信息、市场价格与中国期货市场有效性研究

信息、市场价格与中国期货市场有效性研究

一、中国期货市场有效性的内涵随着中国产业结构的发展和经济发展对外部资源的依赖日益增强，原材料价格波动风险已成为中国经济生活的必然因素。在这样的大背景下,中国期货市场的避险功能和投资价值逐渐显现出来。中国期货市场现有的11个品种中,豆粕、豆油、玉米、棉花、白糖、燃料油均是上市时间不长的品种,上市时间较长、相对成熟的品种只有铜、铝、天然橡胶、大豆和小麦。表1给出了2000-2005年中国期货市场5个主力品种-上海期货交易所的铜期货(简称沪铜)、铝期货(简称沪铝)和天然橡胶期货(简称沪胶)、大连商品交易所的大豆期货(简称连豆)和郑州商品交易所的小麦期货(简称郑麦)的年总成交量。从表1中可以看到,自1998年结束中国期货市场早期无序混乱局面的整顿以来,在新的制度环境下中国期货市场有了相当大的发展。交易的活跃具有双重的含义:如果市场的波动正确地体现了信息的冲击,那么成交量的上升是市场发展和完善的结果;如果市场的波动主要是非理性因素或者操纵行为的体现,那么则需要更多的市场监管来规范市场发展。因此,交易量上升背后的动因(信息还是噪声)为市场参与者和监管者所关注。对中国期货市场噪声的实证研究有助于增加对于中国期货市场快速发展的推动力的认识。作为一个后起的市场,中国期货市场的大多数品种均存在相对应的作为国际定价中心的国际市场。目前中国期货市场上市交易的品种除了燃料油外其余均在欧美日发达国家的主要期货市场有相对应的交易品种(见表2)。原材料进口的增加意味着国外商品期货市场的价格信号将通过贸易的传递更多地影响到中国期货市场和中国经济的发展。从2003年中期开始国际市场铜、原油等基础原材料价格整体大幅上扬。原材料进口的增加意味着国际市场价格的变动将通过贸易的传递更多地影响到中国经济的发展;国际原材料市场的牛市则意味着中国维持现有的经济发展模式将支付更高的成本。针对国际市场上流行的有关“中国因素”将长期支撑高企的原材料价格的观点,国内学界和业界有关“争夺国际定价权”的呼声四起。因此,有效的中国期货市场应该是能够体现本国信息的区域定价中心而不是被国际市场价格主导的“卫星”市场。中国期货市场与国际定价中心市场之间的关联性对中国期货市场价格形成机制的影响同样是中国期货市场有效性研究的重要内容。经典的期货市场有效性研究往往以发达国家成熟的期货市场为研究对象,仅从单个市场是否存在过度反应入手。后发期货市场的有效性研究则既要考虑本市场对于信息吸收的效率也要考察国际定价中心市场对于本市场的影响力。因此,中国的期货市场有效性的内涵应该包括两个部分:国内市场的价格波动的主要动因是信息的冲击;国内期货市场既能体现国际市场的价格变化但又不是完全被国际价格信号主导的“卫星”市场。本文分别从过度反应和国内外市场关联的角度出发对中国期货市场的有效性进行了实证研究。二、期货市场的事件研究方法Kyle(1985)首先在微观市场结构的框架内提出了“噪声”的概念,其所谓的噪声交易者是流动性交易者(liquiditytraders),他们交易的动力来自外生的现金需求冲击并且交易时机受到限制,从而为市场提供了流动性。Black(1986)提出了另一种形式的“噪声”,将非理性视作噪声产生的原因。无论噪声的动力是现金需求还是非理性信念,噪声总是相对于信息被定义的,因此它本身并不是一个可以直接观察的市场变量,人们只能在一定的统计假设下通过可观察的市场变量数据来检验噪声的存在。French&Roll(1986)提出了市场价格波动起因的交易噪声假设,认为噪声的存在使得新信息到来时市场价格变动相对于信息的变动而言不是“反应恰当”的,而是表现为“过度反应”。循着这一思路,噪声检验的实证研究借助于事件研究(event-study)方法,通过检验市场价格在事件发生后是否存在过度反应来检验噪声的影响。借助于事件研究方法的噪声检验发端于股票市场,事件研究的首要任务是定义事件。