（西方经济学专业论文）中国市场ETF价格发现功能和信息溢出的实证研究——基于CCF的检验.pdf

摘要 基于样本协相关函数( c c f ) ，我们利用c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 的s 统计量 和h o n g ( 2 0 0 1 ) 的q ( m ) - 统计量，首次对目前国内上市交易的5 只e t f 对其标 的指数和相应市场综合指数的价格发现功能和信息溢出效应进行了实证研究。实 证结果表明：1 ) 上证5 0 e t f 、上证1 5 0 e t f 、上证红利e t f 、深证1 0 0 e t f 分别 在均值上g r a n g c r 影响其标的指数；同时，上证5 0 e t f 、上证1 5 0 e t f 和上证红 利e t f 对上证综合指数，深证1 0 0 e t f 对深证成分指数也有显著的单向均值信息 溢出；在反方向上，则不存在显著的g r a n g e r 因果关系。这表明均值信息的溢出 主要是由e t f 向指数进行，从而说明国内e t f 比标的指数具有更强的价格发现 功能。2 ) 对于上述的4 只e t f ，我们没有发现其与标的指数间存在显著的波动 率溢出证据。对于中小板e t f ，在均值信息溢出上，我们没有发现其与中小板价 格指数或中小板综合指数间存在显著的g r a n g e r 因果关系，但却存在显著的由中 小板e t f 向中小板价格指数和中小板综合指数的波动率溢出。总的来说，我们 认为国内e t f 的推出增加了市场的效率，但e t f 的套利机制还有待进一步的改 进。此外，我们的研究还表明，相较于c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 的s - 统计量，h o n g ( 2 0 0 1 ) 的q ( m ) 统计量在对较长滞后期相关信息的捕捉上具有更好的性质。 关键词：e t f ：价格发现；g r a n g e r 因果关系 a b s t r a c t b a s e do nc c f ( c r o s s - c o r r e l a t i o nf u n c t i o n ) ，w ea p p l yt h es - s t a t i s t i cm a d eb y c h e u n g a n dn g ( 1 9 9 6 ) a n dt h eq ( m ) - s t a t i s t i cp r o p o s e db yh o n g ( 2 0 0 1 ) t ot e s tt h e p r i c e d i s c o v e r ya b i l i t ya n di n f o r m a t i o ns p i l l o v e re f f e c to ft h ef i v ee t f si nc h i n a ss t o c k e x c h a n g em a r k e t t h ee m p i r i c a lr e s u l t ss h o wt h a t ：1 ) t h e5 0 e t e18 0 e t f , h le t f a n ds z l 0 0 e t fg r a n g e ri nm e a nc a u s et h ec o r r e s p o n d i n gi n d i c e s m e a n w h i l e ，t h e a b o v ef o u re t f sa l s oh a v es i g n i f i c a n ti n f o r m a t i o ns p i u o v e re f f e c t si nm e a l lo l lt h e c o m p o s i t ei n d i c e sf o re a c ho n e sm a r k e t o nt h eo p p o s i t ed i r e c t i o n , t h e r ea r e1 1 0 s i g n i f i c a n te v i d e n c ea b o u ti n f o m m d o ns p i l l o v e rf r o mi n d i c e st oe t f s t h e s er e s u l t s i m p l yt h a ti n f o r m a t i o ns p i l l o v e ri sm a i n l yf r o me t f st oi n d i c e s o nt h eo t h e rh a n d , e t f sh a v es t r o n g e rp r i c ed i s c o v e r ya b i l i t yt h a nt h ec o r r e s p o n d i n gs p o ti n d i c e si n c h i n a 2 ) a st ot h ea b o v ef o u re t f s ，w ed o n tf i n ds i g n i f i c a n