h股指数期货与加权指数期货上市前后市场价格波动分析

h股指数期货与加权指数期货上市前后市场价格波动分析

一、美国期货交易对市场的影响直到1965年，cnc首次提出了统一的期货交易。此后，投资者和科学家开始讨论期货交易是否会影响相应的折扣价格。关注此类问题的一个重要原因在于现货市场的参与者普遍认为期货市场中的投机者的存在加剧了现货市场的波动,除了进行理论性的探讨外,学者们还对这一问题进行了相当多的实证分析,并且得到了政策制定者的广泛关注。对此问题的深入审查导致美国的期货市场遭受各种法律法规的严格监督,即使就期货交易对现货市场的影响进行了大量相关研究,但是现货市场的参与者和政策制定者对期货交易仍抱着怀疑的态度。例如,一些人认为程序化交易和期货交易导致了1987年10月股票市场的崩盘,建议对期货交易进行更严格的监管,包括提高保证金比例。但是,进一步的监管可能会对金融市场的运行产生负面的影响。由于各国资本市场有自身的特点,所以股指期货上市对现货市场产生影响就不可一概而论,即使在大体情形类似的情况下也会导致股指期货上市后对现货市场影响的不同结果。从长期看,股指期货的上市对现货市场的影响应该是相似的,因为研究区间的加大会在一定程度上排除单个市场自身的特点因素。但是,从短期看,资本市场特征是决定股指期货在上市短期内对现货市场产生何种影响以及这个影响持续时间的关键因素。本文将从期货的价格发现功能及其对信息传递速度的角度出发,针对中国香港H股指数期货和台湾加权指数期货,用修正后的GARCH模型分析股指期货上市对现货市场价格波动和信息传递速度的长期影响,为我国大陆股指期货的上市对现货市场产生影响的判断提供参考依据,并为各类现货和期货投资者提供战略决策的依据。二、期货交易与市场之间的联系股指期货市场对现货市场价格波动的影响来源于三个方面:股指期货市场中的投机行为、股指期货与现货之间的交易策略的应用以及市场信息的传递速度。因为期货鼓励投机行为,所以对投机者产生的影响在期货交易开始后便成为讨论的焦点。事实上,投机者成为了套期保值者风险转移的对象。进一步说,期货价格和现货价格提高是相关的,但期货交易比现货交易的交易成本更低,所以期货交易吸引了大量的投机者。关于投机者的影响持相反观点的Kaldor(1960)和Friedman(1953)认为,传统的投机行为被视作可以减缓价格波动的过程,在传统观念中并不认为投机行为会增加价格的波动性,但前提是投机行为是亏损的,即在价格低时卖,在价格高时买。但是,Kaldor指出,这种情况意味着投机行为对仓位的需求和供给量仅占仓位总供给和需求量的很少比例。如果并非如此的话,那么单个投机者预测其他投机者的心理比单纯地关注非投机因素的趋势可能会获得更大的收益。因此,Kaldor认为,投机行为可能会制造一个净损失,一些投机者获利而同时加剧市场的波动。同时,Friedman(1953)也认为当投机者可能损失时,很难看到为什么很少有将他们输掉钱作为一种假设。关于投机者和期货对现货价格波动性的影响的争论暗示着,增加波动性的结论是人们想要的。但是,这是一个误导,因为其未能认识信息和波动性之间的联系。价格依赖于当前市场的有效信息。正如Cox(1976)所指出的那样,期货交易可以改变有效信息,这是因为,第一,期货吸引了额外的交易者进入市场。第二,因为期货市场中的交易成本低于现货市场中的交易成本,新信息可以更快地传递到现货市场中。根据French和Roll(1986)的研究表明,股价收益率的波动与信息密切相关。由于信息的影响而使得投资者的期望改变,从而导致价格产生波动,Hodgson和Nicholls(1991)更进一步指出,如果期货市场等衍生品市场扮演提供信息的角色,从而成为信息中心,则能为现货市场的交易者提供额外的信息并为其提供避险或买卖决策参考,使得信息得以有效运用;Chan等人(1991)的研究也表明新的市场信息在股指期货与股票市场之间传播,两个市场均有相互价格发现的作用,在现货市场开始的新信息反映至期货市场造成期货市场波动的同时,源于期货市场的新信息也反映于现货市场的波动中,形成两个市场互相影响。在股指期货市场建立以后,随之产生了股指期货与其标的资产间的交易策略,程序交易、套利交易、投资组合保险和投机等交易策略在市场上的运用日渐广泛。