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股指期貨推出對股票市場影響的實證研究報告-作者：-日期：股指期貨推出對股票市場影響的實證研究課題研究人：彭艷、蔣瑛琨選送單位：國泰君安證券股份有限公司內(nèi)容提要股指期貨推出可能對股票市場的價格變化及其波動性產(chǎn)生影響，即波動性、成分股溢價問題。在股指期貨即將在我國推出的背景下，市場各界非常關注股指期貨推出對我國股票市場的影響。而現(xiàn)有關于股指期貨對現(xiàn)貨市場影響的研究成果大多集中于成熟市場，而對新興市場的研究還較少。本文則以韓國、印度、臺灣等新興市場為樣本進行實證研究,以期對我國市場提供一些借鑒。本文分別對股指期貨推出對股票市場波動性、成分股溢價方面的影響進行了深入剖析。上述內(nèi)容的研究大致按照國外學者實證研究成果梳理、實證研究方法、本文對新興市場的實證研究、實證結論的順序進行。目 錄1、引言22、股指期貨的推出對股票市場波動性的影響32.1 現(xiàn)有對成熟市場的實證研究成果32.2 研究方法62.3 新興市場的實證研究103、股指期貨的推出對指數(shù)成分股估值的影響203.1 研究方法213.2 新興市場的實證研究22參考文獻291、引言股指期貨推出可能對股票市場的價格變化及其波動性產(chǎn)生影響，即波動性、成分股溢價問題。波動性度量股指期貨的推出是否導致現(xiàn)貨市場波動性的增加。溢價度量股指期貨的套期保值、套利等需求是否導致了現(xiàn)貨指數(shù)成分股相對于非成分股存在估值溢價。在股指期貨即將在我國推出的背景下，市場各界非常關注股指期貨推出對我國股票市場的影響。這不僅涉及股指期貨本身的操作策略，對現(xiàn)貨市場投資者的股票投資也會帶來顯著影響。目前關于股指期貨對現(xiàn)貨市場影響的研究成果大多集中于成熟市場，而對新興市場的研究還較少。鑒于韓國KOSPI 200指數(shù)期貨、印度國家證券交易所（NSE）標準普爾500大盤股指數(shù)(S&P CNX Nifty)期貨、臺灣證交所加權指數(shù)(TWSE)期貨是目前全球市場交易量很大或增長很快的品種，因此本文將以上述新興市場為樣本進行實證研究，以期為我國提供一些參考。本報告分為四個部分：第二部分研究股指期貨推出對股票市場波動性影響的實證研究。第三部分研究股指期貨推出對股票市場成分股溢價影響的實證研究。上述部分的研究大致按照國外學者實證研究成果梳理、實證研究方法總結、本文對新興市場實證研究的順序展開。2、股指期貨的推出對股票市場波動性的影響2.1 現(xiàn)有對成熟市場的實證研究成果關于股票指數(shù)期貨對現(xiàn)貨市場波動性的影響，目前學者們存在三種不同觀點，即股票指數(shù)期貨的引入導致現(xiàn)貨市場的波動性減小、波動性不變以及波動性增大。部分研究表明期貨市場的引入使現(xiàn)貨市場的波動性減小。Bessembinder和Seguin（1992）分析了1978年至1989年S&P500指數(shù)期貨推出前后的情況，發(fā)現(xiàn)期貨市場的引入使現(xiàn)貨市場波動性減小。Lee 和 Ohk（1992）研究了1984 年至1988年香港恒生指數(shù)期貨與恒生指數(shù)的關系認為，股指期貨不但沒有增加現(xiàn)貨市場的波動性而且在某種程度上減小了波動幅度。Robinson（1994）對1980 年至1993年FT-SE100指數(shù)的期現(xiàn)貨市場的研究表明，引入期貨市場后現(xiàn)貨市場波動性減小。Antoniou et al.（1995）對1987年至1993年DAX指數(shù)及期貨的研究表明，股指期貨降低了現(xiàn)貨市場的波動性。Antoniou和Holmes（1995）利用日收益率數(shù)據(jù)，對FT-SE 100股票指數(shù)期貨的交易對基礎現(xiàn)貨市場的波動性的影響進行了研究。他們利用GARCH模型對信息與波動性之間的關系進行了檢驗。結果表明，期貨交易導致了現(xiàn)貨市場波動性的增加，但這種波動性并非來源于投機者擾亂市場的消極效應，而是來自于信息的增加，期貨市場的引入提高了現(xiàn)貨市場信息流的速度與質(zhì)量。大多數(shù)實證研究表明，現(xiàn)貨市場波動性沒有發(fā)生明顯變化。Edwards（1988a，1988b）對S&P500指數(shù)和價值線指數(shù)在推出期貨市場前后的波動性進行的分析表明，股價指數(shù)的日波動增加不是由于股指期貨引起的，期貨市場使得現(xiàn)貨市場更為穩(wěn)定和完善。