A50股指期货对我国内地股市波动性影响实证研究

李堪

【摘 要】股指期货异地上市不仅会对本土股票主市场和衍生品市场产生多方面的影响,而且涉及到本土市场金融定价权等一系列问题.本文通过建立ARMA-GARCH和ARMA-EGARCH模型,研究了新加坡富时A50股指期货的推出对我国股市的影响,结果发现股指期货异地上市减缓了信息向我国股市的传递速度,并且使得旧信息对股票市场影响的持续性增强.面对股指期货异地上市带来的影响,加强跨市场监管才是解决问题的关键所在;此外还应加快完善本土股指期货制度,保护本土市场定价权,降低异地上市股指期货对本土的影响. 【期刊名称】《金融发展研究》 【年(卷),期】2010(000)001 【总页数】5页(P-68)

【关键词】股指期货;异地上市;波动性;跨市场监管 【作 者】李堪

【作者单位】中国社会科学院数量经济与技术经济研究所,北京,100102 【正文语种】中 文 【中图分类】F830.91

股指期货异地上市是指以一个国家或地区的股票价格指数作为交易标的物的股指期货合约在另外一个国家或者地区上市交易。通常把股票价格指数所在国家或者地区的股票市场和衍生品市场称为本土市场，把推出股指期货合约的异地上市交易的国

家或地区的股票市场和衍生品市场称为异地市场。

世界上第一只异地上市交易的股指期货是1986年9月3日在新加坡国际金融交易所上市交易的日经225股票指数期货，随后在很多的交易所陆续出现异地上市的股指期货。股指期货异地上市会对本土市场产生正面的还是负面的影响呢？从摩根股指期货的推出来看，这只异地上市的股指期货的推出增加了本土市场的波动性（郭睿，2005），从这一点来看是造成了一定的负面影响。

近几年来，我国国内经济快速发展，国内股票市场也在不断的完善，股权分置也在顺利的进行，国内对股指期货的需求也越来越大，推出的条件也基本具备。然而，就在2006年9月5日，新加坡交易所却先于我国推出了新华富时中国A50指数期货，成为第一支中国A股股指期货。

2010年1月8日已经同意推出股指期货试点，但股指期货的正式推出尚需3个月的准备时间，我国在金融创新方面迈出了重要的一步，是金融市场一个里程碑式的改革。面对国外市场对我国金融市场定价权的争夺，我国金融市场也亮出了自己的武器。在此市场环境下，研究股指期货异地上市对我国股票市场的影响将更有现实的意义。

目前国内外对于股指期货异地上市的专门研究比较少，更多的文献研究集中在股指期货本土上市的研究。对股指期货本土上市的研究主要是研究期货与现货二者之间的互动关系。第一种关系是股指期货市场和现货市场的波动关系，第二种关系是期货市场和现货市场的信息传播，即价格发现引导关系。

关于股指期货市场与现货市场的波动关系的研究，国内外学者的观点也不尽相同。第一种观点是股指期货的推出减缓了现货市场的波动性。Robinson（1993）对1980－1993年富时100指数期货和现货市场的研究发现，股指期货的推出减小了现货市场的波动性。国内学者陈芳平和李松涛（2006）利用GARCH和EGARCH模型对新加坡SGX、日本OSE和芝加哥CME先后推出日经225股指期

货合约事件对日本股票市场波动性实证研究发现，本土市场的股指期货的推出减缓了本国股市的波动性，而国外推出以本国指数为标的物的股指期货合约的影响不确定。

第二种观点是股指期货的推出增加了现货市场的波动性。Antoniou和Holmes（1995）、Chang（1999）研究发现，股指期货交易增加了股价的波动性，改善了现货市场的信息反应速度。郭睿（2005）利用GARCH模型分析了股票市场，发现摩根台指期货和股指期货推出都增加了其现货市场的波动性。 而大多数文献则表明现货市场的波动性在股指期货推出后没有发生明显变化，这是第三种观点。Pericli和Koutmos（1997）、李华和程婧（2006）的研究表明，指数期货没有改变现货市场的波动性。韩鹏举（2006）通过GARCH（1，1）和TGARCH（1，1）模型考察了股指期货异地上市对现货市场波动性的影响，结果发现，异地股指期货推出没有改变现货市场的波动性，但是增加了现货市场的信息传递速度。 （一）样本数据及其处理