通过简单的供求原理,各种交易策略的实施对金融市场价格可能产生明显的影响。Hodgson和Nicholls(1991)在解释股票现货市场波动性增加的原因时认为可能受到投机活动、交易储存成本关系的套利行为、程序交易或投资组合保险技术的间接影响;Edwards(1988)也指出,投资组合保险交易与程序化交易可能引起异常的股价波动,当股价指数到达某一预定价位时,此交易策略会导致大量的股指期货交易,如果市场自营商没有事先预料到这种大量的买进或卖出交易行为时,市场上会出现委托单不平衡的现象,而使得价格产生波动。在文献中一般采用的方法是检验期货上市前现货价格的波动性,并将之与期货上市后的价格波动性进行比较分析。在期货上市前后波动行为的研究中,为了更准确地评估期货交易产生的影响,必须将其他的影响因素剔除,典型的方法就是引入一个与期货合约无关的代理变量,同时将期货交易的影响以虚拟变量的形式纳入回归方程。则回归方程为:Yt=a0+a1Xt+a2DF+ut(1)其中,Yt表示现货价格水平;Xt表示市场外部影响现货价格的变量,即:导致现货价格变动的非期货价格因素;DF是虚拟变量,在期货推出之前DF=0,在期货推出之后DF=1,DF变量的系数显著,则期货对现货价格变动产生重要影响。Froewiss(1978)用回归分析检验GNMA价格的变动与债券价格变动的关系,得出结论是在期货推出后并没有显著的变化,现货的周价格不会随着期货的推出而变动。相反,Figlewski(1981)的研究中却得出了不同的结论:期货市场的变动会增加现货市场价格的月变化。Simpson和Ireland(1982)用回归分析和多元时间序列的模型在区间之内分析期货对现货日和周价格变化的影响,结果发现,无论是当天的还是一周的价格,期货价格都不能有效地影响现货价格波动。Bhattachary(1986)使用Granger的方法研究期货与现货价格变动之间的关系,虽然他们得出结论期货价格变动会引起现货价格的变动,但是他们并没有说期货是否加剧了现货市场的价格变动。Edwards(1988)测试股票市场在股指推出前和推出后的变动情况,发现当S&P推出后股票市场的波动性降低了,但价值线指数的这一情况却并不明显。Aggarwal(1988)研究发现在未推出股指期货之后,现货市场的变化更无常,这一点对每个市场都适用,不单单是股指期货,因此,不能作为股指期货使现货市场价格变动的先决原因。Becketti和Robert(1990)研究了股票回报的变动幅度,得出结论股票市场的变动或者波动的幅度与股指期货无关。Brorsen(1991)作了关于推出股指期货之前和推出之后的时间序列的方差分析,发现日价格的方差变动非常大,5天和20天的就没有那么大。介于以上的回顾,我们发现大多数的研究表明,在美国证券市场期货合约的上市并未对现货市场波动产生重要的影响,这些研究未能发现期货显著影响——增加或减少现货市场的波动性。但是,由于美国和亚洲资本市场,特别是中国资本市场的发展程度存在巨大差异,这一结论能否直接作为亚洲资本市场的经验借鉴还存在疑问。国内学术界就股指期货上市的影响也存在较大分歧,徐旭初(2003)利用多个指标考查了股市运行效率,结果认为股指期货的推出从总体上促进了股票市场运行效率的提高,同时期货市场自身也具有较好的运行效率。张屹山、孟庆福(2002)则认为,在目前情况下,推出股指期货,只会使投机气氛更浓,而且期货市场与股票市场不同,不仅是零和博弈,更重要的是其只有规避风险和价格发现两大功能,如果这两大功能无法发挥,就是纯粹的“赌场”。这样,无疑会将股市中的大量资金吸引到期货市场上来。以国外较为成熟的研究方法为基础,本文将对与我国大陆股指期货上市具有相似条件的香港地区证券市场和台湾地区证券市场进行研究,分析H股指数期货和台湾加权指数期货上市对现货市场的影响,以期为我国大陆股指期货市场的健康发展提供理论依据和借鉴经验。三、研究方法和数据1.考虑市场波动的条件方差模型正如前面所讨论的那样,研究仍然存在争论,首先是关于期货是否实际对现货市场的波动性产生了影响;其次是关于这种影响加剧了相应现货市场的波动性还是缓解了现货市场的波动性。引起争议的根源主要在于所使用的波动性的衡量标准。正如Board和Sutdifie(1991)指出的那样,波动性研究对其衡量指标具有敏感性。