te v i d e n c eo nv o l a t i l i t y s p i l l o v e rb e t w e e ne t f sa n dt h ec o r r e s p o n d i n gi n d i c e s h o w e v e r , a l t h o u g ht h e z x e t fd o e s n th a v es i g n i f i c a n tg r a n g e rc a u s a l i t yi nm e a nw i t ht h ec o r r e s p o n d i n g i n d i c e s ，t h e r ei ss i g n i f i c a n te v i d e n c eo nv o l a t i l i t ys p i l l o v e rf r o mz x e t ft ot h ei n d i c e s g e n e r a l l y , w eb e l i e v et h a tt h ei n t r o d u c t i o no fe t f st oc h i n a ss t o c ke x c h a n g em a r k e t i n c r e a s e st h em a r k e te f f i c i e n c y ；h o w e v e r , m o r ei m p r o v e m e n ts h o u l db em a d et ot h e a r b i t r a g er u l e so fe t f s a d d i t i o n a l l y , o u rs t u d ya l s os h o w st h a tc o m p a r e dw i t h c h e u n ga n dn g s ( 19 9 6 ) s - s t a t i s t i c ，h o n g s ( 2 0 01 ) q ( m ) - s t a t i s t i ch a sm o r e a d v a n t a g ei nc a p t u r i n gc o r r e l a t i o ni n f o r m a t i o nw h e nar e l a t i v e l yl o n gl a gp e r i o di s c o n s i d e r e d k e yw o r d s ：e t f ；p r i c ed i s c o v e r y ；g r a n g e rc a u s a l i t y 厦门大学学位论文原创性声明 本人呈交的学位论文是本人在导师指导下，独立完成的研究成 果。本人在论文写作中参考其他个人或集体已经发表的研究成果，均 在文中以适当方式明确标明，并符合法律规范和厦门大学研究生学 术活动规范( 试行) 。 另外，该学位论文为() 课题( 组) 的研究成果，获得() 课题( 组) 经费或实验室的 资助，在() 实验室完成。( 请在以上括号内填写课 题或课题组负责人或实验室名称，未有此项声明内容的，可以不作特 别声明。) c ：昂啶马 产哆月1 日l 厦门大学学位论文著作权使用声明 本人同意厦门大学根据中华人民共和国学位条例暂行实施办 法等规定保留和使用此学位论文，并向主管部门或其指定机构送交 学位论文( 包括纸质版和电子版) ，允许学位论文进入厦门大学图书 馆及其数据库被查阅、借阅。本人同意厦门大学将学位论文加入全国 博士、硕士学位论文共建单位数据库进行检索，将学位论文的标题和 摘要汇编出版，采用影印、缩印或者其它方式合理复制学位论文。 本学位论文属于： () 1 经厦门大学保密委员会审查核定的保密学位论文， 于年 月日解密，解密后适用上述授权。 ( ) 2 不保密，适用上述授权。 ( 请在以上相应括号内打“”或填上相应内容。保密学位论文 应是已经厦门大学保密委员会审定过的学位论文，未经厦门大学保密 委员会审定的学位论文均为公开学位论文。此声明栏不填写的，默认 为公开学位论文，均适用上述授权。) 仙军獬栌弓 仙u 产哆叫日 中国市场e t f 价格发现功能和信息溢出的实证研究基于0 0 f 的检验 第一章概述 e t f ，英文全称为“e x c h a n g et r a d e df u n d ”，即交易型开放式指数基金，又 称“指数股票型基金”，是一种指数衍生产品。从交易方式上来说，e t f 属于开 放式基金的一种特殊类型，它综合了封闭式基金和开放式基金的优点，投资者既 可以在一级市场( 柜台) 向基金管理公司申购或赎回基金份额，同时，又可以像 封闭式基金一样在二级市场上( 证券交易所) 按市场价格买卖e t f 份额。不过， 一级市场上的申购、赎回必须以一篮子股票换取基金份额或者以基金份额换回一 篮子股票。 世界上第一只e t f 是1 9 9 3 年由道富环球投资管理( s t a t es t r e e tg l o b a l a d v i s o r s ) 与美国证交所合作发行的以s & p 5 0 0 指数为标的指数的s & p 5 0 0 存托 凭证e t f ( s & p5 0 0 sd e p o s i t o r yr e c e i p t s ，简称s p d r ) 自第一只e t f 基金出 现后，e t f 在各国市场纷纷出现，品种和规模迅速增加。