（国民经济学专业论文）郑州白糖期货价格到期效应的实证研究.pdf

摘要 s a m u e l s o n ( 1 9 6 5 ) 在其论文中首次提出了到期时问与期货市场价格波动相 关性的假设，即：期货价格的波动性应随着到期同的临近而上升。这一假设被称 为s a m u e l s o n 猜想或到期效应。本文运用中国郑州商品交易所的白糖期货数据对 期货市场到期效应作了实证分析，在传统回归分析的基础上，运用了a r c h 模型对 白糖期货日收益率数据进行了进一步的分析，分析结果显示大部分合约确实存在 到期效应。这一分析结果对于期货合约保证金的设计以及以相关期货合约为标的 的期权合约定价有重要意义。 关键词：期货价格波动性到期效应回归a r c h 模型 a b s t r a c t i nh i ss e m i n a la r t i c l e s a m u e l s o n ( 19 6 5 ) f o r m u l a t e dt h ep r o p o s i t i o nt h a tf u t u r e s p r i c e sa r em o r ev o l a t i l et h ec l o s e rap a r t i c u l a rc o n t r a c ti st oe x p i r y t h i sp a p e ra p p l i e s t e s t i n gp r o c e d u r e sf o rt h es a m u e l s o nh y p o t h e s i s ( o rm a t u r i t ye f f e c t ) t oc o m m o d i t y f u t u r e sc o n t r a c t so nt h ez h e n g z h o uc o m m o d i t ye x c h a n g e c h i n a t r a d i t i o n a l r e g r e s s i o na n a l y s i si ss u p p l e m e n t e db yf i t t i n ga r c hm o d e l st ot h ed a t aa n di nd o i n g s oi ti sc o n c l u d e dt h a te v i d e n c ei nf a v o u ro ft h es a m u e l s o nh y p o t h e s i sd o e se x i s ti na m a jo r i t yo f t h ec o n t r a c t sa n a l y z e d k e y w o r d s ：f u t u r e sp r i c e s ；v o l a t i l i t y ；s a m u e l s o nh y p o t h e s i s ；r e g r e s s i o n ；a r c h m o d e l l i n g 学位论文独创性声明 本论文是我个人在导师指导下进行的研究工作及取得的研究成 果。论文中除了特别加以标注和致谢的地方外，不包含其他人或机构 已经发表或撰写过的研究成果。其他同志对本研究的启发和所做的贡 撇姆嗍2 啪钏9 日 论文使用授权声明 本人完全了解上海师范大学有关保留、使用学位论文的规定，即： 学校有权保留送交论文的复印件，允许论文被查阅和借阅；学校可以 公布论文的全部或部分内容，可以采用影印、缩印或其它手段保存论 文。保密的论文在解密后遵守此规定。 论文作者签辩 剔醛名周斟 日期：2 0 1 0 年4 月9 日 日期：2 0 1 0 年4 月9 日 洵| j 叶j 抱人学坝i j 学位论文第一章，j l 高 第一章引言 1 1 研究目的 一直以来，期货价格波动性因其对于市场参与者的重要性而被广泛研究。期 货市场的价格j x l 险是用价格的波动性来度量的，研究和分析期货价格的波动性对 于包括套期保值者，投机商，交易所以及市场监管者在内的期货市场参与者都至 关重要。然而目前学术界对期货价格波动与到期时间之间关系的研究仍然存在着 分歧。 s a m u e l s o n l 9 6 5 年在其论文中提出了s a m u e l s o n 假说用以解释期货价格波动 与到期时间之间的关系，他认为期货价格波动与到期时间之间应该存在着负相关 关系，即期货价格波动性应随着到期时间的减少而上升，这也就是所谓的到期效 应。 在一个期货合约的早期很难获得到期同现货价格的相关信息，而随着合约到 期日的临近，相关信息的获取也会随之增多，这就是到期效应的基本依据。然而 从另一方面来说，当距离到期日时间较长时，新的信息的获取有可能会对期货价 格波动产生较大的影响，而到期同即将到来时，很难有足够的时间来确认更多信 息的有效性，因而新的信息对期货价格波动的影响也相对有限，即有可能不存在 到期效应。因此，自1 9 6 5 年s a m u e l s o n 提出到期效应以来，对到期效应的实证 研究一直没有停止过，但是研究结果却仍存在着分歧。目前学术界对到期效应普 遍认同的观点是商品期货尤其是农产品期货更有可能存在到期效应，而金属及金 融期货的到期效应不明显或者不存在。 