此外,基于构建的波动性衡量指标的研究毫无疑问地假设现货市场价格的变化是同方差的,但是,实证研究证明股票收益率是异方差的。因此,基于这种假设进行研究所得到的结论是不可信的。所以,波动性的差异可能是因为引进了期货交易,也可能是收益率的依赖性造成的。因此,对检测的时间跨度的选择会显著地影响结果。更重要的是,以往的研究未能将信息和波动性直接联系起来。正如在式(8)中所看到的这种联系是很重要的,因为信息流比例的任何变动都将会改变现货资产价格的波动性。除非信息持续不变,否则即使在一个交易日里,波动性也必然随时间的变化而变化。捕获波动的时间变化特性的方法是采用GARCH过程对条件方差进行建模。用OLS对如式(9)的回归方程进行估计,则要求残差项是同方差的。但与之不同的是,GARCH模型拟合残差项的条件方差时,将其视作残差平方滞后项和残差条件方差滞后项的函数。GARCH模型的优点就是可以捕获到金融数据波动聚类的趋势。误差项为GARCH(p,q)过程的模型可以表示为:Yt=a0+a1Xt+ε1,εt|ψt-1ue0b6N(o,ht)(2a)ht=a0+Σi=1pαiε2t−i+Σj=1qβjht−jht=a0+Σi=1pαiεt-i2+Σj=1qβjht-j(2b)其中,式(2a)是条件均值方程,式(2b)是条件方差方程,是信息设置。要很好地定义一个GARCH过程,α和β必须为非负数。Engle和Bollerslev(1986)提出了IGARCH模型作为GARCH模型的扩展形式。IGARCH模型的特征就是具有非平稳变量的特性。任何对过程方差的冲击都是持久的。将一个过程识别为IGARCH,式(2b)中参数α和β的和必须为1,这就意味着在自回归多项式中存在近似单位根。如果存在近似单位根,那么当前的信息对于所有水平的条件方差的预测仍是重要的。在分析信息、现货价格波动与期货交易影响的关系时,有两点需要注意。首先,期货交易的存在是否对波动性产生了影响?其次,更重要的是,如果期货交易对波动性的影响是存在的,那么是如何影响,即当期货交易推出后,信息和波动性是什么关系?为了解决第一个问题,我们将虚拟变量引入条件方差模型,期货交易推出前其值为0,期货交易推出后其值为1。因此,式(2b)变为:ht=a0+Σi=1pαiε2t−i+Σj=1qβjht−j+γht=a0+Σi=1pαiεt-i2+Σj=1qβjht-j+γDF(3)其中,DF是虚拟变量,如果虚拟变量在统计上是显著的,那么期货交易的存在对现货市场的波动性是有影响的。为了分析第二个问题,我们把观测区间分为期货交易推出前和推出后这两个区间。用式(10a)和(10b)分别对这两个区间进行估计,从而对期货交易推出前后现货市场波动性的特性进行比较研究。2.非市场因素及样本选择本文的数据来源于Wind资讯金融数据库和财汇金融分析数据库,H股指数期货样本区间为1996年7月2日至2007年10月8日,台湾加权指数期货研究样本区间为1992年4月23日至2007年10月24日。2003年12月8日,H股指数期货合约在中国香港交易及结算有限公司上市,标的指数是恒生中国企业指数(国企指数),涵盖恒生中国内地综合指数成份股中的所有H股。国企指数期货合约是香港上市的与内地经济发展最紧密相关的指数期货合约。1997年香港回归中国后,香港经济和内地经济的联系日益紧密,内地公司纷纷在香港交易所挂牌上市。内地经济对香港经济的促进作用在一定程度上通过H股的表现得以反映。本文以2003年12月8日为时间点,将研究样本区间分为H股股指期货推出前和推出后两个时间段。除了研究H股指数期货合约的开出对国企指数走势的影响外,本文将选择恒生指数和红筹指数中与国企指数更具紧密相关性的指数作为国企指数的替代指数,进行对比分析。研究的时间区间中共有2781个研究样本,其中H股指数期货推出前共有1939个研究样本,股指期货推出后共有642个研究样本。本文采用指数对数收益率衡量现货市场的波动性,同时,选用银行同业拆借利率的波动率为最影响现货市场的非市场影响因素。国企指数的成份股是上市的内地公司,基本面是内地公司的经营业务,市场影响因素主要来自于内地经济状况和经济政策的影响。但是,香港银行间拆借利率与现货市场是有关联的,因为现货市场的资金量会受到利率的影响。