng)計量更說明了該特點。初步分析，該序列有ARCH效應(yīng)，運用TARCH模型分析具有一定的合理性。

表1 滬深300指數(shù)對數(shù)收益率統(tǒng)計性檢驗

（2）ARCH-LM效應(yīng)檢驗。對于回歸方程進(jìn)行條件異方差的ARCH LM檢驗，得到了在滯后階數(shù)p=7時的ARCH LM檢驗結(jié)果，如表2所示：

表2 股指期貨上市前后滬深300股票指數(shù)ARCH-LM檢驗

表2顯示LM統(tǒng)計量（Obs*R-squared）值以及檢驗的相伴概率（P=0.000），均小于0.1的顯著性水平。因此，拒絕原假設(shè)，殘差序列存在高階的ARCH效應(yīng)，因此可以選擇TARCH模型。相對而言，股指期貨上市后滬深300股指回歸方程的ARCH-LM效應(yīng)的顯著性水平降低。

2.TARCH建模的回歸比較。TARCH模型的方差方程為：

σ■■=ω+α+μ■■+γ×μ■■d■+τσ■■

通過Eviews7.0的估計，本文估計的股指期貨上市前后的方差方程如下，其中（3）是指股指期貨上市前的方程，（4）是指股指期貨上市后的方程。

σ■■=2.42E-07+0.001667×μ■■+0.148×μ■■d■+0.899 σ■■（3）

σ■■=1.24E-06+0.035×μ■■+0.058×μ■■d■+0.608σ■■ （4）

表3 滬深300股票指數(shù)TARCH模型

注：*表示顯著性水平為10%，**表示顯著性水平為5%，***表示顯著性水平為1%。

TAHCH模型結(jié)果如上，我們可知：

第一，股指期貨上市前后，α都是顯著的，說明ARCH效應(yīng)明顯，波動性存在聚集特征。股指期貨上市前α為0.0341，大于0，這說明t時刻信息的影響往往會使t到t+n期發(fā)生一致波動，即波動出現(xiàn)聚集性；而股指期貨上市后α為-0.0352，與上市前有著較大的差異。GARCH項顯著。股指期貨上市后α為負(fù)。

第二，股指期貨上市前，γ為正，大小為0.133并且顯著性水平較高，杠桿效應(yīng)顯著，此時好消息對于股市只有0.034倍的沖擊，而壞消息會有0.167倍的沖擊。股指期貨上市后，γ降低，變?yōu)?.058，顯著性水平也有所降低，此時，好消息對于股市具有0.0152倍沖擊，而壞消息具有0.0731倍沖擊，即股指期貨上市后，股市的非對稱效應(yīng)明顯降低。

第三，τ均為正，說明舊信息對于股市波動性的影響顯著。但是股指期貨上市后，τ值由股指期貨上市前的0.856變?yōu)樯鲜泻蟮?.608，這說明舊信息對于股市的影響力下降。

（三）價格引導(dǎo)機(jī)制測度

1.收益率序列平穩(wěn)性檢驗。

表4 收益率序列的單位根檢驗

注：IRIF序列即股指期貨收益率系列，IRCSI序列即滬深300指數(shù)收益率系列

由表4可以看出，股指期貨和滬深300收益率序列都不存在單位根，即是平穩(wěn)的序列，可以進(jìn)行Granger因果檢驗。

2.Granger因果檢驗。

表5 Granger因果檢驗結(jié)果

由表5可以看出，股指期貨的收益率是引起滬深300收益率變動的Granger原因，而滬深300收益率的變動并不是顯著引起股指期貨收益率變動的原因。

Granger因果檢驗的結(jié)果顯示，股指期貨具有價格發(fā)現(xiàn)的功能，而指數(shù)現(xiàn)貨并沒有發(fā)期貨價格的功能。

3.VAR模型穩(wěn)定性檢驗。模型AR根的圖表檢驗表明VAR模型的所有根模的倒數(shù)小于1，都在單位圓內(nèi)，即其是穩(wěn)定的，VAR模型是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

圖3 VAR模型穩(wěn)定性檢驗

4.脈沖響應(yīng)分析。VAR模型穩(wěn)定以后，即可以做出脈沖響應(yīng)檢驗，結(jié)果如圖4所示。

圖4 脈沖響應(yīng)圖

如圖，滬深300股票指數(shù)收益率的變化會在第一期引起股指期貨0.1%的變化，然后逐漸波動，在第6期時影響降低為0。而股指期貨一個標(biāo)準(zhǔn)息差的變化會在第二期引起股票現(xiàn)貨指數(shù)1.3%的變化，第三期影響降低為0，第5期會再次反彈，引起股指期貨0.1%的變動。

五、結(jié)論及政策建議

通過統(tǒng)計性實證檢驗和TARCH檢驗的結(jié)果，我們得出以下結(jié)論：

第一，股指期貨上市后，我國股票市場波動性降低。從描述性數(shù)據(jù)統(tǒng)計結(jié)果即可以看出股指期貨上市后，我國股票市場收益率波動性大為降低。從TARCH的結(jié)果來看，系數(shù)總體變小，這說明股指期貨上市后，我國股市波動性有所降低。

第二，我國股市一直存在信息影響的非對稱性，負(fù)面消息的影響大于正面消息的影響。但股指期貨上市后，我國股市受負(fù)面消息沖擊而引致的波動效應(yīng)減弱了很多，股票市場的非對稱性波動有所減弱。

第三，從Granger因果檢驗的結(jié)果來看，股指期貨對于現(xiàn)貨指數(shù)的引導(dǎo)效果遠(yuǎn)高于股票現(xiàn)貨指數(shù)對于期貨的引導(dǎo)效果，且VAR模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果也說明股指期貨價格變動對于股指現(xiàn)貨變動的沖擊更大且均為正向沖擊。這說明了股指期貨在現(xiàn)貨指數(shù)的價格發(fā)現(xiàn)方面起著重要的作用。

總之，從中長期時間段來看，股指期貨在我國上市后，的確起到了穩(wěn)定股票市場價格的作用，并且我們發(fā)現(xiàn)股指期貨對于股票指數(shù)的價格引導(dǎo)作用明顯。本文驗證了我國股指期貨上市決策的正確性，基于此，我國監(jiān)管當(dāng)局應(yīng)滿足市場的需求，設(shè)計更多并且更合理的股指期貨合約，不斷完善股指期貨的衍生品市場，豐富投資品種，為廣大投資者套期保值提供更多選擇，也使得股指期貨能夠進(jìn)一步發(fā)揮穩(wěn)定股市價格波動的功能。

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作者簡介：張璐娜，碩士研究生，就讀于上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院。