目前，对期货到期效应的实证研究大部分集中于美国期货市场，国内的相关 研究还比较少，而对于2 0 0 6 年1 月才开始在郑州商品交易所上市交易的白糖期 货来说，国内对其到期效应的实证研究更是匮乏。 目前我国生产的一级及以上等级的白糖占我国食糖生产总量的9 0 以上，而 我国是世界第四大食糖消费国，食糖年消费量约占世界食糖消费量的6 。近5 年来，我国食糖年消费量达到了1 0 0 0 万吨以上，年人均食糖消费量( 包括各种 加工食品用糖) 达到9 6 公斤，食糖消费进入新一轮增长期。随着人民生活水平 的迅速提高，我国的食糖消费市场还有着极大的拓展空间。食糖消费市场的发展 一定程度上促进了我国白糖期货市场的发展。而白糖期货经过这几年的发展已成 勾师 1 ：! ：人学坝i j 学位论文第一章0 l 吉 为交易十分活跃的期货交易品种。2 0 0 8 年白糖期货成交量和成交金额均为全国 第一，是2 0 0 8 年度国内最活跃的期货品种。 。 掘郑州商品交易所的市场报告分析，自白糖期货丌始交易以来，白糖期货价 格与国内现货价格以及美国i c e 市场都保持着较强的相关性，这为我们进行期 货市场的实证分析提供了比较理想的样本数据。本文的研究目的就是验证郑州白 糖期货价格波动与到期时间的关系，证明郑州白糖期货确实存在到期效应。 1 2 文献综述 s a m u e l s o n ( 1 9 6 5 ) 假设现货价格符合一阶自回归过程，即： s t = a s t _ l + u t其中e ( u t ) = 0 ，e ( u t 2 ) ：0 2 且期货价格是到期日现货价格的无偏估计量，首次证明了当a o ，a 乏o ( i = l ，2 ，q ) ，保证条件方差 严格为正。1 由式( 8 ) 中的条件方差砰的特殊表达形式可见，t 的条件方差由卜d 2 ， 王：，乙所决定，当t l 很大时，t 的方差也一定很大，即过去的回归扰动 项( t 1 ) 对市场的未来波动有着正向而缓慢的影响，q 值的大小决定了随机变 量的某一跳跃所持续影响的时间。因此上述a r c h ( q ) 模型能反映出金融市场 张世英、许启发、周红著金融时间序列分析p i 4 5 1 4 6 1 9 海师范人学帧l j 学位论文 第p u 章利用a r c h g a r c h 模型进行到期效j 妊的实证分析 的变量变化特点，即大幅波动后面往往跟随着大幅波动，而小幅波动后面往往跟 随这小幅波动，也就是波动的集聚性。 在a r c h 模型基础上，b o l l e r s l e v ( 1 9 8 6 ) 提出了广义自回归条件异方差 ( g a r c h ) 模型。g a r c h 模型是对a r c h 模型的重要扩展。正如b o l l e r s l e v 所指 出的：a r c h 模型由于不能反映实际数据中的长记忆性质，在估计整个不受约束 的滞后分布时将经常导致参数非负约束的破坏。g a r c h 模型的意义还在于，所 有a r c h 过程都可以扩展到g a r c h 过程，a r c h 过程仅仅是g a r c h 过程的 特例。 b o l l e r s l e v ( 1 9 8 6 ) 给出的g a r c h ( p ，q ) 模型可以表示为 y t = x , b + e t ，8 tli t - ! - - n ( 0 ，砰) ( 9 ) e t 仃t g t ，7 7 t i i d n ( 0 ，1 )( 1 0 ) z = + ea i a ；_ ，+ ei j i o t 2 _ ，= 十a ( l ) ；+ b ( l ) 砰 ( 1 1 ) i = 1i = l 式中，c o ，q 0 ；o 0 ，a i _ 0 ( i _ 1 ，2 ，q ) ；p i _ 0 ( i _ 1 ，2 ，p ) 。 当p = 0 ，g a r c h 过程就成为a r c h ( q ) 过程。当p = q - 0 时，8 t 为白噪声。从 式( 1 1 ) 可以看出，a r c h ( q ) 过程的条件方差仅为过去样本方差的线性函数。 而g a r c h ( p ，q ) 将滞后条件方差也考虑进来，增加了条件方差过程的自适应功能。 b o l l e r s l e v ( 1 9 8 6 ) m 时证明了g a r c h ( p ，q ) 过程是平稳过程的充分必要条件是： a + p l ，其中，伍= q i ，p = 1 3 i 。1 4 2 构建a r m a 主模型 在对郑州白糖期货每日价格波动v f t 。进行自相关分析时，我们发现白糖期 货每日价格波动序列具有较强的自相关性，并且存在显著的偏自相关系数，这表 明我们可以采用a r m a 模型来描述白糖期货每日价格波动。 我们首先用1 1 5 阶a r 模型对数据进行了拟合，发现拟合的优度不理想，同 时各参数的显著性水平也不理想。之后改用a r m a ( p ，q ) 模型，我们令p 和q 分 别取值为5 ，对数据进行过度拟合，然后逐渐减少p 和q 的取值进行对比，根据调 1 张世英、许启发、周红著金融时问序列分析p 1 4 8 1 4 9 2 0 f ：海| j f l j 范人学硕 ：学位论史第叫聋利用a r c h g a r f l l 模型进行到期效应的实h f 分析 整后的相关系数( a d j u s t e dr 2 ) ，a i c ( a k a i k ei n f o r m a t i o nc r i t e r i o n ) 以及s c ( s c h w a x zc r i t e r i o n ) 值的相对大小，挑选出a i c $ 1 s c 值较小且调整后的判定系 数较大，拟合效果比较好的a r m a 模型作为我们的主要模型。