徐 棣，胡 昊

（1.建行阜陽市分行，安徽 阜陽 236010；2.阜陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 阜陽236037）

期貨上市前后上證50指數(shù)特性變化研究

徐 棣1*，胡 昊2

（1.建行阜陽市分行，安徽 阜陽 236010；2.阜陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 阜陽236037）

2015年4月16日，上證50股指期貨在中國金融期貨交易所正式掛牌交易。股指期貨推出近一年來，上證50指數(shù)特性的變化是研究的重點(diǎn)。選用Box—Jenkins模型，對期貨推出前后股指復(fù)合收益率的統(tǒng)計(jì)特性、變動趨勢及波動率進(jìn)行分析與描述。研究表明：股指期貨的推出未對現(xiàn)貨市場造成大的沖擊。股指期貨上市前后，收益率序列均值方程結(jié)構(gòu)未發(fā)生顯著變化；條件方差模型中描述股指收益率波動性的Beta系數(shù)發(fā)生下降，說明股指期貨的上市對我國股票市場的穩(wěn)定起到了一定的促進(jìn)作用。與此同時(shí)，股指收益率非對稱效應(yīng)的形成表明我國股票及期貨市場的運(yùn)行仍需要積極有效的監(jiān)管。

上證50指數(shù)；時(shí)間序列分析；條件方差；GARCH族模型

DOI：10.14096/j.cnki.cn34-1044/c.2016.04.26

2010年4 月16日，中國首支股指期貨——滬深300股指期貨合約在中國金融期貨交易所正式掛牌交易，這一舉措不僅豐富了我國金融市場衍生品交易種類，而且有利于投資者進(jìn)行套期保值，增加市場的交易量和流動性。伴隨著我國金融市場改革的進(jìn)一步深化，上證50與中證500股指期貨合約于2015年4月16日在中國金融期貨交易所正式掛牌交易。

本文主要研究的是上證 50股指期貨的推出對于現(xiàn)貨市場影響的方向和強(qiáng)度。在理論上，股指期貨的推出應(yīng)起到鎖定預(yù)期收益，促進(jìn)市場均衡價(jià)格形成的作用，但已有的實(shí)證結(jié)果表明這一影響有正有負(fù)。在上證50股指期貨合約推出近一年以來，明確其對現(xiàn)貨市場的影響，對于評價(jià)上證 50股指期貨的運(yùn)營質(zhì)量和檢驗(yàn)政策的有效性是極為重要的，也是本文的研究動機(jī)。

1 相關(guān)研究綜述

關(guān)于股指期貨上市對股票市場的影響，學(xué)術(shù)界一般有如下兩種觀點(diǎn)：一種認(rèn)為股指期貨屬于金融期貨，不同于商品期貨，持有者的投機(jī)動機(jī)往往要高于保值動機(jī)。因此其作為一種杠桿化金融衍生工具會引發(fā)市場投機(jī)需求，加大現(xiàn)貨市場的波動；另一種認(rèn)為既然股指期貨作為一種可以反向操作的金融衍生工具，在市場價(jià)格的形成過程中，其便可以促進(jìn)均衡價(jià)格的形成，減緩市場波動。何東桓［1］總結(jié)了海外各市場股指期貨推出前后現(xiàn)貨市場走勢，發(fā)現(xiàn)股指期貨的推出前后現(xiàn)貨價(jià)格既有可能上漲，也有可能下跌。由于我國金融市場推出股指期貨的時(shí)間較晚，可供交易的種類也比較有限，所以國內(nèi)學(xué)者對于這一問題的研究結(jié)論主要是基于滬深300股指所得出的，而對上證50和中證500股指所進(jìn)行的研究較少。

國內(nèi)學(xué)者對于滬深300股指期貨上市前后現(xiàn)貨市場波動的研究可從兩個(gè)方面劃分，一是研究所選取的時(shí)間長度，二是描述現(xiàn)貨市場波動過程中所采用的指標(biāo)。楊艷軍等［2］選取股指期貨上市前后各3個(gè)月的1分鐘股指變化數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，但存在所選取的時(shí)間段短、樣本量小等問題，檢驗(yàn)結(jié)果說服力不足。曹森、張玉龍等［3］加大了樣本容量，選取期貨上市前后各300個(gè)交易日的股指數(shù)據(jù)進(jìn)行了中長期研究；熊熊、韓笑［4］以滬深300股指期貨掛牌交易首日為事件日，選取其前后700個(gè)交易日進(jìn)行實(shí)證分析，得到股指期貨的上市前后股指波動率模型結(jié)構(gòu)并無變化，但卻拉低了現(xiàn)貨的整體收益率的結(jié)論。