中国的第一只e t f 是 2 0 0 5 年2 月2 3 日在上海证券交易所上市交易的以上证5 0 指数为标的指数的上 证5 0 e t f 。在此之后，上证所又相继推出了上证1 8 0 e t f 、红利e t f ，同时深证 交易所也推出了深证1 0 0 e t f 和针对中小板的中小板e t f 。截止2 0 0 8 年底，在 上海和深证两个交易所，共有5 只e t f 上市交易。 作为指数衍生产品，相较于一般的共同基金，e t f 具有如下的特点： 1 交易费用低。e t f 为指数基金，投资组合构成以其标的指数的股票篮子 为基准，基金管理属于被动式管理，其交易费用比一般的共同基金要低。e t f 基 金回报也跟随标的指数报酬率。例如，上证5 0 e t f 的管理费为o 5 ，而国内封 闭式指数基金为1 2 5 ，开放式指数基金为1 0 5 ；托管费则分别为0 1 、0 2 5 、 0 2 1 ；在税收方面，买卖和申购赎回e t f 免印花税，分红免缴所得税。 2 交易方便。投资者既可以在一级市场进行申购和赎回，也可以在交易所 进行即时买卖。 3 e t f 与指数间存在套利机制。由于同时存在证券市场交易和申购赎回机 制，投资者可以在e t f 市场价格与基金单位净值之间存在差价时进行套利交易 比如，当e t f 的市场交易价格高于基金份额净值时，投资者可以买人组合证券， 用此组合证券申购e t f 基金份额，再将基金份额在二级市场卖出，从而赚取扣除 第一章简介 交易成本后的差额。相反，当e t f 市场价格低于净值时，投资者可以买入e t f ， 然后通过一级市场赎回，换取一篮子股票，再在二级市场将股票抛掉，赚取其中 的差价。在股指期货存在的条件下，还可以在标的指数期货、e t f 和指数现货之 间进行套利。 4 e t f 进行杠杆交易，即信用交易。大部分市场上，都允许投资者融券卖 出或融资买进e t f ，以鼓励投资人利用e t f 进行避险操作和套利，增加市场有 效性。 基于e t f 上述的优点，使得e t f 相对于现货指数而言，理应具有更强的价 格发现功能，即一般情况下，e t f 能更快的反应市场新信息，并通过价格的变化 和套利机制传导到现货市场，信息从e t f 溢出到现货市场。 由于e t f 具有价格发现功能，而价格发现是市场效率的一种体现，因此研 究e t f 的价格发现功能和信息溢出，既是检验市场效率的一种途径，其对资产 投资管理也具有相当的实际意义。如果存在e t f 和标的指数间的信息溢出，则 有可能利用信息反应的时间差在e t f 和指数之间进行对冲交易或者套利交易。 国际上对e t f 价格发现功能和信息溢出的研究比较多，并提出了相应的理论 解释。国外的研究结果表明：1 ) e t f 对标的指数具有价格发现功能，即其价格 变化领先于标的指数价格变化，能更快的对市场信息做出反应；2 ) 在波动性溢 出方面，观点并不一致，存在着两种相反的观点，增加标的指数的波动性和减少 指数波动性。 国内在e t f 方面的研究目前还主要集中在其追踪标的指数的效果及其对构 成指数的单个股票价格过程的影响上，对于e t f 整体上对标的指数是否具有价 格发现功能和信息溢出，到目前为止，可查阅文献不多。张宗新等( 2 0 0 6 ) 1 l 利用方差分解的方法对上证5 0 e t f 进行了研究，发现上证5 0 e t f 对标的指数构 成股票的价格发现功能微弱。王婧( 2 0 0 6 ) 1 2 1 研究了上证5 0 e t f 对其成分股票波 动性的影响。上述研究都是讨论e t f 对构成指数的单只股票的影响，而不是对 整体标的指数的影响，其焦点也都集中在波动率上，即序列相互之间的方差影响 上。 因此，研究国内e t f 的价格发现功能和信息溢出，就具有相当的意义。一 是可以填补国内这方面的研究空白；二是e t f 已逐渐为国内投资者所熟悉，交 2 中国市场e i f 价格发现功能和信息溢出的实证研究基于c o f 的检验 易品种和交易量迅速扩大，其信息含量必然会有所变化，据此可以检验国内市场 的效率；最后，e t f 是套利和资产组合管理的重要工具，研究e 1 r f 与标的指数 的关系，可以为资产管理提供理论参考。 价格发现和信息溢出的范围并不仅仅只体现在波动率上，一个合适的方法是 系统的应用g r a n g e r 因果关系来考察e t f 与指数间的信息流动。g r a n g e r 因果关 系能很好的度量不同金融时间序列之间的因果关系和信息溢出，这正是价格发现 和信息溢出的本意所在。对于金融序列间的因果关系，g r a n g e r 相继引入了均值 - g r a n g e r 因果关系( g r a n g e rc a u s a l i t yi nm e a n ；g r a n g e r ，1 9 6 9 ) 1 3 l 、方差g 姗g e r 因果关系( g r a n g e rc a u s a l i t yi nv a r i a n c e ：g r a n g e r 等，1 9 8 6 ) 【4 】和一般g r a n g e r 因果关系( g e n e r a lg r a n g e rc a u s a l i t y ：g r a n g e r ，1 9 8 0 ) 【5 1 。