最终我们选择 a r m a ( 2 ，1 ) 模型作为s r 0 8 0 1 和s t 0 8 0 3 合约的主模型，选择a r m a ( 2 ，2 ) 模 型作为s r 0 8 0 7 和s r 0 9 0 3 合约的主模型，选择a r m a ( 1 ，1 ) 模型作为剩下的1 1 个 合约的主模型。表9 y i j 出了我们对所有1 5 个郑州白糖期货合约的每同价格波动建 立a r m a 模型的参数估计。 由表9 可以看出s r 0 8 0 1 和s r 0 8 0 3 合约的a r m a 模型参数在5 置信水平下是显 著的，其他l3 个合约的a r m a 模型参数在1 置信水平下均显著。 表9 郑州白糖期货每日价格波动a r m a 参数估计 合约样本数 a r ( 1 )a r ( 2 )m a 0 )m a ( 2 ) a i cs c o 8 1 0 0 5- 0 6 4 3 5 6 3 s r 0 7 0 1 2 4 63 1 3 5 0 8 73 1 7 7 8 3 5 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 9 9 9 21- 0 9 9 3 7 3 9 s r 0 7 0 32 8 l 3 o ( j 8 5 6 l 3 0 4 7 4 0 4 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 9 2 6 2 90 9 5 8 61 s r 0 7 0 5 2 3 3 2 5 7 0 7 1 92 6 1 5 1 5 3 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 9 1 1 7 0 9 9 2 5 s r 0 7 0 72 3 42 3 5 0 4 8 l2 3 9 4 7 8 f o 0 0 0 0 )1 0 o o o o ) 0 9 5 8 5 0 8 9 3 3 9 6 s r 0 7 0 92 4 12 4 8 4 5 7 42 5 2 7 9 5 3 ( 0 0 0 0 0 ) ( 0 0 0 0 0 ) 0 9 8 9 9 5 5 0 8 9 6 0 0 l s r 0 7 l l2 3 92 3 9 1 9 1 32 4 3 5 5 5i ( 0 0 0 0 0 )f o 0 0 0 0 ) 0 7 1 0 9 6 7 0 1 7 1 2 1 8 0 7 3 9 1 4 9 s r 0 8 0 l2 4 0i 9 5 5 8 7 82 0 1 4 0 6 2 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 2 0 2 )( 0 0 0 0 0 ) 0 7 3 7 8 9 70 1 4 7 2 7 20 7 3 2 7 3 2 s t 0 8 0 32 4 22 3 3 8 7 4 52 3 9 6 4 1 4 ( 0 0 0 0 0 ) ( 0 0 4 8 6 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 2 4 3 0 8 0 8 3 9 7 0 7 s t 0 8 0 52 4 22 6 1 5 7 22 6 5 8 9 7 2 ( 0 0 0 0 0 )( o 0 0 0 0 ) 1 8 6 7 4 8 l0 8 9 9 9 7 81 9 3 4 8 l0 9 7 8 4 7 3 s r 0 8 0 72 4 l2 6 5 7 2 2 22 7 2 9 5 2i ( 0 0 0 0 0 )( o 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 6 1 4 0 20 8 9 2 9 9 3 s r 0 8 0 92 4 22 5 8 8 2 9 92 6 3 1 5 5 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) 0 8 7 4 15 3 0 7 3 5 17 9 s t 0 8 1 i2 4 32 8 3 3 4 7 92 8 7 6 6 0 3 ( 0 0 0 0 0 ) ( 0 0 0 0 0 ) 0 8 9 8 0 810 7 7 7 10 3 s r l 0 峥o l2 4 22 9 8 0 7 7 83 0 2 4 0 3 ( o 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) t 9 7 8 0 7 50 9 8 7 8 71 9 5 3 2 40 9 6 5 5 6 7 s r 0 9 0 32 4 02 8 0 7 5 32 8 8 0 0 4 3 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( o 0 0 0 0 )( o 0 0 0 0 ) 0 9 4 0 4 8l0 8 3 8 4 4 s r o l 9 屿2 4 12 7 3 6 2 6 52 7 7 9 6 4 4 ( 0 0 0 0 0 ) ( 0 0 0 0 0 ) 注：括号内数据为伴随概率 2 l ：淘帅i i i ：( 人学顺l j 学位论史第p q 章利用a r c h g a r c h 模型进行到期效心的实证分析 4 3a r c h 效应检验 检验序列是否具有a r c h 效应特征，最常用的办法是e n g l e ( 1 9 8 4 ) 提出的拉 格朗同乘子( l m ) 检验。