然而与股票市场事件研究中个股具有明确定义的事件和事件公告日不同,期货市场并没有公司层面上的可供定义的明确事件。不仅如此,期货的现货品种大多具有大宗基础原材料和全球贸易商品的特征,这更增加了明确定义期货市场具体事件的难度①。因此,检验期货市场噪声的实证分析中一般以统计上显著的价格变动(significantpricechanges)作为代理变量确定事件发生的日期,这就把发端于股票市场的事件研究方法改造以应用于期货市场。在统计上确定显著的价格变动即事件的视角又有理性预期和交易者互动之分。噪声是在理性预期的基础上被定义的,因此从理性预期的角度确定“非正常”价格变动具有明确的理论基础。然而,与股票市场不同,期货市场由于没有较为成熟的定价模型,因此难以采用具有明确经济含义的理性预期模型。较为成熟的期货市场虽然与其现货价格具有较强的相关性,但是由于期货市场兼具套期保值和价格发现的功能,因此现货价格的变动并不能完全体现期货理性价格的变动。华仁海(2005)对上海期货交易所铜、铝、橡胶三个品种期货和现货价格之间动态关系的经验研究表明期货和现货价格之间存在长期的均衡关系,但是期货市场在价格发现功能中处于主导地位。因此,期货市场的理性预期模型的构建往往借助于单变量时间序列模型。Ma,DareandDonaldson(1990)在美国期货市场价格噪声研究中采用Box-Jenkins方法以ARIMA模型来拟合正常的价格变化(理性预期的价格变化),这样抽象的期货市场噪声检验就转化为对实际价格变化与拟合正常价格变化的ARIMA模型值之间的残差所代表的非正常价格变动的事件研究,通过设立事件窗口对事件发生后累计价格变动是否显著的统计检验来检测噪声。Chen(1998)则从交易者互动的角度发展了另一类事件研究方法。交易者互动与交易者行为都是用来描述交易者之间相互作用而产生市场价格的过程,但是交易者行为侧重于各个不同类型的交易主体在面对约束条件下基于自身期望效用最大化的行为选择,而交易者互动则突出各类交易者的互相作用对于市场流动性供给(资产供给和需求的变化)的影响以及由此引发的价格波动。Chen(1998)从交易策略风险的角度对过度反应和均值回复(meanreversion)作了区分:过度反应是短期的价格异常,其价格反转常常在较短的时间内完成,因此利用过度反应的交易策略风险较低;均值回复则是维持时间较长的价格异常,其向均值回复的过程费时较多,因此利用均值回复特征的交易策略具有较高的风险。从交易者互动的角度出发,如果由于噪声交易者的行为市场对于信息的过度反应是持续和普遍的,那么就存在部分交易者充当噪声交易者的交易对手从而利用这种系统性偏差获利的机会。过度反应的短期特征,加之期货市场不存在卖空的限制和期货保证金的资金杠杆作用,隐含着逆市场过度反应方向的短期跨日交易策略具有显著为正的利润,即出现利好事件冲击后建立期货空头头寸、出现利空事件后建立期货多头头寸并在次日平仓的交易策略应该可以获得统计上显著的利润。如果市场对于信息的反应并非是过度的,那么逆市场过度反应方向的短期跨日交易策略的收益不会显著地不同于0。对于事件的认定则是以每日价格变动(相邻两个交易日的收盘价之差)样本的均值上下2个样本标准差的区间以外的统计上极端的价格变动来确定。借助于时间序列模型理性预期的价格变化可以在统计上较为准确地定义显著的价格变动,然而对连续出现价格非正常变动的交易日的处理暴露了此类事件研究法的不足:如果将连续出现价格非正常变动的交易日视为一个个独立的事件,那么就存在将由于共同信息引起的一次事件强行分割为各个独立的多次事件并且使得事件窗口无法设立,从而失去了操作的可行性;如果将连续出现价格非正常变动的交易日视为一个事件,虽然具有了操作的可行性,但是也带来了由于将多次独立事件视为同一事件造成的可能的估计偏误。不仅如此,如果期货市场对于信息的反应是比较迅速的①,那么将股票市场的事件研究法运用于期货市场可能是不恰当的。以交易者互动为逻辑基础的事件研究可以较好的处理连续交易日出现“事件”的情形,并且契合期货市场反应迅速的特征。