其中，一般g r a n g e r 因果关系是从条件概率的角度来定义的，其所包含的信息更广。而均值g r a n g e r 因果关系和方差g r a n g e r 因果关系分别考虑的是序列一阶矩和二阶矩之间的因 果关系。一阶矩刻化的是收益率的均值方程，二阶矩刻化的是收益率的波动率方 程，这两个概念是金融产品最为重要的性质。而且，均值g r a n g e r 因果关系直接 与价格发现相关，方差g r a n g e r 因果关系直接与波动率溢出相关。两者之中任意 一个的显著存在，都意味着两个金融序列间存在着信息溢出。同时，均值- g r a n g e r 因果关系或方差一g r a n g e r 因果关系的存在，也就表明一般g r a n g e r 因果关系的成 立。 因此，本文利用均值g r a n g e r 因果关系和方差- g r a n g e r 因果关系概念，来研 究e t f 与相关指数间的信息溢出关系。 在方法上，检验g r a n g e r 因果关系和信息溢出的方法大致可以分为两类( 洪 永淼等，2 0 0 8 ) 1 6 。一类常用的方法是线性回归、v a r 、v a r g a r c h ，以及基 于协整理论的误差校正模型( e c m ) 来检验g r a n g e r 因果关系和信息溢出。这类模 型能较好的刻化一个序列变化引起另一个序列变化的大小，然而其也有相当的局 限性，比如其最大滞后阶数的选择受样本量的制约，选择较长的滞后阶数会降低 模型的自由度，选择较短的滞后阶数又丧失了对较久滞后信息的包容。而且这类 方法通常只考虑了线性影响和有限滞后阶数的影响，对于复杂或者滞后影响比较 长的因果关系，其捕捉能力较差。 第一章简介 另一类方法是利用协相关函数( c r o s s c o r r e l a t i o nf u n c t i o n , c c f ) 。首先需要 对每个序列建立自身信息的模型，如a r m a 、a r - g a r c h 等，然后对标准化后 的残差序列建立统计量检验残差间的相关性，以此判断两个序列之间是否存在 g r a n g e r 因果关系。相关的研究包括h a u g h ( 1 9 7 6 ) 【7 1 、m c l e o d 和l i ( 1 9 8 3 ) 【引、 c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 1 9 f i c l h o n g ( 1 9 9 6 ，2 0 0 1 ) 【l o 】【l l 】等。 c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 【9 1 提出了一个s 统计量来检验方差g r a n g e r 因果关系 和均值g r a n g e r 因果关系国。h o n g ( 2 0 0 1 ) 【l l 】在c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 【9 】的基础 上，提出了一个基于核函数的q ( m ) 统计量来检验均值、方差g r a n g e r 因果关系。 这两个统计量的核心区分在于s 统计量只考虑了协相关函数的前m 阶相关系 数的平方，即只考虑了前膨阶滞后影响，而q ( 财) 统计量通过选择定义域无界 的核函数包括了样本的( t - 1 ) ( t 为样本容量) 阶协相关性系数的平方，即考虑 了所有阶的滞后影响。h o n g ( 2 0 0 1 ) 1 l 】在文中指出，单个滞后阶的影响可能是 不显著的，但多个滞后阶的联合影响却可能是显著地。这两个统计量既能检验单 向的g r a n g e r 因果关系，也能在没有关于g r a n g e r 因果关系方向的先验信息时做 双向的g r a n g e r 因果关系检验。这两个统计量都能很好的定性研究序列间是否存 在均值、方差- g r a n g e r 因果关系。s 一统计量较为简单易行；而q ( m ) 统计量可 以检验出更远滞后阶的影响，对于s 统计量没有捕捉到的信息，q ( m ) ，统计量 有可能给出更多的信息。 本文分别采用了较简单的c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 9 1 的s 统计量和h o n g ( 2 0 0 1 ) 【1 1 】的q ( m ) 统计量，定性的研究了e t f 与指数间的均值、方差g r a n g e r 因果关 系。我们发现，大部分e t f 对其标的指数及相应市场的综合指数有显著的单向 均值信息溢出，但反方向的信息溢出却不显著。这表明e t f 对相应指数具有价 格发现功能。在波动率溢出方面，我们仅在中小板e t f 上发现了显著的方差 g r a n g e r 因果关系，即存在由中小板e t f 向中小板( 价格) 指数的单向波动溢 出。