研究中我们采用沪深300指数作为国内现货价格，样本区间为2005年4月11日到2008年2月29日，对于样本区间内停盘日的数据，采用距离该停盘日最近的前一个交易日的数据进行补充，处理后共有755个数据。新加坡富时A50股指期货合约是2006年9月5日在新加坡证券交易所上市的。因此我们把研究区间分为股指期货上市前后两个子区间，即股指期货上市前2005年4月11日至2006年9月4日，共366个数据，股指期货上市之后2005年9月5日至2008年2月29日，共3个数据。虽然新加坡富时A50股指期货的标的现货是A50指数，与国内的现货指数沪深300不同，但我们通过Granger因果关系检验可知，在10%的置信度下，沪深300单向引导A50指数，这说明这两个现货指数存在高度的相关性。因此我们选择沪深300指数作为国内的现货指数，具有合理性。数据

来自yahoo财经网站和Wind资讯。 （二）描述性统计量

我们定义沪深300指数收益率序列为 Rt= log(Pt)- log(Pt-1)。由于收益率接近于零，E( Rt)≈0，所以，波动率 σ2= E［ Rt- E( Rt)］2= E( Rt)2，即每日收益波动可视为收益率的平方。通过对每个市场收益率序列 Rt和均方收益率序列时间轨迹做图（图1）可以发现，随着时间推移两序列均出现多个异常的峰值，波动具有一定的突发性和显著性，同时收益率异常波动具有明显的聚类现象（即ARCH效应），在某个时间段异常波动常集中在一起，这种现象在均方收益率图中表现尤为明显。由此可初步判断收益率序列的波动性具有条件异方差的迹象，表明这些序列中出现的扰动不是白噪声过程。

表1给出了收益率的基本统计描述。Jarque-Bera统计量表明，在1%水平下两市收益率都显著异于正态分布，超常峰度都大于0，尖峰特征非常明显，因此，其分布具有明显的“尖峰厚尾”现象。另外，滞后1至10阶的自相关系数是否联合为0的Q（10）统计量检验表明，在5%显著水平下，指数收益率序列不具有显著的自相关现象，而Q2（10）表明指数收益率平方序列均具有显著自相关现象，说明收益率序列波动聚类现象十分显著，这与从两市收益率序列图中的观察完全一致。通过对收益率序列单位根检验，结果显示各个时期的指数收益率序列显著平稳，服从I（0）过程，可以对其建模。

（三）ARMA（1，1）-GARCH（1，1）模型和实证结果

本部分的主要目的是考察波动性的变化，所以我们假设收益率的波动性结构是没有发生变化的。一般来讲，GARCH（1，1）模型能够充分捕获数据中的波动丛集性，所以本文研究就使用GARCH（1，1）来建模。首先，我们要确定条件均值方程的形式，考虑到序列的波动聚类的特征，我们使用ARMA过程作为其条件均值方程。根据AIC准则和SC准则最小的方法选择均值方程的滞后阶数。根据表2的结果，

我们选择ARMA（1，1）作为条件均值方程。

因此本文研究采用ARMA（1，1）-GARCH（1，1）模型，即：

其中， Ωt-1表示在t时刻所有有用信息的集合，残差 εt在 Ωt-1下服从正态分布。为条件方差，是长期平均值 (α0)、前一期有关波动的信息 ()和前一期条件方差 ()的加权函数。模型中的α1为滞后期残差平方项的系数，代表近期市场中的“噪音”或“信息”；为滞后期条件方差项的系数，代表过去旧的消息对未来波动的影响。理论上，α1数值越大，表明市场信息转换为未来波动的速度越快； β1数值越大，表明旧消息对未来波动的影响越持久，很难被市场所吸收。理论上，在股指期货推出后，信息传递到现货市场的速度应该加快，即衡量新消息对未来波动的影响的系数 α1会变大，而衡量旧消息对未来波动性冲击的系数 β1会变小。