國內(nèi)學(xué)者描述股指期貨上市對現(xiàn)貨市場影響的指標(biāo)一般有兩種，一是CAPM模型中的Beta系數(shù)，其描述的是該項(xiàng)資產(chǎn)的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)；二是股指復(fù)合收益率，即收益率的波動率。劉振毅［5］和曹森在分析滬深300股指期貨推出對現(xiàn)貨市場影響中均使用了Beta系數(shù)這一指標(biāo)，但由于選取時(shí)間段不同，加之CAMP模型存在投資者對市場存在一致預(yù)期性和市場是無摩擦等前提條件，導(dǎo)致二者在關(guān)于長期股票指數(shù)所存在的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)問題上得出相反的結(jié)論。當(dāng)二者選取股指復(fù)合收益率這一指標(biāo)，并采用能夠描述資產(chǎn)非對稱收益效應(yīng)的 GARCH系列模型進(jìn)行研究時(shí)，均得出期貨的引入降低了股指收益的整體波動和風(fēng)險(xiǎn)水平這一結(jié)論。酈金梁等［6］基于EGARCH模型的實(shí)證分析顯示，滬深300指數(shù)期貨的推出后股票復(fù)合收益率條件方差下降了40%，同樣表明了股指期貨的推出降低了現(xiàn)貨市場的波動。

2 數(shù)據(jù)選取和研究方法

2.1樣本數(shù)據(jù)選擇

上證50指數(shù)，簡稱上證50，2004年1月2日起由上海證券交易所正式發(fā)布。由上海證券市場上成交活躍，流動性好和規(guī)模較大的50只股票組成樣本股，用來反映上證市場中較具影響力的一批企業(yè)的運(yùn)營狀況。本文以上證50股指期貨推出前后上證50每日收盤價(jià)數(shù)據(jù)為研究基礎(chǔ)，選取2015年4月16日——上證50股指期貨掛牌交易的首日為事件日，分別以該交易日前230個(gè)交易日（2014/5/8—2015/4/15）的數(shù)據(jù)為估計(jì)窗，同時(shí)以該交易日后 230個(gè)交易日（2015/4/16—2016/3/31）為事件窗，進(jìn)行中長期對比分析，旨在研究股指期貨的推出對標(biāo)的指數(shù)波動性的影響。以上數(shù)據(jù)均來源于上海證券交易所（www.sse.com.cn），統(tǒng)計(jì)分析所選用的軟件為Eviews 7.0。

2.2研究方法

本文擬采用綜述中所提到的兩種指標(biāo)對上證50股指波動性進(jìn)行檢驗(yàn)，但考慮CAPM模型的適用性和有效性問題，最終選取國內(nèi)學(xué)者普遍認(rèn)可的股指復(fù)合收益率來刻畫其波動性。首先對股指期貨推出前后股指復(fù)合收益率序列的統(tǒng)計(jì)特征進(jìn)行描述，再進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，判定其是否可采用Box—Jenkins模型進(jìn)行分析。構(gòu)建自回歸移動平均方程，以2015年4月16日為分段點(diǎn)進(jìn)行Chow轉(zhuǎn)折點(diǎn)檢驗(yàn)，考察該模型結(jié)構(gòu)在事件發(fā)生前后有無顯著變化。為了回答不同時(shí)間段內(nèi)復(fù)合收益率序列是否存在條件方差的問題，先對收益率模型的殘差進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)。若存在ARCH效應(yīng)，則進(jìn)一步選取能夠刻畫這一波動的GARCH族模型對其進(jìn)行描述，以便深入探討。

3實(shí)證研究的結(jié)果與分析

3.1股指期貨上市前后上證 50指數(shù)的統(tǒng)計(jì)特征分析

本文將上證50復(fù)合收益率St作為研究變量。設(shè)每日收盤指數(shù)為Pt，則有

數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)特性可以從三個(gè)方面進(jìn)行測度和描述，分別是分布的集中趨勢、離散的平均程度和分布的形狀。本文選用數(shù)學(xué)期望、標(biāo)準(zhǔn)差、峰度和偏度4個(gè)數(shù)字指標(biāo)對上證50股指復(fù)合收益率進(jìn)行描述。

