田樹喜，荊紅美，曹 睿

（東北大學(xué) 文法學(xué)院，遼寧 沈陽 110819）

一、問題的提出

股票指數(shù)期貨市場是股票現(xiàn)貨市場不斷發(fā)展和深化的產(chǎn)物，同時它也是促進(jìn)股票現(xiàn)貨市場進(jìn)一步發(fā)展的助推器，股票現(xiàn)貨市場與股票指數(shù)期貨市場因期現(xiàn)套利緊密聯(lián)系在一起。當(dāng)股票現(xiàn)貨價(jià)格與股票指數(shù)期貨價(jià)格之間的價(jià)差高于均衡水平時，套利者賣出股票指數(shù)期貨并買入對應(yīng)股票現(xiàn)貨組合的交易稱為正向套利；當(dāng)股票現(xiàn)貨價(jià)格與股票指數(shù)期貨價(jià)格之間的價(jià)差低于均衡水平時，套利者買入股票指數(shù)期貨并賣出對應(yīng)股票現(xiàn)貨組合的交易則被稱為反向套利。無論是正向套利還是反向套利，如果能使股票現(xiàn)貨與股票指數(shù)期貨之間的基差①基差是指現(xiàn)貨價(jià)格與其對應(yīng)的期貨價(jià)格之間的差額，本文的基差是以滬深300期貨指數(shù)減去現(xiàn)貨指數(shù)而得?；謴?fù)到均衡水平，投資者將獲得無風(fēng)險(xiǎn)套利收益。市場間充分的期現(xiàn)套利會使股票現(xiàn)貨市場與股票指數(shù)期貨市場之間形成負(fù)反饋機(jī)制：基差過大時，賣出股票指數(shù)期貨并買入股票現(xiàn)貨的交易會導(dǎo)致期貨價(jià)格下跌和現(xiàn)貨價(jià)格上升；基差過小甚至為負(fù)時，買入股票指數(shù)期貨并賣出股票現(xiàn)貨的交易會導(dǎo)致期貨價(jià)格上升和現(xiàn)貨價(jià)格下跌。股票現(xiàn)貨市場與股票指數(shù)期貨市場之間的負(fù)反饋機(jī)制有助于降低股票現(xiàn)貨市場的波動，但股市與期市之間負(fù)反饋機(jī)制的形成是有條件的：一是市場上不存在套利限制。如果市場上存在套利限制，例如缺乏借空機(jī)制，則只能進(jìn)行正向套利不能進(jìn)行反向套利，而單向套利難以使股市與期市之間形成有效的負(fù)反饋機(jī)制。二是套期保值者主導(dǎo)市場。如果投機(jī)者和噪聲交易者主導(dǎo)市場并導(dǎo)致股票現(xiàn)貨市場自身的正反饋?zhàn)饔弥饾u加強(qiáng)，期現(xiàn)套利不但無力糾偏，往往會形成助漲助跌效應(yīng)。