我们先对全区间进行分析，然后对子区间再分析。在对全样本区间研究时，我们在条件方差方程中引入虚拟变量 D1，代表股指期货异地上市对现货波动性的影响。上市前虚拟变量设定为0，上市后设定为1。如果虚拟变量系数 δ1具有统计显著性，就说明股指期货异地上市对现货市场的波动性具有显著的影响。这样GARCH（1，1）模型中条件方差方程变为：

首先利用加入虚拟变量后的ARMA（1，1）-GARCH模型对全区间的沪深300指数收益率序列进行实证研究，Eviews5.1实证结果如表3。从表中结果可以看出回归残差序列不具有自相关性，且其平方序列也不存在自相关性，即不存在ARCH效应，这说明我们的回归方程是合适的。回归系数 具有统计的显著性，说明新加坡A50股指期货上市对我国股市有显著的影响，且系数为正，说明在股指期货推出后，我国股市的波动有所增加。表4为两个子区间的ARMA（1，1）-GARCH的回归结果。从Q-统计量我们也可以看出残差和残差的平方序列不存在自相关性，说明残差中不存在ARCH效应，回归方程是合适的。从表中可以清楚的看出衡量新消息对未来波动的影响的系数 α1和衡量旧消息对未来波动性冲击的

系数 β1在不同时期的变化。在股指期货异地上市之前， α1为0.052，在上市之后，变为0.028，其值变小，说明在股指期货推出后，新信息对未来波动的影响效果减小，减弱了信息向现货市场的传递速度。而在股指期货异地上市前，β1为0.929，在上市后，变为0.965，其值逐渐变大，说明在股指期货推出后，旧信息对市场波动性冲击的持续性增强了。从实证结果可以看出，实证结果与理论预期结果相反。

（四）ARMA（1，1）-EGARCH模型和实证结果

在前一部分，我们的ARMA（1，1）-GARCH模型的一个前提是新消息对现货市场造成的波动效应是对称的，无论好消息还是坏消息对市场产生同样的效应。而对金融时间序列而言，由于杠杆效应等原因，负的冲击很可能比相同程度的正的冲击带来更大的波动，即股市存在不对称的现象。GARCH模型不能完美的解释股指期货对现货市场的影响。因此我们选用EGARCH模型来进一步研究股指期货异地上市带来的非对称波动性。均值方程不变，方差方程变为：

在ARMA（1，1）-EGARCH模型中，好消息 (εt-1＞0)和坏消息 (εt-1＜0)带来不同的影响。

好消息的冲击由 (β + α)表示；坏消息由 (β - α)表示。而γ表示旧消息对市场冲击的持续性。

表5给出ARMA（1，1）-EGARCH模型的统计结果。每个回归方程的Q-统计量可以看出，残差不再存在ARCH效应，回归的方程都是合适的。从表中可以看出，在全区间的回归结果中，虚拟变量系数 δ1仍具有统计显著性，说明新加坡A50股指期货的推出对本土现货市场存在着显著影响。这与前面的ARMA（1，1）-GARCH模型回归结果一致。对股指期货异地上市前后两个子区间的结果对比发现，表示好消息 (εt-1＞0)对波动性影响的系数 (β + α)由（-0.274）变为（-0.095），其绝对值在变小，说明股指期货推出后当市场上出现新的正面消息时，其对市场波