圖1股指期貨上市前后股指復(fù)合收益率統(tǒng)計(jì)特征

由統(tǒng)計(jì)信息圖可以看出：在股指期貨掛牌交易前后，上證50股指復(fù)合收益率的分布相對于正態(tài)分布，都呈現(xiàn)出明顯尖峰分布。相比之下，期貨上市后上證50股指復(fù)合收益率尖峰較低，表明在這一時(shí)間段內(nèi)出現(xiàn)極端收益的可能性降低。偏態(tài)分布方面，兩時(shí)段內(nèi)偏態(tài)系數(shù)的絕對值均處于0.5到1之間，屬于中等偏態(tài)分布。股指期貨上市后收益率序列｛St｝的均值為-0.000701，較股指上市前的0.001405有明顯的下降，這表明現(xiàn)貨市場的盈利能力降低；事件日后股指復(fù)合收益率的標(biāo)準(zhǔn)差為0.026067，較之前略有提升。復(fù)合收益率序列的Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)量p值均小于0.05，表明其并不服從正態(tài)分布，這與Engle［7］等研究結(jié)果相一致。

3.2股指復(fù)合收益率時(shí)間序列變動趨勢分析

3.2.1復(fù)合收益率的時(shí)序圖

圖2上證50股票指數(shù)復(fù)合收益率時(shí)序圖

由圖2可知：復(fù)合收益率序列大體上是平穩(wěn)的。在2015年2月份以前，序列波動的幅度較小；在其后的時(shí)間段內(nèi)存在兩次較大幅度的變動，分別是2015年6月和2015年8月，股指收益率存在由高轉(zhuǎn)低的下降情況。

3.2.2收益率序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文選用ADF檢驗(yàn)法對上證50復(fù)合收益率時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

圖3上證50收益率序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果顯示，單位根檢驗(yàn)的Mackinnon檢驗(yàn)臨界值小于ADF臨界值，因此拒絕有一個(gè)單位根的假設(shè)，說明復(fù)合收益率序列是平穩(wěn)的。

3.3回歸移動平均模型的建立與Chow檢驗(yàn)

3.3.1ARMA（p，q）模型的建立

由ADF檢驗(yàn)可知，上證50復(fù)合收益率序列是平穩(wěn)的，可以采用Box—Jenkins模型對其進(jìn)行處理。觀察其自相關(guān)和偏相關(guān)函數(shù)圖像，發(fā)現(xiàn)滯后4階的函數(shù)值超出下限，選用ARMA（p，q）模型對其進(jìn)行描述。

圖4上證50股指復(fù)合收益率序列｛Pt｝的相關(guān)圖

對比不同p，q取值下的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，發(fā)現(xiàn)p=q=4時(shí)，方程擬合效果最佳。ARMA（4，4） 自回歸移動平均方程及其統(tǒng)計(jì)量：

St=-0.764620St-4+0.887881ut-4

Se=（0.056232） （0.078757）

t=（15.78948） （-9.708658）

根據(jù)（I）式所得結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)各參數(shù)的 t統(tǒng)計(jì)量的絕對值均大于 2，因此拒絕參數(shù)為 0的原假設(shè)，認(rèn)為ARMA（4，4）模型是有效的。

3.3.2ARMA（4，4）模型的Chow轉(zhuǎn)折點(diǎn)檢驗(yàn)

上證50股指期貨的推出可視為一項(xiàng)重大的政策和制度，在實(shí)證分析中這種影響主要表現(xiàn)為模型參數(shù)的改變。Chow轉(zhuǎn)擇點(diǎn)檢驗(yàn)就是依據(jù)對事件發(fā)生時(shí)間的了解，進(jìn)而將樣本分段，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ颓昂髤?shù)有無顯著變化。對于ARMA（4，4）模型的Chow轉(zhuǎn)折點(diǎn)檢驗(yàn)如下所示：

圖5ARMA模型Chow轉(zhuǎn)折點(diǎn)檢驗(yàn)

輸出結(jié)果顯示，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的p值為0.5769大于0.05，表明事件日前后序列均值方程結(jié)構(gòu)并未發(fā)生顯著變化。3.3.3 ARMA（4，4）模型是否存在ARCH效應(yīng)的檢驗(yàn)

對上證50復(fù)合股指收益率模型是否存在條件方差進(jìn)行ARCH檢驗(yàn)［8］，結(jié)果如圖6所示。

圖6ARCH-LM檢驗(yàn)輸出圖

ARCH檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的p值為0.0003，小于0.05。表明在5%的顯著性水平下，上證50股指復(fù)合收益率的ARMA（4，4）模型殘差存在ARCH效應(yīng)。

3.4波動率方程的建立

由前文分析可知，2015年4月16日前后上證50股指收益率序列均不服從正態(tài)分布，且收益率模型的殘差存在ARCH效應(yīng)。對于這一問題，本文使用GARCH 族模型對其進(jìn)行分析。GARCH系列模型考慮了時(shí)間序列可能存在的異方差問題，并將條件方差視為滯后條件方差及誤差平方項(xiàng)之和，是金融時(shí)間序列分析中一種常用的分析方法［9］。