各國股票現(xiàn)貨市場與股票指數(shù)期貨市場的運(yùn)行實(shí)踐表明：從長期來看，股票指數(shù)期貨的推出降低了股票現(xiàn)貨市場的波動，股票現(xiàn)貨市場與股票指數(shù)期貨市場之間會形成負(fù)反饋的聯(lián)動效應(yīng)；但在股票指數(shù)推出初期，或是股災(zāi)期間，股票現(xiàn)貨市場與股票指數(shù)期貨市場之間往往會發(fā)生正反饋聯(lián)動效應(yīng)②例如，布雷迪報(bào)告（1988）認(rèn)為，“87股災(zāi)”期間，期現(xiàn)套利導(dǎo)致了賣壓在股指期貨市場與股票現(xiàn)貨市場之間傳遞，形成了股價(jià)和期價(jià)雙雙下行的正反饋聯(lián)動效應(yīng)。。在滬深300指數(shù)期貨推出之前，已有許多學(xué)者利用仿真交易數(shù)據(jù)對中國的股票現(xiàn)貨市場與股指期貨市場之間可能產(chǎn)生的聯(lián)動效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析。嚴(yán)敏等（2010）的研究認(rèn)為，滬深300現(xiàn)貨市場與滬深300仿真期貨交易市場之間形成了負(fù)反饋效應(yīng)，并且不存在顯著的非對稱雙向波動溢出效應(yīng)［1］。邢天才、張閣（2010）的研究則認(rèn)為，股指期貨的推出對現(xiàn)貨市場的波動性不會有很大影響，但會增大現(xiàn)貨市場的非對稱效應(yīng)［2］。滬深300指數(shù)期貨推出后，由于樣本容量的限制及研究方法的不同，對中國滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場之間的聯(lián)動效應(yīng)的研究結(jié)論也存在較大分歧。例如，劉又林、嚴(yán)璀華（2011）的研究認(rèn)為，2010年4—6月中國股市的正反饋效應(yīng)與滬深300股指期貨的推出無必然聯(lián)系［3］；酈金梁等（2012）的研究認(rèn)為滬深300指數(shù)期貨的推出增強(qiáng)了現(xiàn)貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能及其流動性，并且減少了現(xiàn)貨市場價(jià)格的波動［4］。周小全、鄧淑斌（2011）的研究則認(rèn)為，由于個人投資者在期貨市場上占絕對比例和期現(xiàn)套利對沖不充分的限制，股指期貨市場存在正反饋交易效應(yīng)，并且影響到了現(xiàn)貨市場的穩(wěn)定運(yùn)行［5］；魏卓等 （2012）對IF1005、IF1006和IF1007等三個主力合約的套利機(jī)會的測度表明，與仿真交易出現(xiàn)的持續(xù)套利機(jī)會相比，滬深300指數(shù)期貨實(shí)際交易中出現(xiàn)的套利機(jī)會在減少，并且單向套利會加大期貨市場錯誤定價(jià)的機(jī)會［6］。

上述研究結(jié)論的不同一方面是由于研究方法的差異，更重要的原因在于所選取樣本區(qū)間的不同，并且大多數(shù)研究的樣本區(qū)間都未超過兩年［7－13］。截至2013年7月31日，滬深300指數(shù)期貨推出已有三年多的時間，滬深300現(xiàn)貨市場先后經(jīng)歷了V型反轉(zhuǎn)和震蕩下行的不同形態(tài)。通過對滬深300指數(shù)期貨推出前和推出后現(xiàn)貨市場指數(shù)收益率的數(shù)字特征的考察可以發(fā)現(xiàn)：與滬深300指數(shù)期貨推出之前相比，滬深300指數(shù)期貨推出后現(xiàn)貨市場指數(shù)收益率的均值和方差均發(fā)生明顯下降①2007年4月16日—2010年4月15日，滬深300指數(shù)收益率的均值為3.24×10－8，方差為0.024 9；2010年4月16日—2013年7月31日滬深300指數(shù)收益率的均值為－7.67×10－4，方差為0.013 6。。也就是說，盡管市場總體的波動性（方差）在下降，但市場的平均回報(bào)率（均值）也在下降。進(jìn)一步需要思考的是在市場上述變化中，滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場究竟形成了怎樣的反饋機(jī)制和聯(lián)動效應(yīng)？通過怎樣的制度安排能夠使期貨市場和現(xiàn)貨市場形成良性互動？因此，本文利用時間較長的樣本信息對滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場之間的反饋機(jī)制及其聯(lián)動效應(yīng)進(jìn)行深入分析，并提出針對性的政策建議。

二、理論模型與數(shù)據(jù)說明

1.向量誤差修正模型

如果滬深300期貨指數(shù)與現(xiàn)貨指數(shù)之間存在協(xié)整關(guān)系，則可以通過向量誤差修正（VEC）模型來研究滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場之間的聯(lián)動效應(yīng)。一階向量誤差修正模型由式（1）和（2）聯(lián)立而成：