此外，我们发现，h o n g ( 2 0 0 1 ) 1 1 1 的q ( m ) 统计量比c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 类似与检验单变量序列相关的b o xp i e r c eq 统计量，见第三章“研究方法”。 4 中国市场e t f 价格发现功能和信息溢出的实证研究基于c c f 的检验 t 9 l 约s 统计量在检验均值、方差- g r a n g e r 因果关系上具有更好的性质，其检验出 了更多的g r a n g e r 因果关系。 本文的结构安排如下。在第二章，我们对e t f 的价格发现功能和信息溢出 的研究做了一个文献回顾，介绍了这方面的研究结论和使用的研究方法。本文所 使用的具体模型则在第三章进行了详细的介绍。在第四章，我们报告了对中国市 场e t f 价格发现功能和信息溢出实证研究的结果。最后，我们对相关实证研究 进行了总结。 中国市场e t f 价格发现功能和信息溢出的实证研究基于c c f 的检验 第二章文献回顾 国际上对e t f 与标的指数关系的研究主要集中在以下两个方面。 第一，e t f 对标的指数是否具有价格发现功能，即e t f 价格变化是否领先 于标的指数的价格变化。从另一个角度来说，e t f 是否在均值上g r a n g e r 影响标 的指数。从已有的研究来看，e t f 对标的指数价格发现的功能是显著的( 邝耀华， 2 0 0 7 ) 【1 2 】。例如，c h u 等( 2 0 0 2 ) 【1 3 】利用v e c m 模型探讨s & p 5 0 0 现货指数、 s & p 5 0 0 指数期货以及s p d r se t f 三个市场之间的价格发现关系，研究发现指数 期货最具价格发现能力，s p d r se t f 次之，现货指数排在最后。h a s b r o u c k ( 2 0 0 3 ) 【1 4 】研究了指数、指数期货和e t f 三者之间价格发现能力的关系，他运用v e c m 模型考察了e t f 对标的指数价格的影响，结果表明，在存在小面额期货合约 ( e m i n i s ) 的市场中，e t f 对标的指数价格形成的贡献很小，而在没有小面额 期货合约的市场中，e t f 对标的指数价格形成的贡献很大，这就说明了尽管e t f 的价格发现能力次于期货合约，但比其标的指数的发现能力要强。y u ( 2 0 0 3 ) t t s l 的研究则表明，标的指数成分股票价格形成过程中绝大部分的信息均来自于e t f 市场。唐婉岁( 2 0 0 3 ) 1 1 6 利用协整、v e c m 模型和脉冲反应分析了n a s d a q l 0 0 指数、指数期货和e t f 三者之间的价格发现能力，所有模型都支持e t f 相对于 其标的指数有较好的价格发现功能以及和指数期货在价格发现能力上没有差异。 这些研究表明，e t f 领先于标的指数对市场信息做出了反应，其价格变动领 先于标的指数的价格变动，即e t f 的价格发现能力强于其标的指数。 对于e t f 的价格发现能力，目前主要有下面的三种理论解释。一，交易成 本假说。该假说认为在同等条件下，投资者会选择交易成本最低的市场进行交易 ( s t o l l 和w h _ _ a l e y ，1 9 9 0 ) w r l 。指数中涉及多只股票的交易，交易费用要远远高 于e t f 的交易费率，拥有领先信息的投资者选择在e t f 市场进行交易，可以获 得更高的收益( c h u 等，2 0 0 2 ) 【1 3 】。因此，e t f 市场领先于指数现货市场，信息 从e t f 市场传递到现货市场，从而e t f 对于现货指数具有价格发现功能。二， 交易限制假说。该假说认为投资工具越不受限制，其价格发现能力越强。相比于 现货市场而言，由于e t f 市场有较少的交易限制( 如没有平盘之下不得卖空的 限制) ，此外e t f 通常还具有更大的交易杠杆，信息领先的投资者倾向于利用杠 杆交易以获得更大的收益，因此e t f 具有价格发现功能( c h u 等，2 0 0 2 ) 1 3 1 。 6 第二章文献回顾 三，市场信息假说。该假说认为e t f 较能迎合偏好进行组合投资的投资者，因 其逆向选择的成本远低于单个股票，而个别股票的风险也会在投资组合中有效降 低或完全分散( s u b r a h m a n y a m ，1 9 9 1 ；g o r t o n 和p e n n a c e h i ，1 9 9 3 ) 【1 8 】， 1 9 1 ，同 时不拥有信息的交易者为了避免与信息交易者交易而引起的损失，他们也会选择 交易e t f 而不是单个股票进行交易( s t o l l 和w h a l e y ，1 9 9 0 ) 【1 7 1 。另外，当市场 出现新信息时，流动性较低的股票无法在新信息产生时立即反映在股价上，使得 股价现货指数也无法立即反映新信息对其应有的影响，而e t f 价格为一个整体 性指标，可以及时反映新信息，因此投机者和套利者会偏好以e t f 进行投机和 套利( c h u 等，2 0 0 2 ) 1 3 】，进而把信息从e t f 市场传递到标的指数市场。 第二，e t f 对标的指数波动性的影响，即是否存在e t f 与指数间的方差 - g r a n g e r 因果关系。