楊雙會

（1.福州大學　經濟與管理學院，福建　福州　350117；2.福建江夏學院　金融學院，福建　福州　350108）

我國國債期貨市場價格發(fā)現功能的實證研究

楊雙會

（1.福州大學經濟與管理學院，福建福州350117；2.福建江夏學院金融學院，福建福州350108）

國債期貨的推出對我國金融市場而言意義重大，其價格發(fā)現功能是套期保值和套利功能有效發(fā)揮的基礎，該文借鑒了國內外眾多學者對期貨市場價格發(fā)現功能的檢驗方法，選取了交易最活躍的TF1506國債期貨合約和02國債（13）現貨數據進行實證研究，結果表明國債期貨價格和現貨價格之間滿足長期穩(wěn)定均衡關系，國債期貨價格的變動能引起現貨價格的波動，而期貨市場價格的變動不是現貨價格變動的原因，國債期貨市場對現貨市場具有長期的價格發(fā)現功能，這對政府、機構和投資者都具有重要的參考價值。

國債期貨；價格發(fā)現；Granger因果關系；脈沖響應函數；方差分解

價格發(fā)現 （Price Discovering）也叫價格形成（Price Formation），是指大量的買者和賣者通過競爭性的叫價而后造成的市場貨幣價格，它反映了人們對利率、匯率和股指等變化和收益曲線的預測及對目前供求狀況和價格關系的綜合看法。這種競爭性的價格一旦形成并被記錄下來，通過現代化的通信手段迅速傳到世界各地，就會形成世界性的價格。期貨交易的價格發(fā)現功能有利于形成公平、合理、統(tǒng)一的價格，從而也有利于消除壟斷，促進競爭，使各生產經營者、投資者和金融機構都根據這一價格作出合理的生產經營決策和投資決策，以實現公平合理、機會均等的競爭。隨著期貨市場的不斷發(fā)展完善，尤其是隨著國際性聯(lián)網期貨市場的出現，期貨價格在更大范圍內綜合反映了潛在的供求關系及其變化趨勢，期貨交易的價格發(fā)現功能也就越來越完善。時隔18年，國債期貨于2013年9月6日在中國金融期貨交易所正式上市交易。運行一年多，國債期貨市場是否具有價格發(fā)現的功能？能否為廣大投資者提前反應現貨價格未來的變化趨勢，具有重要的研究意義。

一、文獻綜述

國債期貨市場價格發(fā)現的功能一直是國內外學者研究的重點。國際方面，D.Bigman等（1983）最早提出期貨市場有效性的檢驗模型：ST＝a+bFtT+εt，并在a=0，b=1的假設下運用該模型，檢驗了芝加哥商品交易所玉米、大豆和小米的期貨價格發(fā)現功能。E-lam和Dixon（1986）指出，期貨價格和現貨價格是非平穩(wěn)的，傳統(tǒng)檢驗a=0，b=1的F統(tǒng)計量得出的結果存在偏誤，無效。Engle和Granger（1987）提出協(xié)整檢驗。Johansen（1988）提出以向量自回歸模型為基礎的協(xié)整檢驗方法。Shen和Wang（1990）建議用Engle-Granger（1987）提出的協(xié)整檢驗來驗證期貨市場的價格發(fā)現功能。Lai等（1991）建議用Johansen的方法來檢驗市場的有效性。從1990年以后，協(xié)整模型和以向量自回歸為基礎的向量誤差修正模型被廣泛地用來揭示期貨市場和現貨市場之間的關系。Ghosh（1993）應用誤差修正模型發(fā)現S&P500指數期貨價格和現貨價格之間呈現穩(wěn)定的協(xié)整關系。Holland和Vila（1998）對歐洲國債市場的有效性進行了檢驗，結果顯示，在90％以上的時間里，國債期貨市場對新信息的反映快于現貨市場。Brooks （2001）用VAR和向量誤差修正模型研究了FTSE-100指數現貨和期貨之間的關系。Maosen Zhong （2004）指出墨西哥股指期貨市場對現貨市場具有價格發(fā)現功能?？傊?，國外多數研究結果表明，期貨市場和現貨市場具有協(xié)整關系，而且期貨市場具有較強的價格發(fā)現功能。