若模型的随机扰动项e t - - - - a r c h ( q ) ，则可以建立辅助 回归方程： h i = a o + a l e 五i + 睨二2 + + 0 【q 五。 ( 1 2 ) 检验序列是否存在a r c h 效应，即检验式( 1 2 ) 中所有回归系数是否同时 为0 若所有回归系数同时为0 的概率较大，则序列不存在a r c h 效应；所有回 归系数同时为0 的概率很小，或者至少有一个系数显著不为0 ，则序列存在a r c h 效应。检验的原假设和备择假设为： h o - 0 【l = 睨= = = 0h i ：0 【i 不全为0 ，( 1 s i 鲥 我们对1 5 个合约的郑州白糖期货每r 价格波动序列分别进行了一阶和十阶 的a r c h - - l m 检验，检验结果见表1 0 。 由表1 0 我们可以看出，一阶a r c h - - l m 检验中1 5 个白糖期货合约只有5 个合约的l m 统计量在5 置信度下是显著的，还有3 个合约的l m 统计量在1 0 置信度下是显著的，总共只有8 个合约存在一阶a r c h 效应；剩下7 个合约 的l m 统计量都不显著，不存在一阶a r c h 效应。继续对郑州白糖期货每日价 格波动序列进行十阶a r c h l m 检验，我们发现l m 统计量在5 置信度下是 显著的白糖期货合约数增加到8 个，还有3 个合约的l m 统计量在l o 置信度 下是显著的，总共有1 1 个合约存在十阶a r c h 效应；剩下4 个合约的l m 统计 量都不显著，不存在十阶a r c h 效应。我们进一步对不存在十阶a r c h 效应的 s r 0 7 0 5 、s r 0 7 11 、s r 0 8 0 7 和s r 0 8 0 9 合约进行更高阶的a r c h l m 检验，均发现 有高阶a r c h 效应的存在( 1 0 置信度下) 。 一l 淘业f j 范二! 学硕f ：学位论文 第p u 章利用a r c h g a r o i 模型逃行到期放j _ 的实i f 分析 表1 0 郑州i 白糖期货每同价格波动序列的a r c h l m 检验结果 合约一阶a r 【1 h l m 检验结果f 。阶、r ( 1 t i 。、i 检验结果 i 统：i 董2 38 4 7 5 l 随舰丰 o o o o 【) 1 统i l 晕 38 4 9 3 1 i 什f - 吼： o ( 】( ) 0 i s r 0 7 0 l l m 统i f 革2 l8 9 5 0 5仆随慨： 0o o o ( jl m 统i i l ：3 4 4 7 6 7什阢慨： j00 0 0 2 f 统i f 昔 2 67 3 0 8 9f r 随溉： ：00 0 0 0 f 统i i 量 26 4 3 9 1 4什随溉? ：0 0 0 4 4 s r 0 7 0 3 l m 统i i 餐 2 4 5 6 1 5 l 什随慨： ： oo 0 0 0 l m 统；i 革2 50 1 4 0 6竹眦溉： 00 0 5 3 f 统i l 最28 0 e 0 5什随概? 0 9 9 5 8r 统i i 量l5 18 0 7 3什随慨j o 1 3 4 4 s 巾7 惦 l m 绕i l 劳 28 2 e 0 5什随摄： 0 9 9 5 8i ，m 统i i 莨1 49 0 1 3 7什随慨； io 1 3 5 7 f 统i i 蕈0 6 5 6 2 2 9什随概二#o 4 i8 7f 统训最：- 3 3 7 6 0 5什随慨：# 0 0 1 2 4 s r 0 7 0 7 l m 统i l 量06 6 0 0 3 6什阢 现? #04 1 6 5l m 统i l 肇2 21 5 2 1 4什t 阢叛：00 1 4 3 r 统；l 量1 2 3 4 4 7 6f l i 随慨；牟0 2 6 7 7 f 统i 量 22 1 0 0 1 4什tf 血概二 ：o0 1 8 2 s 旧7 凹 l m 统；f 哥 1 2 3 8 4 2 6 什随概二 ：0 2 6 5 81 m 统 l 蓐 2 10 8 6 8 6 随概 ： 00 2 0 5 f 统i l 鼍1 9 4 8 6 2 6什随溉牢o1 6 4f 统训鼍10 3 7 4什随慨：筝04 1 3 s 巾7 l l l m 统汁苗 1 9 4 9 0 4 7 伴随概率 01 6 2 7 l m 统i l 最 1 04 0 2 4 4 什随概率 0 4 0 5 9 f 统i i 量 】2 9 8 9 0 i 伴随概；爷 0 2 5 5 6 r 统；f 量 2 f 7 1 9 7 5 5 什随概j 红 0 0 0 3 6 s 棚l l m 统毯1 3 0 2 7 3 9什随概率0 2 5 3 7i m 统i l 