但是Chen(1998)以每日价格变动(相邻两个交易日的收盘价之差)样本的均值上下2个样本标准差的区间以外的统计上极端的价格变动来确定事件的做法则因为缺乏理性预期的理论前提从而在事件认定上偏离了噪声的定义。因此,将理性预期和交易者互动的思路结合起来应用事件研究可以更好地考察中国期货市场上噪声的影响。从理性预期的角度出发,期货连续合约②的t期的价格变动应该由正常价格变动和非正常价格变动组成:其中,是基于t-1期的信息集的对的理性预期值,也就是正常的价格运动,而实际价格变化与正常价格变化的残差εt则体现了价格变化中正常变动之外的扰动。如果期货市场上不存在持续显著的噪声交易,那么应该具有白噪声扰动的性质。因此,检验的随机性也就成为检验期货市场噪声的一个突破口。我们用于实证分析的数据以1998年11月证监会批准重新修订后的大豆、小麦、绿豆、铜、铝、天然橡胶合约上市交易为起点。在此之前,中国期货市场处于过热发展的早期,而1998年11月的这次期货市场调整基本奠定了目前中国期货市场的制度环境和运行格局,以此为时间起点进行实证分析具有较强的现实意义。不仅如此,从1998年11月至今我国期货市场上交易成本、交易方式、保证金制度等的基本市场制度相对稳定,这就保证我们定义的事件不包含市场制度的变化。我们的样本数据是1999年1月到2006年4月的沪铜、沪铝、沪胶、连豆和郑麦的连续合约的日开盘价、最高价、最低价和收盘价数据和月交易量数据,数据来自上海大辰科技投资有限公司的路透信息系统。在同一个交易日,同时有到期日远近不同的连续多个合约,因此我们必须首先选定采用哪个合约作为代表性合约用于实证分析。从我们的研究角度出发,代表性合约必须具有较大的成交量,代表性合约必须是成交活跃、流动性好的合约,从而在研究中剔除低流动性的影响。有关美国和英国期货市场的实证研究一般采用连续第二个合约(nearbycontract)作为代表性合约(Ma,Dare&Donaldson(1990),Holmes&Tomsett(2004)),因为英美期货市场的交易量主要集中在近期合约。中国期货市场各个连续合约的交易量分布模式则有所不同。由于中国期货市场对于近期合约采取了提高保证金比例和限仓相结合的严格风险控制,大多数交易者倾向于在距离到期还有较长时间的中期合约进行交易。Guo和Li(2003)将这种交易量集中在中期合约的模式命名为“中期交易”(tradinginthemiddle)。表3列出了我们样本数据内的沪铜、沪铝、沪胶、连豆和郑麦的连续第二、三、四、五、六个合约①月交易量的均值:从表3的各个合约的月交易量均值中我们看出,中国期货市场的交易量主要集中在离到期日尚有一段时间的连续第三、四、第五个合约。月交易量均值较大可能是由于某些特定交易时段交易量剧增引发的,因此要考察各个合约交易量在长期内的关系还必须引入配对样本t检验。我们对各个品种连续合约的月交易量样本进行配对样本t检验,由于篇幅所限我们仅列出配对检验结果所显示的各个品种月交易量最大的三个合约的检验结果(表4):结合月交易量均值和月交易量的配对样本t检验结果,我们采用沪铜、沪铝、沪胶、连豆和郑麦的连续第三个合约作为代表性合约用于实证分析。由于期货市场由于没有较为成熟的定价模型,因此采用何种模型来拟合正常的价格变动就成为基于过度反应的市场有效性检验的关键。我们要通过采用恰当的统计模型拟合正常的价格变化来获得白噪声的非正常价格变动。Ma,DareandDonaldson(1990)用ARIMA模型来拟合正常的价格变化;华仁海和仲伟俊(2003)对于铜、铝、大豆对数价格变化的统计特征的研究表明期货对数价格变化具有尖峰、厚尾、异方差的特点,因此采用了GARCH模型来刻画期货对数价格变化的波动特征。结合以上的研究,我们采用ARMA-GARCH模型来拟合正常的价格变动。表5的结果表明沪铜和连豆的正常价格变化可以用ARMA(1,1)-GARCH(1,1)来拟合和沪铝、沪胶和郑麦的正常价格变化则可以用GARCH(1,1)来拟合。