式（1）為期貨方程，式（2）為現(xiàn)貨方程。Ft為期貨價(jià)格，St為現(xiàn)貨價(jià)格，Δ為對變量的一階差分符號，Zt－1為誤差修正項(xiàng)②Zt－1代表t－1期期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格的非均衡程度。，λ和λ′為誤差修正項(xiàng)的調(diào)整系數(shù)，β1、γ1、β′1、γ′1為短期調(diào)整系數(shù)，α和α′為常數(shù)項(xiàng)，μt和μ′t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

向量誤差修正模型可以從短期和長期兩個方面來分析現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格之間的動態(tài)關(guān)系。從短期來看，若式（1）中ΔSt－1的系數(shù)γ1顯著不為零，則說明ΔSt－1是方程（1）的顯著解釋變量，即St構(gòu)成了Ft變動的格蘭杰原因，表明現(xiàn)貨價(jià)格領(lǐng)先于期貨價(jià)格變化；同理，若式（2）中ΔFt－1的系數(shù)γ′1顯著不為零，則說明ΔFt－1是方程（2）的顯著解釋變量，即Ft構(gòu)成了St變化的格蘭杰原因，表明期貨價(jià)格領(lǐng)先于現(xiàn)貨價(jià)格變化。從長期來看，誤差修正項(xiàng)Zt－1的調(diào)整系數(shù)λ和λ′可以衡量當(dāng)系統(tǒng)偏離長期均衡狀態(tài)時，現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格的調(diào)整方向和調(diào)整速度。當(dāng)λ（或λ′）相對較小時，那么期貨價(jià)格（或現(xiàn)貨價(jià)格）恢復(fù)到均衡狀態(tài)的速度相對較慢。當(dāng)期貨方程中的調(diào)整系數(shù)λ＜0時，表明誤差修正項(xiàng)Zt－1對Ft的變動具有反向調(diào)節(jié)作用；當(dāng)現(xiàn)貨方程中的調(diào)整系數(shù)λ′＞0時，表明誤差修正項(xiàng)Zt－1對St的變動具有正向調(diào)節(jié)作用。當(dāng)λ＜0且λ′＞0時，股指期貨市場與股票現(xiàn)貨市場之間會形成負(fù)反饋機(jī)制。進(jìn)一步的解釋是，當(dāng)期貨價(jià)格正向偏離均衡價(jià)格（Zt－1＞0）時，市場上存在正向套利機(jī)會，套利者買入股票現(xiàn)貨的交易會引領(lǐng)現(xiàn)貨價(jià)格的上升，賣出期貨合約的交易會導(dǎo)致期貨價(jià)格的下降，期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格恢復(fù)至均衡水平；當(dāng)期貨價(jià)格負(fù)向偏離均衡價(jià)格（Zt－1＜0）時，市場上存在反向套利機(jī)會，套利者賣出股票現(xiàn)貨的交易會導(dǎo)致現(xiàn)貨價(jià)格的下降，買入期貨合約的交易會引領(lǐng)期貨價(jià)格上升，期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格恢復(fù)至均衡水平。

2.非對稱信息廣義自回歸條件異方差模型

金融市場中許多時間序列的本期方差與其滯后期方差顯著相關(guān)，解釋此類關(guān)系的模型被稱為廣義自回歸條件異方差（GARCH）模型：。由于GARCH模型最大幅度地降低了解釋變量的數(shù)量，因此有效地解決了參數(shù)估計(jì)中的多重共線性問題，提高了參數(shù)估計(jì)量的有效性。在現(xiàn)代金融市場中，金融加速機(jī)制往往導(dǎo)致市場的非對稱波動。為解釋上述特征事實(shí)，Nelson（1991）構(gòu)建了非對稱信息廣義自回歸條件異方差（EGARCH）模型：［14］。由于EGARCH模型對待估參數(shù)ω1和ω2進(jìn)行了非負(fù)約束界定，所以當(dāng)模型中的ω3＜0時，正向沖擊（μt－1＞0）對lnσ2t的影響參數(shù)為ω2＋ω3，而負(fù)向沖擊（μt－1＜0）對lnσ2t的影響參數(shù)為ω2－ω3，由于ω2－ω3＞ω2＋ω3，所以負(fù)向沖擊對lnσ2t產(chǎn)生了更大影響。同時，如果將Ft－1和St－1兩個序列的方差分別作為解釋變量帶入期貨市場和現(xiàn)貨市場的EGARCH模型中，就可以檢驗(yàn)股票指數(shù)期貨市場與股票現(xiàn)貨之間的反饋效應(yīng)對非對稱波動溢出的影響，如式（3）和式（4）所示：