所以,本文以此将香港银行同业拆借年利率作为影响现货价格的非市场因素。中国台湾期货交易所1998年7月21日推出台湾加权指数期货,本文以该时间点将台湾股指期货的研究区分为两段,股指期货上市前的研究样本为1739个,上市后的研究样本为2294个。由于台湾股票现货市场与东京股票市场联动性较大,本文选取日经225指数收益率作为台湾现货市场价格波动的非市场影响因素。四、综合分析的结果1.香港金融风暴对h股指数期货影响机理的回归分析表1所示的是香港股票指数收益率与银行同业拆借利率波动率的相关系数,从表中数据可以发现,与恒生指数相比,红筹指数与国企指数的相关性更强。因此,本文选择红筹指数作为H股现货指数的替代指数。同时,从表中可以看出,香港银行1年期同业拆借利率与红筹指数和国企指数的相关系数均低于0.2,说明银行拆借利率和大盘指数的相关性较小,同时相关系数均为负,则表示在一定程度上由于银行拆借利率的提高会通过收缩资本市场资金使得现货价格下跌。这与本文选取银行1年期同业拆借利率波动率作为现货市场的非市场因素的设想是一致的,因此,选择银行同业拆借利率波动率是恰当的。表2所示的是3个变量序列的描述性统计量,H股指数期货推出后,国企指数和红筹指数的均值和中位数比指数期货推出前都有所增加,说明指数期货推出后的4年H股现货市场整体呈现上涨走势。同时,H指数期货推出后,国企指数和红筹指数的标准离差有明显的下降,国企指数收益率的标准离差由指数期货推出前的0.02726下降到指数期货推出后的0.01545,红筹指数收益率的标准离差由指数期货推出前的0.02887下降到指数期货推出后的0.01538,这在一定程度上说明指数期货推出后,现货市场价格的波动性降低了。本文首先采用式(11)将H股指数期货的推出这一事件作为一个虚拟变量,代入GARCH模型中,同时,由于H股指数期货推出后经历了1997年的亚洲金融危机,为了检验香港1997年的金融风暴对现货市场的价格波动是否造成了长期的决定性影响,本文在GARCH模型的主式中加入了虚拟变量Dc,本文定义的香港金融动荡时期始于1997年8月14日一些实力雄厚的投资基金进入香港汇市,结束于1997年11月10香港股市基本稳定,此间Dc取值为1,其他时间点取值为0。本文分别选取了p=1,2,3,q=1,2,3对GARCH(p,q)进行回归分析,并根据AIC和SC值选择最恰当的参数值。RHSttΗS=a0+a1RHKBORttΗΚBΟR+a2Dc+εt(4a)ht=a0+Σi=1pαiε2t−i+Σj=1qβjht−j+γDfht=a0+Σi=1pαiεt-i2+Σj=1qβjht-j+γDf(4b)其中,RHSttΗS为国企指数收益率或者红筹指数收益率;RHKBORttΗΚBΟR为香港银行1年期同业拆借利率;Dc为1997年香港金融风暴事件的虚拟变量;Df为H股指数期货上市事件的虚拟变量,上市前Df=0,上市后Df=1。国企指数收益率适合采用GARCH(2,1)拟合,模型中不含Dc时红筹指数收益率适合采用GARCH(2,1)拟合,模型中含Dc时红筹指数收益率适合GARCH(1,2)拟合,从表3的回归数据可以发现,对于国企指数而言,含有Dc的回归方程系数a2不显著,说明1997年香港金融风暴并没有对H股现货市场产生持久的影响。考虑不含Dc的国企指数收益率回归方程,所有的系数在5%的水平上都是显著的。同时,作为度量期货交易事件影响的虚拟变量Df的系数γ为负,并且在1%水平上显著,说明H股指数期货的推出使得现货市场的波动性降低了,这与通过现货指数收益率的标准离差得到的结论一致,红筹指数收益率的回归结果同样验证了这一结论。表4是时间区间分段回归的结果,H股指数推出前的模型分别含有和不含有香港金融风暴虚拟变量Dc进行了回归。对于指数期货推出前后两个时间区间的回归结果中,GARCH模型的参数系数均在1%的水平上显著,可以通过检验GARCH模型中参数行为的变化进一步分析指数期货的推出降低了现货市场波动性的结论。首先需要关注的是,指数期货推出前现货指数收益率用GARCH(2,2)拟合较好,而指数期货推出后现货指数收益率则用GARCH(1,1)拟合较好,指数期货的推出导致现货市场波动性的特征发生了变化。