动性的影响在变小，在弱化；表示坏消息 (εt-1＜0)对波动性影响的系数 (β - α)由（0.1）变为（-0.363），其变化不仅表现在数值上，而且同时表现在方向上。A50股指期货推出前，( β-α)×εt-1＜0，即负面消息的出现使得当期方差变小，而在A50股指期货推出后 (β-α)×εt-1＞0，即负面消息的出现使得当期方差变大，并且其影响的力度也比股指期货推出前变得更大。这说明股指期货推出后当市场上出现新的负面消息时，负面消息对市场波动性的影响在强化。从以上分析可以得出结论，现货指数市场波动性不但是不对称的，而且这种不对称效应在新加坡A50股指期货推出后有增强的现象。通过比较我们还可以看出，表示旧消息对市场波动性的持续性的系数γ也发生了变化，由（-0.834）变为（0.770），这说明股指期货推出后，旧消息对市场波动性的持续性影响增强了，这与前面的GARCH模型的结果是一致的。

本文通过建立ARMA-GARCH模型和ARMA-EGARCH模型，研究了新加坡富时A50股指期货异地上市对我国股市的波动性影响，结果表明A50股指期货的推出减弱了信息向股市的传递速度，但是由于国内交易者的交易及其获得消息的滞后性使得旧消息对股市影响的持续性增加了。

为什么我们的实证结果与我们的理论预期相反呢？笔者认为，新加坡A50股指期货的主要交易者为一些境外的投资者或投机者，而国内的大部分散户不能交易该股指期货，他们获得信息的主要来源仍然是传统国内的信息渠道，而不是通过股指期货这一渠道，所以在推出股指期货后信息传递的速度变得更小了。而由于国内的交易者对股指期货反映的信息的获取上存在着滞后性，旧信息的影响具有一定的持续性。这与两地市场媒体的发育程度、对媒体的管制、市场监管部门对上市公司信息披露要求和监管力度具有密切的关系。所以就使得旧消息对市场波动性的影响的持续性在股指期货推出后得到了强化。至于现货市场波动性的不对称性，我们可以解释为由于杠杆效应和旧信息对市场波动性持续性影响共同造成的。

本文的实证研究表明，股指期货异地上市对本国的股票市场产生了一些不利的影响，甚至是长期的负面影响。因此，推出我国本土市场的股指期货的重要性可想而知。金融市场定价权的争夺始终是金融市场的焦点。

2010年1月，批准推出股指期货试点，并制定相关制度，根据坊间学者们的研究以及本文的研究，股指期货的推出有利于减少市场大幅波动的情况，但也会增加投资的风险，对市场有利好的一面，但利好的力度有限。下一步，国内应加快完善本土股指期货制度，保护本土市场定价权，降低异地上市股指期货对国内的负面影响。

长期来看，应加快完善监管措施，积极推进跨市场联合监管的实施。股指期货异地上市增强了竞争力，但是也使得资本流动和监管力度方面有所放松，引发一些国际游资跨市场投机套利、人为操纵等行为，所以积极的与国外金融监管机构合作进行跨市场监管才是解决问题的关键所在。就我国目前的监管状况而言，首先要加强我国国内跨市场的监管，加强市场间的信息共享和联合监管；其次要积极推动国际跨市场监管，与境外市场签订一些协议或备忘录，加强双方之间的信息共享和技术共享。

【相关文献】

[1]郭睿.引进股指期货对现货市场的影响研究：【学位论文】，吉林大学，2005.

[2]Robinson G.，The effect of futures trading on cash market volatility：evidence from London stock exchange，Bank of EnglandWorking Paper，1993.

[3]陈芳平，李松涛.股指期货推出对股指波动性影响的实证研究－基于日经225指数期货交易整合式市场模式[J].证券投资，2006，2，45－47.

[4]Antoniou A.，Holmes P.，Futures Trading，Information and SpotPrice Volatility：Evidencefor the FTSE-100 Stock Index Futures ContractUsing GARCH，JournalofBanking&Finance，1995，19，117－129.

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[6]PericliA.，KoutmosG.，Index Futuresand Optionsand Stock MarketVolatility，Journal of FuturesMarkets，1997.

[7]李华，程婧.股指期货推出对股票市场波动性的影响研究——来自日本的实证分析[J].金融与经济，2006，2，81－83.

[8]韩鹏举.股指期货异地上市对我国股票及股指期货市场发展的影响研究[D].上海财经大学学位论文，2006.