如果式（3）中的ω2－ω3＞ω2＋ω3，說明股票指數(shù)期貨市場與股票現(xiàn)貨之間的正反饋聯(lián)動效應(yīng)加劇了期貨市場的非對稱波動；如果式（4）中的ω′2－ω′3＞ω′2＋ω′3，說明股票指數(shù)期貨市場與股票現(xiàn)貨之間的正反饋聯(lián)動效應(yīng)加劇了現(xiàn)貨市場的非對稱波動。

3.數(shù)據(jù)說明及變量處理

本文的樣本數(shù)據(jù)為2010年4月16日—2013年7月31日期間797個交易日滬深300現(xiàn)貨指數(shù)和期貨指數(shù)的收盤價(jià)①滬深300現(xiàn)貨指數(shù)和期貨連續(xù)指數(shù)數(shù)據(jù)均來源于大智慧交易系統(tǒng)。。圖1表明，在滬深300指數(shù)期貨推出之后，滬深300現(xiàn)貨指數(shù)形成了震蕩下行的趨勢。圖2表明，在滬深300指數(shù)期貨推出的初期，滬深300期貨連續(xù)指數(shù)與現(xiàn)貨指數(shù)之間的基差波動較大，隨著時間的推移基差呈現(xiàn)出收斂的趨勢。

圖1 滬深300期貨指數(shù)與現(xiàn)貨指數(shù)走勢

圖2 滬深300期貨指數(shù)與現(xiàn)貨指數(shù)的基差走勢

在滬深300指數(shù)震蕩下行的過程中，股指期貨究竟發(fā)生了怎樣的作用是需要認(rèn)真思考的問題。如果滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場形成了正反饋的聯(lián)動效應(yīng)，則說明股指期貨在指數(shù)震蕩下行中起的是推動作用；反之，如果滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場形成了負(fù)反饋的聯(lián)動效應(yīng)，則說明股指期貨在指數(shù)震蕩下行中起的是緩沖作用。

本文利用VEC模型和EGARCH模型對滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場之間的聯(lián)動效應(yīng)進(jìn)行了分析檢驗(yàn)。為解決VEC模型和EGARCH模型中可能存在的異方差問題，本文分別對滬深300股票現(xiàn)貨指數(shù)和期貨指數(shù)取自然對數(shù)。設(shè)第t交易日滬深300股票現(xiàn)貨指數(shù)與期貨指數(shù)的收盤價(jià)分別為PSt和PFt，記現(xiàn)貨指數(shù)序列的自然對數(shù)為St＝lnPSt，則現(xiàn)貨市場的價(jià)格收益率為 ΔSt＝lnPSt－lnPSt－1；記期貨指數(shù)序列的自然對數(shù)為Ft＝lnPFt，則期貨市場的價(jià)格收益率為ΔFt＝lnPFt－lnPFt－1。

三、參數(shù)估計(jì)與模型檢驗(yàn)

1.期貨指數(shù)與現(xiàn)貨指數(shù)之間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)

序列間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)的基本思想是：如果多個時間序列是不平穩(wěn)的，但它們是同階單整序列，且這些變量之間的某種形式的線性組合是平穩(wěn)的，那么這些變量之間便存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，即協(xié)整關(guān)系。在檢驗(yàn)現(xiàn)貨指數(shù)序列與期貨指數(shù)序列之間的協(xié)整關(guān)系之前，需首先進(jìn)行變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本文利用EViews 6.0軟件對St與Ft序列進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果表明St與Ft均為一階單整序列，因此，可以進(jìn)行協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。依據(jù)極大似然原理，本文采用Johansen估計(jì)法，對現(xiàn)貨價(jià)格St與期貨價(jià)格Ft之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：現(xiàn)貨價(jià)格St與期貨價(jià)格Ft之間至少存在一個協(xié)整方程，說明滬深300股票現(xiàn)貨指數(shù)與期貨指數(shù)之間存在長期均衡關(guān)系。