在國內，吳沖鋒等（1997）運用協(xié)整理論對銅期貨市場進行了研究，結果發(fā)現國內銅期貨市場之間存在協(xié)整關系，而我國與國外銅期貨市場之間不存在協(xié)整關系。華仁海等 （2002）利用協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗和誤差修正模型對鋁和銅的價格發(fā)現功能進行了研究，結果表明：銅期貨和銅現貨價格之間存在雙向引導關系，而鋁僅存在期貨價格到現貨價格的單項引導。熊熊、王芳（2008）利用協(xié)整檢驗、向量誤差修正模型以及脈沖響應和方差分解的方法，研究了我國滬深300股指期貨仿真交易市場對現貨市場的價格發(fā)現能力，實證研究結果表明，我國仿真交易的滬深300股指期貨對滬深300指數具有長期價格發(fā)現的功能。方斌（2010）利用協(xié)整分析和誤差修正模型對印度股指期貨市場和現貨市場進行了研究，結果表明二者之間呈現雙向因果關系。

總的來說，國債期貨在我國起步較晚，對我國國債期貨價格發(fā)現機制上的研究較少。國債期貨能否發(fā)現未來價格，對投資者和監(jiān)管部門都具有重要的指導意義。本文利用協(xié)整理論檢驗期現兩市之間的長期均衡關系，利用Granger因果檢驗考察期體現兩市場間的領先滯后關系。

二、期貨市場價格發(fā)現功能的實證研究

（一）數據的選取

2014年9月6日國債期貨上市一周年，其價格發(fā)現的功能以及對金融市場的影響初見端倪，本文選取2014年9月15日（上市）到2015年6月12日（最后交易日）國債期貨交易主力合約TF1506的收盤價為期貨價格，上海證券交易所5年期固定利率債券010213的收盤價為現貨價格，剔除未能匹配的數據，共截取有效樣本175對。數據來源：通達信。

（二）研究方法

本文首先采用Johansen極大似然估計檢驗法分析期貨價格與現貨價格之間存在的協(xié)整關系，即兩者之間存在的長期均衡關系。然后利用Granger因果檢驗、誤差修正模型、脈沖響應函數和方差分解分析期貨價格與現貨價格之間的引導關系。

（三）期貨價格與現貨價格之間協(xié)整關系的實證研究

1．ADF檢驗

在檢驗國債期貨價格與現貨市場價格之間的協(xié)整關系之前，為了避免模型估計過程中出現偽回歸，先要對二者的平穩(wěn)性進行檢驗。本文采用ADF檢驗，通過Eviews6.0實現。

表1　國債期貨與現貨價格單位根檢驗結果

表2　國債期貨與現貨市場一階差分單位根檢驗

從表1和表2可以看出，我國國債期貨與現貨在1％顯著性水平下均為一階單整I(1)的。

2．Johansen協(xié)整檢驗

由于期貨價格與現貨價格均為一階單整，為了避免可能存在虛假回歸現象，所以可用Johansen檢驗期貨價格與現貨價格之間的協(xié)整關系。

表3　特征跡檢驗結果

表4　最大特征值檢驗結果

表3和表4兩種方法的檢驗結果均表明，其對應原假設無協(xié)整關系的統(tǒng)計量的值均大于5％顯著性水平下的臨界值，表明我們可以在95％置信水平下拒絕原假設，即兩個變量之間存在協(xié)整關系。原假設至多只存在一個協(xié)整向量的檢驗統(tǒng)計量的值均小于5％置信水平下的臨界值，表明我們不能拒絕原假設。綜述，這兩個變量之間存在有且只有一個協(xié)整向量，說明它們之間存在長期的均衡關系，對它們回歸不是虛假回歸。

（四）期貨價格與現貨價格之間引導關系的實證研究

1．Granger因果關系檢驗

如果變量之間是協(xié)整的，那么至少存在一個方向上的Granger原因（Granger1998年）。

表5　TF1506 Granger因果關系檢驗結果

輸出結果分析，P（F＞0.17）=0.6807，F統(tǒng)計量臨界值為0.017007，P值小于5％置信水平臨界值，所以，原假設“現貨價格不是期貨價格的原因”被接受，但是原假設 “期貨價格不是現貨價格的原因”被拒絕。所以說，國債期貨價格是引起現貨價格變動的格蘭杰意義上的原因，國債期貨價格的變動能引起現貨價格的變動。