既然e t f 比标的指数现货具有更强的价格发现功能，标的 指数价格随着e t f 价格变化而变化，也就意味着市场信息从e t f 传递到现货指 数市场。这种传递会影响现货市场信息流动速率，从而影响了现货市场的波动性。 然而对于指数衍生品( e t f 属于指数衍生品) 是增加还是减少标的指数的波动性， 学术界存在两种不同的观点。一种观点认为，指数衍生品的交易会增加指数的波 动性。c o x ( 1 9 7 6 ) 2 0 】认为造成指数本身波动增加的主要原因是相对于指数本身 来说，指数衍生品市场存在着大量的无信息交易者，他们的交易增加了市场的波 动性。s t r e i n ( 1 9 8 7 ) 2 h 认为，较高的交易杠杆把信息较少的交易者吸引到了指 数衍生品市场，他们的活跃降低了市场的信息含量，并增加了市场的波动性。第 二种观点则认为，指数衍生品市场的出现会降低其指数市场的波动性。p o w e r ( 1 9 7 0 ) 和d a n t h i n e ( 1 9 7 8 ) 【2 2 】认为指数衍生品的出现增加了市场的深度和信息 量，进而降低了其标的指数市场的波动性。s t o l l 和w h a l e y ( 1 9 9 0 ) 旧则认为指 数衍生品增强了市场有效性，降低了市场的波动。然而，对于e t f 对标的指数 波动性的影响，实证研究的结果并不一致。l i n 等( 2 0 0 6 ) 1 2 3 】的研究表明台湾的 5 0e t f 推出后增加了其标的指数市场的波动性，而且对于指数中各行业的影响 并不相同。王婧( 2 0 0 5 ) 【2 】的研究发现，上证5 0 e t f 的推出增加了指数成分股的 波动性。b o l o g n a 和g a v a l l o ( 2 0 0 2 ) 1 2 4 】研究了意大利的股指期货对标的指数波 动性的影响，结果发现指数期货的推出会增加其标的指数市场的波动性。r y o o 和s m i t h ( 2 0 0 4 ) 【2 5 】研究了韩国的k o s p i2 0 0 指数期货的推出对其现货市场的影 7 中国市场e t f 价格发现功能和信息溢出的实证研究基于c c f 的检验 响，结论表明期货交易增加了市场信息的传播速度，进而增加了现货市场的波动 性。但是，k a n ( 1 9 9 7 ) 2 6 】发现，在剔除影响波动性的代表性因素差异之后，发现 成分股之间的波动性并没有因为香港恒生指数期货的建立而显著增强。陈方平和 李松涛( 2 0 0 6 ) 的研究也表明，尽管新加坡国家金融交易所推出的日经2 2 5 指数 期货加剧了日本股票市场的波动性，但之后日本大阪证券交易所( s o e ) 和美国 芝加哥商业交易所( c m e ) 推出的日经2 2 5 指数期货都减缓了日本股票市场的 波动性。 总的老说，e t f 对标的指数波动性的影响在学术界并没有比较一致的结论。 不同市场交易制度和投资者结构可能都会对具体的实证结论产生影响。 国内在e t f 与标的指数间信息溢出关系方面的研究比较少。相关的研究包 括王婧( 2 0 0 6 ) 2 1 、张宗新等( 2 0 0 6 ) 1 1 ，主要集中在e t f 对单只股票波动性的 影响上。 在研究方法上，上述研究基本上都使用的是基于协整的v e c m 、v a r 以及 方差分解等模型，如c h u 等( 2 0 0 2 ) 1 3 1 、h a s b r o u c k ( 2 0 0 3 ) 【1 4 1 等。如前面所述， 这些模型难以考察较长滞后期的影响和比较复杂的因果关系。 基于协相关函数( c c f ) 的方法则可以考虑多阶滞后的影响，并且在单个滞 后阶影响不显著但多个滞后阶的联合影响显著的情况下，c c f 也可以探测出这 种溢出关系。因此，c c f 方法可以很好的定性研究这种信息溢出效应。基于c c f 的相关统计检验量主要包括包括c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 9 1 提出的s 统计量和h o n g ( 2 0 0 1 ) t i l l 提出的q ( m ) 统计量等。例如，基于q ( m ) 一统计量，h o n g ( 2 0 0 1 ) 【1 1 】检验了汇率的波动率溢出：洪永淼等( 2 0 0 4 ) 2 7 1 研究了中国与世界其他股市 之间的大风险溢出效应；潘慧峰和张金水( 2 0 0 5 ) 2 s l 检验了中美原油市场间的风 险溢出；陆风彬等( 2 0 0 8 ) f 2 9 1 研究了全球成品油交易的信息溢出效应。 8 中国市场e t f 价格发现功能和信息溢出的实证研究基于c c f 的检验 第三章研究方法 本章分为4 节，首先我们对本文中所使用的g r a n g e r 因果关系进行了界定， 然后分别介绍了检验g r a n g e r 因果关系的c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 【9 】的s 统计量 和h o n g ( 2 0 0 1 ) i l l l 的q ( 膨) 统计量，最后对实证部分的研究程序做了说明。 