Beckettihe和Roberts（1990）研究了S&P500指數(shù)期貨與現(xiàn)貨市場的關系認為，抑制股票指數(shù)期貨交易量不能減少股票市場的波動，而斷路器機制和提高保證金等措施能夠有效降低股票市場波動。Freris（1990）對香港恒生指數(shù)期貨推出前后的現(xiàn)貨市場波動性進行了分析，認為指數(shù)期貨對股票指數(shù)波動沒有產(chǎn)生影響。Hodgson和Nicholls（1991）分析了引進股指期貨后澳洲所有普通股指數(shù)的波動情況發(fā)現(xiàn)，股指期貨并沒有加大澳洲股市的波動。Baldauf和Santoni（1991）在研究S&P500指數(shù)時考慮了ARCH效果，認為指數(shù)期貨上市對股票市場波動性影響并不顯著。Brorsen（1991）對引入指數(shù)期貨前后S&P500股票市場的波動性是否發(fā)生了顯著變化進行了檢驗。他發(fā)現(xiàn)，盡管短期（日）股價變化的方差發(fā)生了顯著變化，但長期（5日和20日）指數(shù)價格變化的方差并沒有發(fā)生顯著變化。Gerety和Mulherin（1991）通過研究道瓊斯工業(yè)指數(shù)期貨對股價指數(shù)的影響發(fā)現(xiàn)，變異比率并無明顯改變。Lasstsch（1991）對MMI股票指數(shù)期貨和構成指數(shù)的20只成份股的關系進行了研究認為，期貨交易沒有使現(xiàn)貨市場波動變大。Lee和Ohk（1992）分別研究了美國價值線指數(shù)、香港恒生指數(shù)、澳洲所有普通股指數(shù)、新加坡交易的日經(jīng)指數(shù)和英國的FT-SE100指數(shù)期貨與相應的現(xiàn)貨市場的關系，發(fā)現(xiàn)美國市場中期波動上升，長期并無影響；香港市場的波動短期下降，長期上升；澳洲市場無顯著變化；日本市場的波動顯著上升；英國市場的波動短中期上升，長期并無影響。Pericli和Koutmos（1997）對S&P500股指期貨的研究表明，除了1987年10月股災的特殊情況外，指數(shù)期貨與期權交易并未促使現(xiàn)貨市場的波動產(chǎn)生結構的變化。Charles和Sutcliffe（1997）研究了1978年至1995年世界股票指數(shù)期貨市場上12種股指期貨與股指波動性后顯示，開辦股指期貨后，股指波動性不變的占7例，波動性減少的占4例，波動性增加的只有1例。此外，部分研究認為期貨市場導致了現(xiàn)貨市場波動性的增加。Harris（1989）認為，指數(shù)期貨市場的交易增加股票市場的波動性的假設是隨條件發(fā)生變化的。他認為，與指數(shù)相關的其他現(xiàn)象，例如國外投資者者持有美國股票的增加以及指數(shù)基金的增加，可能是導致這種波動性增加的主要原因。Damodaran（1990）研究了S&P500指數(shù)期貨后發(fā)現(xiàn)，S&P500成份股的波動有增大的趨勢。Lockwood和Linn（1990）對道瓊工業(yè)指數(shù)的研究表明，現(xiàn)貨市場收益變異系數(shù)上升。Antoniou和Holmes（1995） 對FTSE100指數(shù)進行的研究表明，股票指數(shù)期貨交易加大了股價的波動性，但改善了現(xiàn)貨市場的信息反應速度與品質(zhì)。雖然目前學者還沒有對期貨市場對現(xiàn)貨指數(shù)的波動性達成一致看法，但主流觀點認為，指數(shù)期貨的引入并沒有導致現(xiàn)貨市場波動性的增加；或者，雖然股票價格的波動性有所增加，但這是由于信息的迅速流動造成的，指數(shù)期貨實質(zhì)上起到了穩(wěn)定基礎股票市場的作用。2.2 研究方法研究指數(shù)期貨的引入對股票價格波動性的影響，需要解決兩方面的問題：首先，指數(shù)期貨是否對股票市場的波動性產(chǎn)生了影響；其次，如果存在這種影響，那么這種影響是穩(wěn)定了基礎現(xiàn)貨市場，還是加劇了現(xiàn)貨市場的不穩(wěn)定性?，F(xiàn)有研究的爭議主要是對所使用的波動性度量方法的分歧方面，正如Board和Suteliffe（1991）表明，波動性的研究結果對于所使用的波動性的度量方法是敏感的。檢驗期貨市場的引入對現(xiàn)貨市場波動性影響的常用方法是F檢驗和GARCH模型。