指数期货推出后,α0大幅增加的同时,α1和β1却相应减小了,最终指数期货推出前(不含Dc和含有Dc)和推出后波动性的无条件方差α0/(1-α1-β2)分别为-0.0000025、-0.0000270和0.0002971,指数期货推出后无条件方差由负变为正,这说明指数期货的推出使更多的信息传递到现货市场中。指数期货推出后α1值减小了将再次证明现货市场的波动性在指数期货推出后降低了。α1是滞后误差项平方的系数,而滞后误差项反映的是t-i(i=1,2)日现货市场价格的变化。假设市场是有效的,那么市场中针对现货指数定价因素的影响信息的出现导致了现货价格的变化,则α1表示的是昨日市场价格的变化对今日价格变化的影响。假设这种变化与昨日信息的出现相关,则α1就可以被视为一个“消息”系数,如果其值较大就表示近期消息对价格有较大的影响。指数期货推出后α1的值大幅降低了,同时GARCH模型中p=2变为p=1,这说明指数期货的推出使得前1日和前2日信息对当日价格的影响极大地降低了,这有可能是因为大部分信息当日即可传递到现货市场,指数期货的推出极大地加快了信息的传递速度。与α1类似,可以将β1看作是影响今日价格的“旧消息”。β1是滞后方差项的系数,表示t-1日前出现的所有信息对今日现货市场价格的影响。指数期货推出后信息传递速度的大幅增加导致过去消息的不确定将会降低,即“旧消息”对今日价格变动的影响将会降低,β1的值在指数期货推出后下降了正好证明了这一观点。2.市场间价格稳定性的回归分析表5所示的是台湾加权指数收益率的描述性统计量,股指期货上市后,指数收益率的均值降低了,但是,标准离差有小幅增加,指数波动性有增加的迹象。图2是台湾加权指数收益率的时间序列图,从图中可以看出,股指期货上市前后,现货市场波动性有明显加剧的迹象。为了验证股指期货上市对现货市场波动性产生的影响以及现货市场信息传递速度的变化,报告仍采用GARCH模型进行分析。在此,报告将台湾加权指数收益率作为现货市场的价格波动指标,而将日经225指数收益率作为台湾加权指数收益率的非市场影响因素,同样,我们在模型中加入了股指期货上市和1997年亚洲金融危机两个因素。RTWttΤW=a0+a1RRJ225ttRJ225+a2Dc+εt(5a)ht=a0+Σi=1pαiε2t−i+Σj=1qβjht−j+γDfht=a0+Σi=1pαiεt-i2+Σj=1qβjht-j+γDf(5b)其中,RTWttΤW为台湾加权指数收益率;RRJ225ttRJ225为日经225指数收益率;Dc为1997年亚洲金融风暴事件的虚拟变量;Df为台湾加权指数期货上市事件的虚拟变量,上市前Df=0,上市后Df=1。从表6的回归数据可以发现,含有Dc的回归方程系数a2不显著,说明1997年亚洲金融风暴并没有对台湾股票现货市场产生持久的影响。考虑不含Dc的回归方程,所有的系数在5%的水平上都是显著的。同时,作为度量期货交易事件影响的虚拟变量Df的系数γ为负,并且在1%水平上显著,说明台湾加权指数期货的上市从长期看仍使得现货市场的波动性降低了,这与单纯地从收益率的标准离差来看,结论是相背离的,但GARCH模型反映的是指数期货上市后对现货市场波动性影响的长期趋势。台湾加权指数期货上市前现货指数收益率用GARCH(2,1)拟合较好,而指数期货推出后现货指数收益率则用GARCH(1,1)拟合较好,指数期货的推出导致现货市场波动性的特征发生了变化。指数期货上市后,α0和α1减小的同时,β1却增大了,最终指数期货上市前(不含DC和含有Dc)和上市后波动性的无条件方差α0/(1-α1-β1)分别为0.0000965、0.0002119和0.0000191,指数期货上市后无条件方差减小,指数期货上市后现货市场的信息传递量明显增加。台湾市场所得到的实证结论与香港H股指数期货上市后对现货市场信息传递速度产生的影响是一致的。从香港H股指数和台湾加权指数的波动性时间序列(图1和图2)看,两个市场股指期货上市对现货市场价格波动性的短期影响存在巨大差异,这是由两个市场不同的投资者结构所决定的。市场投资者结构决定期货市场价格发现机制发挥作用需要的时间,价格发现功能的发挥与否又是现货市场价格波动性的重要影响因素。从香港恒生指数期货和H股指数期货的上市来看,正是由于在上市一开始机构投资者的广泛介入,使得股指期货的价格