2．建立向量誤差修正（VEC）模型

在誤差修正模型中，長期調節(jié)和短期調節(jié)同時被考慮進去，把偏離長期均衡關系的項作為一種被解釋變量放在模型中，描述對均衡偏離的長期調節(jié)。

表6　誤差修正模型的參數估計

上表為TF1506的誤差修正模型的參數估計結果。國債期貨系數大于0，說明誤差修正項對國債期貨價格的變動具有正向調節(jié)作用，現貨系數小于0，說明誤差修正項對現貨價格變動具有負向調節(jié)作用。國債期貨價格與現貨價格在統(tǒng)計上都是顯著，說明誤差修正項對期貨價格和現貨價格變動具有很好的解釋作用。國債期貨系數大于現貨系數的絕對值，說明在價格調整過程中，期貨市場的作用較現貨市場要大，即國債期貨TF1506在價格發(fā)現過程中占主導地位。

3．方差分解

方差分解能夠定量地描述各個變量之間的影響關系，以及每一個結構沖擊對內生變量的貢獻程度。本文利用方差分解的先后順序為國債期貨和國債現貨。方差分解結果如下表所示。

表中第一列為預測期數，第二列S.E.中的數據分別表示兩個變量各期預測的標準差，后兩列表示以兩個變量為因變量的方程對各期預測誤差的貢獻度，為百分數。第一個表格為國債期貨市場方差分解的結果，可以看出，在滯后期為1期時，100％貢獻度來自期貨市場，0％的貢獻度來自于現貨市場，隨著滯后期的增加，來自期貨市場的貢獻度有所下降，來自于現貨市場的貢獻度有所上升，最后達到穩(wěn)定時，來自期貨市場的部分占95.16％，來自現貨市場部分占4.84％，也就是說，在國債期貨價格形成過程中更多地受到自身的影響。對現貨價格變動長期作用的貢獻度，在滯后期為1期時，來自期貨市場的貢獻度占3.33％，現貨市場占96.67％，隨著滯后期的延長，來自期貨市場的貢獻度呈上升趨勢，來自現貨市場的貢獻度呈下降趨勢，最后達到穩(wěn)定時，來自期貨市場的部分占到89.78％，而來自現貨市場的部分占10.22％。

表7　方差分解表

綜上所述，期貨市場長期受到自身價格變動的影響，而現貨市場短期內受自身價格的影響，隨著時間的推移期，期貨市場對現貨市場的影響占主要地位。

4．脈沖響應

脈沖響應函數研究的是對隨機擾動項加上一個單位信息的沖擊對股指期貨和現貨價格當前值和未來值所帶來的影響。本文利用脈沖響應函數分析國債期貨或現貨一個單位的沖擊對二者所帶來的影響，據此判斷二者的價格引導關系。

表8　脈沖響應反應分析

圖1　脈沖響應函數圖

脈沖響應函數圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數（單位：交易日），縱軸表示響應的變量，實線表示脈沖響應函數曲線。左上圖顯示期貨價格變動會對自身帶來持續(xù)的正向影響，說明期貨市場的價格具有一定的慣性特征。右下角的圖顯示現貨價格變動對自身帶來的影響，開始的時候最大，第二期有急速下降，第三期又急速上升，之后隨著持續(xù)期的延長沖擊逐漸減弱，最后趨于0。右上圖反映出期貨價格受現貨價格一個標準新息的沖擊影響?？梢钥闯鲈诘诙谶_到最低，之后緩慢上升，但是一直在0附近。左下圖反應現貨價格受到期貨價格的一個標準差新息沖擊后立刻有較強的反應，呈持續(xù)增長態(tài)勢。很明顯，期貨價格對現貨價格具有正向拉動的作用。

5．實證結果分析

本文通過對運行了一年多的國債期貨TF1506交易數據和其現貨數據的實證檢驗，分析了國債期貨市場的價格發(fā)現功能，得出的研究結果如下：

（1）國債期貨TF1506與其現貨走勢基本一致，相關性很高。（2）通過單位根檢驗可知，我國國債期貨交易價格和現貨價格均為非平穩(wěn)序列，但是其一階差分都是平穩(wěn)的，符合時間序列的特征。（3）通過Johansen協(xié)整檢驗判斷在95％置信區(qū)間下，國債期貨價格和現貨價格之間滿足長期穩(wěn)定均衡關系——協(xié)整關系。（4）利用Granger因果關系檢驗分析出國債期貨價格的變動能引起現貨價格的波動，而期貨市場價格的變動不是現貨價格變動的原因，兩者之間是一種單向引導關系，國債期貨市場在價格發(fā)現過程中發(fā)揮著主導作用。（5）最后通過方差分解和脈沖響應函數得出，期貨價格對現貨價格具有長期的價格發(fā)現功能。