表1 相關(guān)變量之間協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

2.VEC模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果分析

VEC模型估計(jì)結(jié)果如表2所示：模型中的調(diào)整系數(shù)λ＜0，表明誤差修正項(xiàng)Zt－1對期貨價(jià)格Ft的變動產(chǎn)生了反向調(diào)節(jié)作用；調(diào)整系數(shù)λ′＜0，說明誤差修正項(xiàng)Zt－1對現(xiàn)貨價(jià)格St的變動產(chǎn)生了反向調(diào)節(jié)作用；期貨方程和現(xiàn)貨方程中的Zt－1在1%的顯著水平都通過顯著性檢驗(yàn)，說明滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場形成了顯著的正反饋效應(yīng)。

表2 VEC模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步的解釋是，當(dāng)滬深300期貨指數(shù)相對于現(xiàn)貨指數(shù)偏高（Zt－1＞0）時，市場存在著正向套利的機(jī)會，正向套利中賣出期貨合約的交易導(dǎo)致了期貨價(jià)格下降，但買入現(xiàn)貨的交易并沒有引領(lǐng)現(xiàn)貨價(jià)格的上升。從滬深300期貨指數(shù)與現(xiàn)貨指數(shù)的基差走勢上看，2010年4月和11月兩次顯著的正向套利都形成了期貨指數(shù)與現(xiàn)貨指數(shù)的顯著下跌。在現(xiàn)貨方程中，St－1和Ft－1都通過了顯著性檢驗(yàn)，說明現(xiàn)貨市場的價(jià)格下跌既有其自身的趨勢原因，也有賣出期貨合約的價(jià)格引領(lǐng)效應(yīng)，而正向套利中買入現(xiàn)貨的交易由于規(guī)模有限，并不能改變現(xiàn)貨市場下行的趨勢。

3.EGARCH模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果分析

本文EGARCH模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表3所示。

表3 EGARCH模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

滬深300指數(shù)期貨市場對正向沖擊反應(yīng)系數(shù)為ω2＋ω3＝0.193，對負(fù)向沖擊反應(yīng)系數(shù)為ω2－ω3＝0.333；滬深300指數(shù)現(xiàn)貨市場對正向沖擊反應(yīng)系數(shù)為ω′2＋ω′3＝0.087，對負(fù)向沖擊反應(yīng)系數(shù)為ω′2－ω′3＝0.157。

上述結(jié)果表明，無論是滬深300指數(shù)期貨市場還是現(xiàn)貨市場，在正反饋聯(lián)動機(jī)制作用下都發(fā)生了非對稱波動。而ω2－ω3＞ω′2－ω′3，則表明滬深300指數(shù)期貨市場比現(xiàn)貨市場的非對稱波動更顯著。當(dāng)股指期貨市場與股票現(xiàn)貨市場之間形成正反饋聯(lián)動效應(yīng)時，投資者對風(fēng)險(xiǎn)和收益的反應(yīng)往往是非對稱的，此時，負(fù)向沖擊比正向沖擊更容易引起市場的波動。因?yàn)?，在正反饋?lián)動效應(yīng)期間，非理性交易會主導(dǎo)市場，而非理性交易者預(yù)期的不確定性和不穩(wěn)定性會引發(fā)“羊群效應(yīng)”。在“羊群效應(yīng)”作用下，即使股票現(xiàn)貨價(jià)格出現(xiàn)超跌，但由于受到投資預(yù)期盈利下降的影響，投資者便不會停止其拋售行為。