第一节均值、方差g r a n g e r 因果关系 g r a n g e r ( 1 9 6 9 ) 1 3 】引进了均值g r a n g e r 因果关系的概念，用以研究不同时间 序列间的因果关系。在这之后，又相继引入了一般g r a n g e r 因果关系( g r a n g e r ， 1 9 8 0 ) 【5 】和方差母啪g e r 因果关系( g r a n g e r 等，1 9 8 6 ) 【4 】。g r a n g e r 因果关系不 是传统逻辑意义上因果关系的定义，而是基于一定的信息集，表明一个序列是否 对另一个序列具有预测能力。如果一个序列的过去信息对另一个序列具有预测能 力，我们就说前者g r a n g e r 引起后者，前者对后者有g r a n g e r 因果关系。本文中 利用到了均值一g r a n g e r 因果关系和方差一g r a n g e r 因果关系，下面分别予以介绍。 首先我们定义两个严格平稳的序列 z ) 二哪和 z ) 乙，符号， f = x ，y ， 分别表示序列 墨) 和 z ) 在时期t 的信息集，同时定义= ( k ，i t , ) 。则一般 g r a n g e r 因果关系( g r a n g e r ，1 9 8 0 ) 【5 1 可被定义为 p “置i l t ) p “五l 一。) 。 上式表明在信息集q 上， , - , c , f a n g e r 影响置。在实际中，这个概念过于宽 泛，不易操作。一个稍微特殊但简单易行的概念是均值- c - t a n g e r 因果关系 ( g r a n g e r ，1 9 6 9 ) 【3 1 。我们说在信息集- l 上，z 在均值上g r a n g e r 影响五，如 果满足下面的条件 e ( 工i k 1 ) e ( 五i 一，) 兰如 ( 3 1 ) 同样的，方差均值g r a n g e r 因果关系( g r a n g e r 等，1 9 8 6 ) 【4 】可被定义为 研( 五一心) 2 i k 一) 研( 置一心) 2 i 一。】鲁v a r ( x , l ) ( 3 2 ) 上式表明在信息集一。上，z 在方差上g r a n g e r 影响五。 在本文中，我们要检验的正是式子( 3 1 ) 和( 3 2 ) 是否成立。如果( 3 1 ) 成立，则e t f 和指数在均值上存在g r a n g e r 因果关系，e r f 或者指数对彼此有价 9 第三章研究方法 格发现功能。如果( 3 2 ) 成立，则表明e t f 和指数在波动翠上存在溢出，e t f 或者指数的波动会引起对方的波动。 为实现检验( 3 1 ) 和( 3 2 ) 的目的，我们对其反向建立零假设，即假定不 存在均值- g r a n g e r 因果关系和方差一g r a n g e r 因果关系，如果我们构建的检验统计 量拒绝了零假设，则表明g r a n g e r 因果关系存在，e t f 与指数间在均值或者方差 上存在着信息溢出。反之，如果我们不能拒绝零假设，则c a a n g e r 因果关系不存 在，e 1 陌与指数问在均值和方差上没有信息溢出。 遵循h o n g ( 2 0 0 1 ) 1 的程序，对序列 瓦，圪 二嘈，我们建立如下的检验假 设。 给定扰动过程：气= 匕一心，扣1 ，2 ，这里以= e ( 匕l 一。) ， 假定：巳= 乞( ) u 2 ，则检验序列 k ，) 和序列 r e ，) 之间均值- g r a n g e r 因果关 系的零假设和备选假可以等价表示为： 凰垣( 磊一姐业q ) ， ( 3 3 ) 乩：e ( 磊i 卜) e ( 磊，i 一。) ， 检验方差g r a n g e r 因果关系的零假设和备选假设为： 风：玩吲= e ( 钏。m ( 3 4 ) h a ：v a r ( 专i , i 厶一i ) e ( 彘l 一i ) ， 实际中，为得到乞，i = l ，2 ，需要首先对 】j ；，) 和 瓦) 的均值方程和波动率方 程进行估计，然后对估计的残差进行标准化。 假定 i ， 和仁，) 分别为 瓦) 和 毛) 均值方程中估计出来的残差项，对 p ，) 和仁，) 分别建立g 触h 模型，可得到下面的标准化残差平方序列 一 u t = - 1 ，_ = 艺红- 1 ，h e ，为g a r c h 模型估计出来的条件方差 。 e - f 酬tc h c u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 9 1 的s 统计量时略有不同，u t = 死一m 阳n ( 啊a ，) ， a 一6 ：2 如，一肌铡刀( 艺，) 。 1 0 中国市场e t f 价格发现功能和信息溢出的实证研究基于c c f 的检验 序列 坼 和 v ) 可用于下面的方差- g 砌n g e r 因果关系检验。为检验均值 - g m g e r 因果关系，可用标准化的残差序列 暑硝a2 ) 和 硝a2 ) 来进行，检验 统计量的形式保持不变。 第二节c h e u n g 和n g 的s 一统计量 c h c u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 【9 】提出了一个检验方差g r a n g e r 因果关系的s 统计 量。 