三、完善我國國債期貨市場價格發(fā)現功能的政策建議

（一）提高國債現貨市場的流動性

國債期貨是由國債現貨派生出來的，其發(fā)展離不開現貨市場的支持。目前，90％的國債均有商業(yè)銀行購買并持有到期，國債現貨市場的流動性偏低，導致市場壟斷和多逼空等違規(guī)行為產生。發(fā)展國債現貨市場有利于期貨市場的長足發(fā)展。

（二）提高利率的市場化程度

目前我國銀行間債券市場按照雙向詢價方式交易，信息不透明，利率市場化程度較低，導致中長期債券的市場規(guī)模和活躍程度較低。提高利率的市場化程度，市場利率由資金供給需求關系決定，將使國債期貨能準確反映市場預期，形成市場化的利率。

（三）在國債期貨交割問題中可以考慮時間選擇權

時間選擇權是指期貨交易所給出一段交割時間，賣方在這段時間中選擇對自己最有利的交割日。這種交割制度使空方能夠將現貨市場價格變動與自己的實際交貨能力聯(lián)系起來，不受多方的控制，主動發(fā)出交割意愿，有力地控制了國債期貨市場的逼倉行為和投機行為，使國債期貨市場價格發(fā)現功能更好地實現。

[1]Bigrnan D.,Goldfarb D.，Schechtman E.Futures Market Efficiency and the Time Content f the Information Sets[J].Journal of Futures Markets,1983，3:321-334.

[2]ShenC.and L.Wang,Examining the Validity of a Test of Futures Market Efficiency:A Comment.The Journal of Futures Markets, 1990.10:195-196.

[3]Lai K.S,and Lai M.，A Cointegration Test for Market Efficiency[J].The Journa of Futures Markets,1991,11:567-575.

[4]Ghosh.,Cointegration and Error Correction Models:Intertemporal Causality between Index and Futures Prices[J].The Journal of Futures Markets,1993,(13).

[5]Holland and Vila(1998)."Price Leadership in Bond Market:A Study of European Cash and Futures Markets."Bank of England.

[6]Brooks C，Rew A G，Ritson S.A，Trading strategy based on the lesd-lag relationship between the spot index and Futures Contract for the FTSE 100[J].International Journal of Forecasting，2001，17（1）：31-44.

[7]張曉峒.計量經濟分析[M].北京：科學出版社，2006.

[8]吳沖鋒，王海成.期銅價格引導關系和互諧關系實證研究[J].系統(tǒng)工程理論方法應用，1997,6(2):1-9.

[9]華仁海，仲偉俊.對我國期貨市場價格發(fā)現功能的實證分析[J].南開管理評論，2002(5):57-61.

[10]熊熊，王芳.我國滬深300股指期貨仿真交易的價格發(fā)現分析[J].天津大學學報（社會科學版），2008（7）.

[11]方斌.新興市場股指期貨價格發(fā)現功能的研究[J].統(tǒng)計與決策，2010（2）：148-150.

[12]周冰，陳楊龍.國債期貨核心功能研究及實證檢驗——基于我國國債期貨仿真交易觀察[J].財政研究，2013（4）.

（責任編輯：呂增艷）

An Empirical Study on the Price Discovery Function of the National Debt Futures Market in China

YANG Shuang-hui1,2
(1.College of Economics and Business,Fuzhou University,Fuzhou,Fujian 350117,China；2.College of Finance,Fujian jiangxia university,Fuzhou,Fujian 350108,China)

The introduction of bond futures is significant to China's financial market.The function of price discovery is the basis for using the hedging and arbitrage effectively.In this paper,the test method of the price discovery function of futures market is drawn by many scholars at home and abroad.The most active bond futures contracts of TF1506 and 02 bond(13)spot data is selected.The results show that Bond futures prices and spot prices have a long-term stable equilibrium relationship.The fluctuation of national debt futures price can lead to the fluctuation of spot price.The price of the futures market is not the reason for the change in the spot price.It has an important reference value to the government, the institution and the investor.

bond futures;price discovery;Granger causality;impulse response function;variance decomposition

F830.9

A

1008—7974(2016)01—0118—05

10.13877/j.cnki.cn22-1284.2016.01.022

2015-01-05

楊雙會，女，河北保定人，在讀博士，講師。