节2 5 4 0 0 9什陋概：棼0 0 0 4 6 f 统i l 晕 o 8 6 6 0 9 4 f 1 随概率 0 3 5 3 f 统i f 肇 i 7 8 3 4 8 4什阢慨牢0 0 6 4 8 s 巾8 0 3 l m 统汁蕈0 8 7 0 18 8什随慨：笨 0 3 5 0 9 l m 统引墨 1 73 2 4 4 5 什随溉：簪 0 0 6 7 5 r 统引量3 2 1 6 3 5 8什随溉：孛j00 7 4 2f 统l | 量2 1 8 2 8 1 7什随慨；簪0 0 1 9 8 s 硼捌皓 l m 统芷 32 0 0 2 0 6 什随慨；争 0 0 7 3 6i m 统i i 带2 08 5 4 8 l伴随概：笨0 0 2 2 1 f 统汁嚣 l4 18 6 5 仃随慨：# 02 3 4 8 i _ 统i i 量 09 3 2 1 8 3 r l ；f l 慨：字- 05 0 4 4 s r 0 翻盯 l m 统计鼍14 2 2 0 9 4什随慨：#0 2 3 3 ll m 统i i 蟹 93 9 0 0 4 7 伴随概； i 0 4 9 5 5 f 统i i 量 31 3 2 2 7 4什随概： ：0 0 7 8f 统；t 蕈1 5 8 0 3 0 2“随慨：#01 1 3 7 s 闪圈眇 l m 统i l 蕾 31 1 7 6 2 7 什随慨；红 0 0 7 7 4 l m 统i f 革 1 5 4 8 2 4 9什随慨#o i i5 4 f 统i f 蕈 15 4 6 2 3 7 什随概：簪00 0 0 1i 统；l 量 28 2 9 9 1 6 什随 现：筝 o0 0 ：5 s t 0 8 1 l l m 统“嚣1 46 4 7 5 3仃阢| 现：#0 0 0 0 1l m 统i i 量2 6 3 4 3 2 9什随慨： ；o0 0 3 3 f 统i f 量 1 04 3 4 3 1 伴随慨：# 0 0 0 1 4 f 统；t 量 3 1 7 8 3 2 i什f 血慨：簪o o 0 0 8 s 棚l i m 统e i 帚l o0 8 1 4 9什随慨： ：o0 0 1 5l m 绕引量2 9 l7 0 0 7什随溉： 0o o i ： f 纰；l 景75 8 0 4 1什随 觋：00 0 6 4r 统i i 量l7 2 6 0 3 2汀鼬慨： 00 7 6 3 s i 叼喇略 l m 统i l 醴 7 4 0 7 4 5 4 什随溉二簪 0 0 0 6 5i m 统i i 司1 68 0 2 9 7什随溉： j0 0 7 8 8 f 统i l 量 35 4 1 8 2 5 什f 血概： i 0 0 6 l l f 统i f 鼍 19 5 5 2 1 6 什随溉牢 0 0 3 9 4 s r 0 9 0 5 l m 统；f 量35 1 9 2 1 6什随慨：蕾0 0 6 0 7l m 统；i 基1 88 5 4 1 4什随概； ： 00 4 2 2 注：l m 统计量是相关系数r 2 与样本数量的乘积。 ：淘帅范人学烦l j 学位论文第p q 幸利用a i i c i t 7 ( ；a i i c h 模型进行到期放心的实证分析 4 4 构建a r c h g a r c h 模型 通过以上对郑州白糖期货每只价格波动序列残差项进行的a r c h l m 检 验，我们验证了高阶a r c h 效应的存在，这显示也许可以采用g a r c h ( 1 ，1 ) 模型来描述残差项，我们分别对郑州白糖期货每r 价格波动序列建立 a r m a a r c h ( 1 ，1 ) 模型和a r m a g a r c h ( 1 ，1 ) 模型来进行参数估计， 结果见表1 1 和表1 2 。 表1 1a r m a a r c h ( 1 ，1 ) 参数估计结果 合约a r ( i ) a r ( 2 )m a ( i )m a ( 2 ) aa i cs c 0 7 6 8 6 2 7- 0 6 1 9 7 5 30 2 2 2 7 1 6 s r 0 7 0 l3 0 9 7 3 0 83 1 6 8 5 5 4 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 1 6 )( 0 0 2 4 6 ) 0 9 9 6 9 2l- 0 9 9 4 1 4 20 2 8 4 9 1 5 s r 0 7 0 3 2 9 6 1 9 63 0 2 6 7 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 1 3 0 ) 0 9 9 2 6 2 6- 0 9 5 8 5 8l0 0 0 0 1 9 2 s r 0 7 惦 2 5 8 7 8 8 62 6 61 9 4 3 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 9 9 7 1 ) 0 9 9 0 8 2 6- 0 9 9 2 0 9 80 0 8 3 7 1 5 s r 0 7 0 72 3 6 1 2 2 72 4 3 5 0 5 9 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 4 4 5 i ) 0 9 6 1 8 7 7- 0 8 3 2 5 8 40 3 6 6 3 9 8 s