给定标准化的残差平方序列“) 和 匕) ，c h c u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 吲检验单 向方差- g r a n g e r 因果关系的s - 统计量是基于样本协相关函数( c c f ) 的前m 阶 协相关系数的平方和，具体形式为： s = r p 二( ) ， ( 3 5 ) 这里膨为最大滞后阶数。靠( ) 是“，和匕之间的样本协相关函数，定义如下 加= 洳忙删吲a 0。， l ，2 ， ( ) = 巳( _ ，) iq 。( ) 毒气( o ) l ， 其中协方差函数c 0 ( ) 表示为 q ( ) = 一t 材a ，一a 妒_ ，o ， t = j + l r 一t 材二h a ，j o ， f = 一j + l c 埘a ( o ) 、( o ) 分别为己( o ) ：r t z , l 。l ：，己( o ) ：r - 二，毋。c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) f 9 】同时提出了一个经过校正的s 统计量： n 州，再m 哿， n 。 在零假设u o 下，s 和，均服从渐进的矗分布，且是渐进相等的。但在小样本情 i f , t ，s 比s 更接近于磊分布。事实上，c h e u n g 和n g ( 1 9 9 6 ) 9 】的s 统计量 。 u t ) 和 k ) 的定义同第一节 第三章研究方法 类似于检验单变量序列是否存在自相关的b o x p i e r c eq - 统计量( b o x 和p i e r c e ， 1 9 7 0 ) 【3 0 1 以及l j u n g b o xq 统计量( l j u n g 和b o x ，1 9 7 8 ) 【3 1 】，只不过用协相 关系数取代了q 一统计量中的自相关系数。 s 及，检验的是m 是否在方差上g r a n g e r 影响u ，即是否存在从v 到“，的 波动溢出，属于单向的g r a n g e r 因果检验。同样的方法，我们可以检验“，是否在 方差上g r a n g e r 影响u 。 当没有关于g r a n g e r - 因果关系方向的先验信息时，可以用如下的统计量来检 验是否存在双向的方差- g r a n g e r 因果关系： m s = 丁露( ，) ， ( 3 7 ) j m 在零假设峨下，上面的统计量服从渐进的庙分布。 在备选假设下，上述所有的统计量都会以概率趋向于正的无穷大，因此，s 统计量是一个单边的检验( o n e s i d et e s t ) ，相应的z 2 分布上尾( u p p e r - t a i l ) 临界 值应该被使用，如对自由度为1 0 的z 2 分布5 的临界值为1 8 3 0 7 。 这个方法可以同时用来检验均值一g r a n g e r 因果关系，不过这时候检验的序列 为标准化的残差序列，而不是标准化的残差平方序列。 在本文中，样本普遍不大，因此在实证研究第一部分的g r a n g e r 因果关系s 统计量检验中，我们选择经过校正的s 统计量，相应的结果列于后文的表5 。 第三节h o n g 的q ( m ) 一统计量 同样的，给定标准化之后的残差平方序列“) 和 u ) ，h o n g ( 2 0 0 1 ) 1 1 1 提出 的检验单向方差g r a n g e r 因果关系的q ( m ) 统计量表达式为 rr 一1 1 q 。( m ) = 丁k 2 ( j m ) p 2 ( j ) 一c r ( 七) ( 2 d r ( 后) ) 2 ，( 3 8 ) l ，= 1j 这里几( 歹) 为协相关函数，定义如前，七( x ) 与k 为核函数，m 为有效滞后截尾阶 1 2 中国市场e t f 价格发现功能和信息溢出的实证研究基于c c f 的检验 数 ，g ( 七) 和珥( 七) 分别为 丁- l g ( 忌) = ( 1 - j t ) k 2 ( j m ) ， j f f i l t - i d a k ) = ( 1 一歹丁) 【l 一( + 1 ) m 妒( j m ) 。 = l 对于核函数k 的选择，我们比较了定义域有界和定义域无界的两类核函数的 效果，结果表明基于定义域无界的d a n i e l l 核函数的统计量检验效果最好，这与 h o n g ( 2 0 0 1 ) 1 1 】的蒙特卡洛试验的结果是一致的。因此本文报告h o n g ( 2 0 0 1 ) f l l 】的q ( m ) 统计量均采用了d a n i e l l 核函数，附录3 中给出了核函数为 “t r u n c a t e dk e r n e l ”的估计检验结果。h o n g ( 2 0 0 1 ) 1 1 1 同时证明了在“两个 序列为i i d ”的假设和一定的正规条件假设下，选择m = m ( r ) 使得当r 0 0 时， m - 1 + m 丁专0 ，则q ( m ) 在零假设凰下有如下的渐进分布 q 。( m ) 一on ( 0 ，1 ) 。 蜴( m ) 检验的是k 是否在方差上g r a n g e r 影响坼，即是否存在从u