四、結(jié)論與建議

上述的實(shí)證分析結(jié)果表明，在滬深300指數(shù)期貨市場與股票現(xiàn)貨市場之間存在正向套利的機(jī)會時，賣出滬深300期貨合約的交易導(dǎo)致了期貨價(jià)格的下降，但買入股票現(xiàn)貨的交易并沒有引起現(xiàn)貨價(jià)格上升，因此，滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場形成了價(jià)格同向變化的正反饋聯(lián)動效應(yīng)。進(jìn)一步的檢驗(yàn)表明，滬深300期貨指數(shù)與現(xiàn)貨指數(shù)之間基差的收斂是由于期貨價(jià)格對信息反應(yīng)更靈敏，因而比現(xiàn)貨價(jià)格下降得更快；另一方面，由于現(xiàn)貨市場運(yùn)行存在著顯著的自相關(guān)效應(yīng)，期現(xiàn)套利中買入有限規(guī)模的現(xiàn)貨資產(chǎn)還不足以改變現(xiàn)貨市場的走勢。這一反饋模式說明，滬深300指數(shù)期貨市場雖可以率先反應(yīng)現(xiàn)貨市場變化，但并不能改變現(xiàn)貨市場的走勢。由于中國的股票現(xiàn)貨市場還缺乏充分的借空機(jī)制，所以滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場之間的反向套利難以實(shí)施。就正向套利而言，也是不能充分進(jìn)行的：第一，盡管經(jīng)歷了三年多的發(fā)展，滬深300指數(shù)期貨交易規(guī)模有所提升，但由于T＋0的交易制度，實(shí)際上許多交易都是日內(nèi)投機(jī)性交易而非無風(fēng)險(xiǎn)套利交易。第二，由于期貨的結(jié)算價(jià)是按到期日最后1小時交易的平均價(jià)計(jì)算，這樣的設(shè)計(jì)雖然可以避免單比交易的操縱風(fēng)險(xiǎn)，但增加了期現(xiàn)套利的跟蹤誤差風(fēng)險(xiǎn)。第三，我國股票現(xiàn)貨市場尚無滬深300的EIF基金，只能通過EIF50等基金不完全復(fù)制現(xiàn)貨組合，這導(dǎo)致套利交易中滬深300指數(shù)的收益走勢與現(xiàn)貨組合的收益走勢不能完全吻合，因此也增加了正向套利的風(fēng)險(xiǎn)。

滬深300指數(shù)期貨市場與現(xiàn)貨市場之間的套利限制既有股指期貨市場自身發(fā)展規(guī)模不足的原因，也有套利摩擦成本較大的原因，因此，本文的政策建議包括以下幾個方面：一是適度降低期貨交易和融資融券的保證金和手續(xù)費(fèi)。因?yàn)椋桌杀镜拇笮Q定著無風(fēng)險(xiǎn)套利區(qū)間的大小。目前來看，無論是融資融券業(yè)務(wù)還是股指期貨交易都存在著手續(xù)費(fèi)偏高的情況，高手續(xù)費(fèi)雖然可以起到提高券商收入和抑制投機(jī)的作用，但卻加大了套利成本，限制了套利交易的規(guī)模。因此，可考慮在熔斷機(jī)制、漲跌停限制和限制持倉等制度的綜合保障下，適度降低保證金和手續(xù)費(fèi)水平，目的是縮小無風(fēng)險(xiǎn)套利區(qū)間，使更多的資金參與到期現(xiàn)套利中。二是逐步擴(kuò)大轉(zhuǎn)融通的范圍①轉(zhuǎn)融通是指券商和客戶作了融資或融券交易之后，再跟證券金融公司之間作方向相反的交易，這樣就把風(fēng)險(xiǎn)敞口轉(zhuǎn)移給了證券金融公司。。融資融券經(jīng)過一段時間的試點(diǎn)之后，已經(jīng)轉(zhuǎn)為常規(guī)業(yè)務(wù)，但在目前的融資融券業(yè)務(wù)中，融券業(yè)務(wù)的交易量遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于融資業(yè)務(wù)的交易量。隨著轉(zhuǎn)融通業(yè)務(wù)的規(guī)范發(fā)展，券商將主要起到中介作用，券商向客戶借出的相關(guān)證券，最后將由證券金融公司提供，這將擴(kuò)大市場上的供給規(guī)模，為反向的期現(xiàn)套利建立基礎(chǔ)。三是開發(fā)針對中小盤股票的指數(shù)期貨合約。不同行業(yè)和不同板塊的股票往往會有相對獨(dú)立的價(jià)格走勢，滬深300指數(shù)期貨雖然涵蓋了滬深兩市主要的成分股，但相對于滬深兩市2 300多只股票而言，一種指數(shù)期貨難以滿足市場多樣化需求。從國外股指期貨運(yùn)行實(shí)踐來看，在反映市場總體走勢的指數(shù)期貨合約推出后，隨后推出的往往是中小盤指數(shù)合約。因?yàn)橹行”P股大多數(shù)不會成為主要指數(shù)的成分股，而中小盤股的價(jià)格波動又常常比較大，投資者眾多，因此我國應(yīng)重點(diǎn)考慮推出中小盤股類的指數(shù)期貨，豐富套期保值和期現(xiàn)套利的選擇工具，增強(qiáng)股票現(xiàn)貨市場與股票指數(shù)期貨市場的流動機(jī)制。四是通過QFII業(yè)務(wù)，吸引國外資金參與股指期貨交易，提高套利交易的市場規(guī)模和活躍程度。需要關(guān)注的是，在吸引境外資金參與股指期貨交易的過程中，必須建立有效的管理制度和風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警機(jī)制，防范國際投機(jī)資本立體攻擊而可能引發(fā)的匯市、股市和期市之間的風(fēng)險(xiǎn)聯(lián)動。