在用ARMA(1,1)-GARCH(1,1)模型和GARCH(1,1)模型表达中国期货市场各个品种的正常价格变化的基础上,我们得到各品种的非正常价格变动的时间序列,并且各品种的非正常价格变动的均值均不能拒绝均值为0的原假设。因此,我们以非正常价格变动的时间序列样本中在5%的水平上显著为正或为负的统计上显著的价格变动作为代理变量,确定事件的发生。为了剔除“周末效应”和“假日效应”对我们事件选取的影响,我们首先要在每日收盘价变动的序列中将样本数据中跨周(周一与上周五的收盘价之差)和跨节日的每日价格变动去除,同时还要剔除期货连续合约构成中一个合约到期后另一个合约递进时引发的不自然的价格变动①。表6列出我们样本数据内各品种的利好事件和利空事件的数量:在确定了事件和事件日后,我们就可以计算出现利好事件冲击后建立期货空头头寸、出现利空事件后建立期货多头头寸并在次日平仓的逆市场过度反应方向的短期跨日交易策略的收益。然而由于是从交易者实施交易策略的角度出发,逆市场过度反应方向的交易策略的收益却不能如理性预期角度那样简单地用相邻两个交易日的收盘价之差来表达。从实际交易策略的操作层面来看,由于开盘和收盘时段价格波动较大,实施逆市场过度反应方向交易策略的交易者在平仓时可能会选择避开交易日的开始和结束时段而在中间时段完成交易。因此,我们采用Chen(1998)提出的每日价格变动形式作为逆市场过度反应方向的交易策略的收益:其中C,为事件日t的收盘价,分别为事件日后一天即t+l的日最高价、日收盘价、日开盘价、日最低价。这样表达逆市场过度反应方向的交易策略的收益(简称测算标准1)更贴近实际操作的情形。同时我们也不能排除实施逆市场过度反应方向交易策略的交易者在开盘和收盘时平仓的情形,因此我们还采用了(3)(测算标准2)和(4)(测算标准3)所表达的逆市场过度反应方向的交易策略的收益,以便于不同测算标准的比较:如果市场对于信息的过度反应是持续和普遍的,那么逆市场过度反应方向的短期跨日交易策略具有显著为正的利润,即出现利好事件冲击后建立期货空头头寸、出现利空事件后建立期货多头头寸并在次日平仓的交易策略应该可以获得统计上显著的收益。因此,我们对如下假设进行检验:H0:在利好和利空事件发生后,逆市场过度反应方向的短期跨日交易策略的收益不会显著地不为0。如果拒绝原假设,那么逆市场过度反应方向的短期跨日交易策略的收益显著地不为0,这意味着市场对于信息的反应受到噪声交易的较大干扰。表7、8、9列出了逆市场过度反应方向的交易策略的收益的实证结果:从表7、8、9的实证结果我们可以看到:采用不同的测算标准得到的逆市场过度反应方向的短期跨日交易策略收益的均值有着较大的差异,这表明采用不同测算标准有其必要性。然而,无论采用何种测算标准,无论是全部事件样本还是细分的利好、利空事件样本,沪铜、沪铝、沪胶、连豆和郑麦市场上实施逆市场过度反应方向的短期跨日交易策略的收益均不能拒绝收益为0的原假设。因此,中国期货市场上并不存在显著的系统性的过度反应,噪声交易并没有对市场对于信息的反应产生持续的明显干扰。三、国内外市场的关联性赵进文(2004)运用OLS回归研究了大连商品交易所的大豆期货与美国芝加哥期货交易所的大豆期货之间的关联性,回归模型的拟合度表明两个市场之间存在高度的相关。肖辉、吴冲锋等(2004)运用Gonzalo-Granger和Hasbrouck提出的信息份额(informationshare)模型来研究上海铜期货市场与伦敦金属交易所铜期货市场之间的关联性,通过测量两个市场持有的信息内容对于共因子方差的贡献来表现不同市场在价格发现中的作用,其实证结果表明伦敦市场在价格发现中占主导地位,但是上海市场对于价格发现的贡献正在逐步提高。徐信忠、杨云红和朱彤(2005)利用线性回归和Hasbrouck信息份额分析方法也对上海铜期货市场与伦敦金属交易所铜期货市场之间的关联性进行了研究,其主要结果表明:在1995-2004年的时间里,伦敦金属交易所在铜期货价格引导关系和信息份额上具有一定的优势;但对数据的分段研究表明,上海期货交易所相对于伦敦金属交易所的价格引导关系不断加强,信息份额不断上升。