一個(gè) GRACH（1，1）過程的樣本方差可以寫成如下形式：

當(dāng)1β的值等于 1時(shí)，GARCH（1，1）模型轉(zhuǎn)化為ARCH（1）模型，條件方差方程中不存在滯后預(yù)測方差。

Zakoian（1990）和Glosten、Jagannathan、Runkle（1993）分別獨(dú)立提出了 TARCH模型，其條件方差形式相比于GRACH模型增加了一個(gè)虛擬變量，用來刻畫不同消息對條件方差的影響：

ε ＜

當(dāng)t0時(shí)，D=1；反之，D=0。若的系數(shù)γ等于0表示波動不對稱現(xiàn)象不顯著；否則，認(rèn)為波動不對稱現(xiàn)象存在。

EGARCH模型，又稱指數(shù)GRACH模型，條件方差被指定為：

等式左邊是條件方差的對數(shù)，這意味著杠桿影響是指數(shù)的。如果 0≠γ ，則沖擊的影響存在著非對稱性。采用上述三種模型對事件日前后上證50股指收益 率的ARMA（4，4）模型進(jìn)行條件方差分析，分析結(jié)果如下：

表1股指期貨推出前上證50股指收益波動的GARCH回歸結(jié)果

表2股指期貨推出后上證50股指收益波動的GARCH回歸結(jié)果

在所建立的GARCH系列模型中，系數(shù)α可以反映T-1時(shí)刻股指波動對T時(shí)刻股指波動的影響；而β反映的則是股指收益率St自身波動性的提高或降低。

由于GRACH和EGARCH模型中α系數(shù)不顯著，TARCH模型中的α系數(shù)由0.0792變?yōu)?0.1033，說明事件日后，T-1時(shí)刻股指波動對T時(shí)刻股指波動的影響逐漸增大。股指期貨上市后，GRACH族模型的β系數(shù)均隨之降低，說明股指收益率St自身波動性的降低。表5 中TARCH模型γ系數(shù)大于0和EGARCH模型γ系數(shù)小于0，說明股指期貨上市后上證50股指收益率存在了非對稱效應(yīng)，即等量的利空信息比利好信息對現(xiàn)貨市場造成了更大的波動。

4結(jié)論與建議

實(shí)證分析的結(jié)果表明：股指期貨上市后上證50指數(shù)平均收益率存在一定的下降，且標(biāo)準(zhǔn)差較之前有一定幅度的上升。但均值和標(biāo)準(zhǔn)差容易受到極端數(shù)據(jù)的影響，如2015年6月份就出現(xiàn)了由于場外配資而引發(fā)的股市異常波動現(xiàn)象，因此需要進(jìn)一步對其進(jìn)行分析。本文所構(gòu)建的上證50股指復(fù)合收益率的ARMA （4，4）模型的Chow檢驗(yàn)顯示：事件日前后序列均值方程結(jié)構(gòu)并未發(fā)生顯著變化。針對ARMA （4，4）模型殘差所存在ARCH效應(yīng)，本文選用GARCH族模型對條件方差進(jìn)行擬合。發(fā)現(xiàn)事件日后，描述股指收益率St自身波動性的Beta系數(shù)均發(fā)生下降，說明股指期貨的上市對現(xiàn)貨市場的穩(wěn)定起到了一定的促進(jìn)作用，但同時(shí)也造成了股指收益率非對稱效應(yīng)。

由此可以看出到我國股票市場的運(yùn)行是平穩(wěn)的，股指期貨的上市對現(xiàn)貨市場并未造成過大的沖擊。更多種類股指期貨的推出標(biāo)志著金融衍生工具在我國的快速發(fā)展，表明我國金融市場改革的不斷深化。同時(shí)，積極有序和體制健全的資本市場也能夠促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行。另外，股指收益率非對稱效應(yīng)的形成表明相關(guān)職能部門還應(yīng)加強(qiáng)對上市公司信息披露機(jī)制的監(jiān)管，以切實(shí)保護(hù)投資者權(quán)益和維護(hù)市場穩(wěn)定。

［1］何東桓.滬深 300股指期貨對股票現(xiàn)貨市場的影響研究［D］.西南財(cái)經(jīng)大學(xué)，2012.

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［3］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）：153-156.

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［6］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（06）：130-134.

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［8］何興強(qiáng)，孫群燕.中國股票市場的杠桿效應(yīng)和風(fēng)險(xiǎn)收益權(quán)衡［J］.南方經(jīng)濟(jì)，2003（09）：62-65.

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F064.1；F713.35

A

1004-4310（2016）04-0114-04

2016-04-26

徐棣（1975- ），男，碩士研究生，會計(jì)師，研究方向：金融。