t 0 7 0 9 2 4 7 4 1 2 l2 5 4 6 4 2 ( 0 0 0 0 0 )( o 0 0 0 0 )( 0 0 l1 3 ) 0 9 9 8 9 9 7- 0 8 2 6 4 0 90 5 4 7 7 2 4 s r 0 7 1 12 3 4 1 6 8 6 2 4 1 4 4 1 6 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 3 7 ) 0 7 0 9 2 3 30 1 7 4 8 3 3- 0 6 9 4 0 2 20 3 9 7 3 5 5 s r 0 8 0 l 1 9 3 3 2 3 l2 0 2 0 5 0 7 ( o 0 0 0 0 )( 0 0 4 0 0 )( o 0 0 0 0 ) ( 0 ，0 0 0 5 1 0 7 0 4 3 9 20 1 8 1 2 8 4- 0 6 4 5 4 8 70 3 4 7 8 3 7 s r o $ 0 32 3 2 8 9 5 3 2 4 1 5 4 5 5 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 2 3 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 2 8 ) 0 8 9 5 7 3 0- 0 7 6 4 8 4 20 1 3 9 1 8 4 2 s r 0 8 0 52 5 8 8 4 8 3 2 6 6 0 5 6 8 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 5 2 ) 1 5 6 4 3 3 2- 0 6 17 4 9 8一1 4 9 6 6 2 40 5 8 5 18 9o 1 3 4 4 4 3 s r 0 8 0 72 7 1 3 5 l2 81 4 7 2 9 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 i 2 1 3 ) 0 9 5 5 4 8 l- 0 8 7 7 6 5 70 1 8 8 5 0 3 s t 0 8 0 92 5 8 0 7 9 2 6 5 2 8 7 6 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) ( 0 0 8 8 2 ) 0 7 6 0 17 6- 0 5 5 8 9 7 90 3 0 8 4 5 6 s t 0 8 1 12 7 7 2 4 7 8 2 8 4 4 3 5 2 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 1 )( 0 0 0 2 4 ) 0 9 0 5 6 9 0- 0 7 9 4 9 7 4 o 2 17 8 2 0 $ 1 0 9 0 l2 9 5 8 3 9 8 3 0 3 0 4 8 4 ( o 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) ( 0 0 3 0 0 ) 0 9 6 8 0 0 5- - 0 0 7 4 3 3 5- 0 9 6 5 3 4 0o 1 6 4 4 3 l0 2 0 0 8 4 9 s r 0 9 0 32 8 2 3 8 7 3 2 9 2 5 3 9 2 ( 0 i1 5 4 )( 0 8 9 4 8 )( 0 i 0 9 4 )( 0 7 4 5 1 )( 0 0 6 0 5 ) 0 9 4 8 5 2 3- 0 8 8 0 5 1 00 2 3 6 5 0 9 s r 0 9 0 52 7 2 3 5 9 42 7 9 5 8 9 2 ( o 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )f o 0 4 0 5 ) 注：括号内数据为伴随概率 由表l l 可以看出，s r 0 7 0 5 、s r 0 7 0 7 以及s r 0 8 0 7 三个合约的n 值在5 置信 j ：海师范人学坝 ：学位论文第p q 币利用a r c l i g a r c h 模型进行到期效枷勺安i a e s ) - 析 水平下是不显著的，有1 0 个白糖期货合约u 值在5 置信水平下是显著的，s r 0 8 0 9 和s r 0 9 0 3 合约0 t 值在1 0 置信水平下是显著的。 由表1 2 可以看出，g t 和p 值在5 置信水平下显著为正的合约只有s r 0 7 0 9 、 s r 0 7 1l 、s r 0 8 0 1 和s r 0 8 0 3 四个合约，在1 0 置信水平下显著为正的合约有s r 0 7 0 5 、 s r 0 7 0 7 、s r 0 8 0 5 、s r 0 8 0 7 以及s r 0 9 0 5 五个合约，剩下六个合约n 或b 值在5 置 信水平下不显著，所以这六个合约不能用a r m a g a r c h ( 1 ，1 ) 模型。 