华仁海和陈百助(2004)运用协整和Granger因果检验对期货市场的四个品种:铜、铝、大豆和小麦国内市场与国外市场的关联进行了实证研究,其结果表明:上海期货交易所的铜、铝与伦敦金属交易所的铜和铝的期价之间存在长期的均衡关系;大连商品交易所的大豆和芝加哥期货交易所的大豆之间存在协整关系;郑州商品交易所的小麦和芝加哥期货交易所的小麦之间不存在协整关系。张屹山、方毅和黄琨(2006)通过Granger非因果检验也发现:国内价格波动并不是国际价格的波动的原因,但是国际价格的变化则是国内的铜、铝、大豆的价格变化的原因,国内外小麦市场之间不存在明显的相关关系。张屹山、方毅和黄琨(2006)的研究进一步指出了国内外市场关联性的特征:国内期货市场对于信息的反应滞后于国际市场。华仁海和陈百助(2004)、张屹山、方毅和黄琨(2006)的实证研究均表明郑州小麦与国际市场的联系并不密切。因此我们主要考察沪铜与伦敦金属交易所的铜期货(简称伦铜)的关联性、沪铝与伦敦金属交易所的铝期货(简称伦铝)的关联性和连豆与芝加哥期货交易所的大豆期货(简称美豆)的关联性。我们用以实证的数据是2001年1月到2006年4月沪铜连续第三个合约和伦铜3月的日收盘价格、2001年1月到2006年4月沪铝连续第三个合约和伦铝3月的日收盘价格以及2002年1月到2006年4月连豆连续第三个合约和美豆连续第三个合约的日收盘价格,数据来自上海大辰科技投资有限公司的路透信息系统。伦敦金属交易所交易的铜、铝期货的短期(距离到期日3个月以内的)合约是连续交割的,也就是说在交割月份当中的每一天都可以进行期货的交割,而沪铜、沪铝的交割只在交割月份的16-20日进行。但是,这种合约设计的差异、对于我们研究的主题影响不大。为了将国内现货市场对于国内期货价格的影响剥离出来,我们还引入了同期的现货日价格,铜铝的现货价格来自上海有色金属网,大豆的现货价格采用天琪期货提供的黑龙江油厂的油用大豆收购价。表10列出了国内外期货价格和国内现货价格的对数水平和对数变化(沪铜连续第三个合约、伦铜3月和上海铜现货的对数价格变化分别简写为RSCF、RMCU和RSSC,沪铝连续第三个合约、伦铝3月和上海铝现货的对数价格变化分别简写为RSAF、RMAL和RSSA,连豆连续第三个合约、美豆连续第三个合约和国内大豆现货的对数价格变化分别简写为RDSA、RS和RDSS)的平稳性检验结果(采用含常数项不含趋势项的ADF检验):由表10的检验结果可知:国内外期货和国内现货的对数价格序列是不平稳的,而国内外期货和国内现货的对数价格变化序列则是平稳的。我们首先通过Johansen协整检验考察国内外期货价格序列之间是否存在协整关系,表11、12、13给出了对国内外期货对数价格水平进行含常数项不含趋势项的Johansen协整检验的结果:由表11、12、13的Johansen协整检验结果表明,沪铜与伦铜市场之间存在协整关系,而沪铝与伦铝、连豆与美豆之间则不存在协整关系。因此,从长期来看,沪铜与国际市场的紧密程度要高于沪铝和连豆。这意味着与其它市场相比较,国内铜市场的对外开放度较大。由于表10的平稳性检验的结果表明国内外期货和国内现货的对数价格变化序列是平稳的,因此我们可以通过VAR框架下的方差分解来考察国内价格波动受到国际价格波动、国内价格波动、国内现货价格波动影响的程度。VAR模型的设定涉及到模型滞后阶数的确定。我们根据赤池信息准则(AkaikeInformationCriterion,AIC),将不同滞后阶数的VAR模型的赤池信息准则数值进行比较后设定国内外期货对数价格变化的VAR模型的滞后阶数为3。图1、图2和图3给出了国内期货对数价格变化的方差分解结果:图1、图2和图3表明:国内期货市场的铜、铝和大豆的价格波动更多地来自自身价格的波动,方差分解的结果显示沪铜、沪铝和连豆的短期波动中自身波动的比例均超过60