［1］嚴(yán)敏，巴曙松，吳博.我國股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)與波動溢出效應(yīng)［J］.系統(tǒng)工程，2010（10）：34－37.

［2］邢天才，張閣.中國股指期貨對現(xiàn)貨市場效應(yīng)的聯(lián)動效應(yīng)的實(shí)證研究——基于滬300仿真指數(shù)期貨數(shù)據(jù)的分析［J］.財(cái)經(jīng)問題研究，2010（4）：48－54.

［3］劉又林，嚴(yán)璀華.股指期貨與現(xiàn)貨市場的風(fēng)險(xiǎn)關(guān)聯(lián)分析［J］.金融縱橫，2011（6）：46－48.

［4］酈金梁，雷曜，李樹憬.市場深度、流動性和波動率——滬深300股票指數(shù)期貨啟動對現(xiàn)貨市場的影響［J］.金融研究，2012（6）：124－137.

［5］周小全，鄧淑斌.滬深300指數(shù)期貨對A股市場波動性影響的傳導(dǎo)機(jī)制分析［J］.金融理論與實(shí)踐，2011（4）：88－91.

［6］魏卓，陳沖，魏先華.基于高頻數(shù)據(jù)的中國市場股指期貨套利［J］.系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐，2012（3）：477－480.

［7］葉德磊.股指期貨市場也要創(chuàng)新［N］.解放日報(bào)，2011－09－22（3）.

［8］曹明.滬深300股票指數(shù)期貨期現(xiàn)套利機(jī)制研究財(cái)［J］.經(jīng)理論與實(shí)踐，2009（11）：46－49.

［9］付勝華，檀向球.股指期貨套期保值研究及其實(shí)證分析［J］.金融研究，2009（4）：113－119.

［10］周顯文，譚小芳.股指期貨對股票現(xiàn)貨市場影響的實(shí)證研究［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2013（7）：156－161.

［11］項(xiàng)歌德，沈開艷.股指期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)與風(fēng)險(xiǎn)波動溢出效應(yīng)實(shí)證研究——以中國滬深300股指期貨市場為例［J］.上海金融，2012（6）：67－73.

［12］李婷，劉向麗，李成武.股指期貨與股市聯(lián)動效應(yīng)研究——滬深300股指期貨高頻數(shù)據(jù)的證據(jù)［J］.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2012（1）：63－68.

［13］曹森，張玉龍.滬深300股指期貨對現(xiàn)貨市場影響的實(shí)證研究［J］.統(tǒng)計(jì)與決策，2012（10）：153－157.

［14］Nelson D B.Conditional Heteroskedasticity in Asset Returns：A New Approach［J］.Econometrica，1991，59：350－366.