表1 2a r m a g a r c h ( 1 ，1 ) 参数估计结果 合约a r ( 1 ) a r ( 2 ) m a ( 1 ) m a ( 2 ) b 0 7 5 2 9 2 3 - 0 6 1 1 4 2 40 2 1 2 4 9 30 2 0 9 l1 9 s r 0 7 0 l ( 0 0 0 0 0 ) ( 0 0 0 4 4 )( 0 0 3 4 5 )( 0 5 3 5 6 ) 0 9 9 6 4 3 6 - 0 9 9 2 5 3 5- 4 ) 0 2 2 9 l71 0 1 3 4 8 5 s r 0 7 0 3 ( 0 0 0 0 0 ) ( 0 o o o o ) ( 0 2 2 6 9 )( 0 0 2 4 6 ) 0 9 8 8 37 8 - 0 9 5 1 3 9 80 0 3 2 9 9 70 9 4 8 5 7 9 s r 0 7 0 5 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 8 3 2 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 8 4 8 9 2 - 0 9 9 3 3 3 7o 0 31 6 7 50 9 5 7 4 0 2 s r 0 7 0 7 ( 0 0 0 0 0 )( o 0 0 0 0 )( 0 0 5 0 3 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 6 9 4 6 4 - 0 9 2 6 8 4 60 0 6 5 6 ll0 9 l6 3 0 l s t 0 7 0 9 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 18 8 )( 0 0 0 0 0 ) 1 0 3 3 3 9 0 - 0 9 9 0 6 6 80 3 2 8 1 0 80 5 8 2 6 8 3 s r 0 7 l l ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 1 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) 0 7 2 8 2 8 50 1 6 3 9 8 4- 0 7 4 4 8 9 3o 1 1 9 4 9 90 8 1 2 4 3 l s r 0 s o l ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 4 7 9 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 1 8 )( 0 0 0 0 0 ) o 8 18 3 7 60 1 1 4 5 6 9- 0 8 3 6 7 2 60 0 7 2 9 2 30 8 8 9 7 6 5 s r 0 8 0 3 ( 0 0 0 0 0 )( 0 1 6 1 6 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 2 3 4 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 4 6 0 8 5- 0 8 8 9 5 6l0 0 8 9 8 9 50 8 4 9 3 9 8 s r 0 8 0 5 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 6 5 3 )( 0 0 0 0 0 ) 1 7 0 5 2 6 2- 0 7 4 3 0 7 3一1 6 6 0 8 8 4o 7 12 8 2 70 0 7 1 5 5 70 8 1 5 9 7 8 s r 咖7 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 9 5 3 )( 0 0 0 0 0 ) 0 9 51 3 6 8- 0 8 8 3 4 8 50 0 6 5 0 7 20 8 4 9 0 7 8 s t 0 8 眇 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 ) ( 0 1 4 5 2 )( 0 0 0 0 0 ) 0 7 6 8 8 3 6- 0 5 6 7 0 8 20 2 9 3 0 6 9 0 1 1 7 4 1 9 s r 0 8 l l ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 3 5 ) ( 0 6 1 5 8 ) 0 9 0 9 3 8 2- - 0 7 9 0 9 9 9 o 1 0 i3 9 90 7 9 9 4 6 7 s 删l ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 5 8 6 )( 0 o o o o ) 0 9 6 4 5 1 8- 0 0 7 2 3 9 6- 0 9 5 9 3 8 00 1 6 1 6 8 l o 1 9 5 9 5 20 0 6 9 8 6 3 s 川1 9 i d 3 ( 0 1 3 3 6 )( 0 9 0 2 2 )( 0 1 3 0 3 )( 0 7 6 0 3 )( 0 0 7 6 6 ) ( 0 8 2 2 4 ) 0 9 4 6 4 1 5- 0 8 7 6 9 0 70 0 7 6 6 5 80 8 4 0 l o l s 间1 9 i 皓 ( 0 0 0 0 0 )( 0 0 0 0 0 )( 0 0 6 2 7 )( 0 0 0 0 0 ) 注：括号内数据为伴随概率 沟帅范人学倾i ：学位论文第p q 帝利用a r c h g a r c h 模型逍行到j 田放j 衄的实n f 分析 表1 2a r m a g a r c h ( 1 ，1 ) 参数估计结果( 续) 合约 u + p a i cs c s r 0 7 0 l0 4 2 1 6 1 23 1 0 2 9 6 23 1 8 8 4 5 8 s r 0 7 0 30 9 9 0 5 6 82 8 1 5 4 22 8 9 31 0 7 s r 0 7 0 50 9 8 1 5 7 62 5 3 5 3 0 9 2 6 2 4 1 7 7 s r 0 7 0 70 9 8 9 0 7 72 0 2 7 9 6 22 1 1 6 5 6 s r 0 7 0 90 9 8 1 9 1 22 3 8 0 6 2 52 4 6 7 3 8 4 s r 0 7 1 10 9 1 0 7 9 12 2 9 5 1 0 9 2 3 8 2 3 8 4 ，；0 8 0 1o 9 3 1 9 31 9 0 2 8 2 42 0 0 4 6 4 5 s i 0 8 0 30 9 6 2 6 8 82 2 5 4 9 5 62 3 5 5 8 7 6 s r 0 8 0 50 9 3 9 2 9 32 5 5 4 0 3 5 2 6 4 0 5 3 7 s r 0 8 0 7 0 8 8 7 5 3 52 6 9 51 0 l2 8 1 0 7 7 9 s r 0 8 0 90 9 1 4 1 52 5 6 9 3 2 42 6 5 5 8 2 6 s r 0 8 1 1o 4 10 4 8 82 7 7 7 7 8 42 8 6 4 0 3 3 s r 0 9 0 10 9 0 0 8 6 62 9 4 4 9 3 4 3 0 3 1 4 3 7 s r 0 9 0 30 2 6 5 8 1 52 8 3 2 0 2 22 9 4 8 0 4 3 s r 0 9 0 50 9 1 6 7 5 92 6 9 7 4 712 7 8 4 2 3 对表1 1 和表1 2 进行对比我们可以将1 5 个郑州白糖期货合约每同价格波 动序列的模型确定下来，结果见表1 3 。 表1 3a r m a a r c h g a r c h 模型确定 合约模型 s r 0 7 0 1 a r m a ( 1 ，1 ) - a r c h ( 1 ，1 ) s r 0 7 0 3 a r m a ( 1 ，1 ) - a r c h ( 1 ，1 ) s r 0 7 0 5 a r m a ( 1 ，1 ) - g a r c h ( 1 。1 ) s r 0 7 0 7 a r m a ( 1 ，1 ) 一g a r c h ( i ，1 ) s r 0 7 0 9 a r m a ( 1 ，1 ) - g a r c h ( 1 ，1 ) s r 0 7 1 1 a r m a ( 1 。1 ) - g a r c h ( 1 1 ) s r 0 8 0 1 a r m a ( 2 ，1 ) 一g a r c h ( i ，1 ) s r 0 8 0 3 a r m a ( 2 ，1 ) - g a r c h ( 1 ，1 ) s r 0 8 0 5 a r m a ( 1 ，1 ) 一g a r c h ( 1 ，1 ) s r 0 8 0 7 a r m a ( 2 ，2 ) 一g a r c h ( ! ，1 ) s r 0 8 0 9 a r m a ( 1 ，1 ) - a r c h ( 1 ，i ) s r 0 8 1 1 a r m a ( ! ，1 ) a r c h ( 1 ，1 ) s r 0 9 0 1 a r m a ( ! ，1 ) - g a r c h ( 1 ，1 ) s r 0 9 0 3 a r m a ( 2 ，2 ) 一a r c h ( 1 ，1 ) s r 0 9 0 5 a r m a ( 1 ，1 ) 一g a r c h ( 1 ，1 ) j ：i t j 帅范人学硕上学位论义第p q 奄利用a r c h g a r c i 模型进行到期效j 她的实i j f j ) - 析 我们将完整的a r m a a r c h g a r c h 模型参数估计结果与表9 的a r m a 主 模型参数估计结果进行对比后发现，a r m a 模型的参数都发生了变化，但是大 部分参数在5 置信水平下仍然是显著的。变化较大的合约是s r 0 8 0 3 和s i 0 9 0 3 。 应用g a r c h ( 1 ，1 ) 模型后，s r 0 8 0 3 合约的a r ( 2 ) 参数由5 置信水平下显著变 为不显著；而应用a r c h ( 1 ，1 ) 模型后，s r 0 9 0 3 合约的a r m a ( 2 ，2 ) 的参数也都变成 5 蜀信水平下不显著了说明应用a r c h g a r c h 模型后，a r m a 的参数显著性 水平变差了。另外对比a i c 和s c 值我们可以发现，加入a r c h g a , r c h 模型之 后大多数合约的a i c 值或s c 值减少或者a i c 和s c 值同时减少，说明加入 a r c h g a r c h 模型之后，总模型的拟合程度增加了。 4 5 到期效应检验 在确定了所有白糖期货样