1F檢驗假設股票指數(shù)期貨市場引入前后，股票指數(shù)收益率服從正態(tài)分布，則我們可以利用F統(tǒng)計量檢驗指數(shù)期貨引入前后，兩個指數(shù)收益率序列的方差是否發(fā)生顯著變化。F統(tǒng)計量計算如下： （1）這里，、分別表示指數(shù)期貨引入前、后股價指數(shù)收益率序列，、分別表示樣本數(shù)量。這種方法存在兩方面的缺陷：首先，F(xiàn)統(tǒng)計量假設股價指數(shù)收益率序列具有同方差的正態(tài)分布，而很多研究表明，金融時間序列具有尖峰厚尾、時變方差特征；第二，這種方法僅能分析指數(shù)期貨是否對股票市場的波動性產(chǎn)生了影響，而不能對這種影響究竟是積極（穩(wěn)定股票市場）還是消極（擾亂股票市場）的作用作出回答。有鑒于此，這種方法僅能對指數(shù)期貨對現(xiàn)貨市場波動性的影響進行粗略判斷。2GARCH模型很多關于股票指數(shù)現(xiàn)貨市場和期貨市場波動性的研究是建立在股票指數(shù)變化是序列不相關及同方差的基礎上的。然而，很多研究表明，股價指數(shù)收益率是異方差的（Mandelbrot，1963；Fama，1965；Bollerslev et al.，1992），因此忽略了這方面問題的研究結論是不可靠的。雖然股票市場波動性的加劇是由于期貨市場的引入導致的，但這種增強的波動性可能僅僅是由于收益率序列的自相關造成的。因此，考察期的選擇也會顯著影響研究結論（Moriarty和Tosini，1985）。更重要的是，很多研究不能明確區(qū)分信息和波動性之間的關系。然而，這種關系是很重要的，因為信息流速度的變化將會改變現(xiàn)貨指數(shù)價格的波動性。因此，除非信息保持不變，否則即使在日數(shù)據(jù)的基礎上，波動性也將是時變的。對這種波動性時變本質(zhì)的一種有效的處理方法，就是利用GARCH過程建立收益率序列的條件方差模型（Engel，1982；Bollerslev，1986；Engle和Bollerslev，1986）。普通最小二乘方法要求誤差項是同方差的，而GARCH模型將收益率的條件方差作為滯后條件方差項和前期誤差平方項的線性函數(shù)。GARCH模型的優(yōu)點就是，它能捕捉到金融日收益序列的波動聚積趨勢。常用的GARCH模型有以下三種形式：(1)GARCH(p,q)誤差項服從GARCH(p,q)過程的模型如下： （2） （3）這里，（2）是條件均值方程，（3）是條件方差方程，是信息集，p是GARCH項的階數(shù)，q是ARCH項的階數(shù)。GARCH模型要求和必須非負。(2)TARCH(p,q)由于股價通常對利好與利空信息具有非對稱反映，因此也常用非對稱GARCH（Threshold ARCH）模型對股價收益率序列建模。TARCH模型的條件方差模型為： （4）其中，當時，；否則，。在這個模型中，好消息和壞消息對條件方差有不同的影響：好消息有一個的沖擊；壞消息有一個對的沖擊。如果，我們說存在杠桿效應；如果，則信息是非對稱的。(3)EGARCH(p,q)EGARCH（Exponential ARCH）模型也是一種非對稱的GARCH模型，由Nelson（1991）提出。條件方差被指定為 （5）當時，存在杠桿效應；如果，則影響是非負的。正如前面所述，分析信息、股票價格波動性及期貨交易沖擊的影響之間的關系，需要解決兩個問題。首先，期貨交易本身是否對股票市場的波動性產(chǎn)生了影響？其次，更重要的是，如果期貨交易的引入確實加劇了股票市場的波動性，但這種波動性可能來源于兩個方面：一是信息的快速反映；二是期貨市場對現(xiàn)貨市場價格的擾動。因此，關鍵的問題就是，引入期貨交易之后，信息及波動性之間究竟存在一種什么樣的關系？為了解決第一個問題，我們在條件方差方程中引入了一個虛擬變量，在引入期貨前值為0，引入期貨后值為1。因此（3）式變?yōu)椋?（6）這里是虛擬變量。如果虛擬變量具有統(tǒng)計顯著性，則表明期貨交易的存在對現(xiàn)貨市場的波動性產(chǎn)生了影響。類似的，TARCH、EGARCH模型的條件方差模型中也可加入虛擬變量。關于第二個問題，我們可以把研究期間劃分為引入期貨前、后兩個子期間。利用形如(2)、(3)式的GARCH模型分別對兩個子期間進行估計，因此可以對引入期貨市場前后現(xiàn)貨市場的波動性進行比較。GARCH模型應用的前提是收益率序列是平穩(wěn)的，因此在進行GARCH建模之前，必須首先對序列進行單位根檢驗，常用ADF（Agument Dickey-Fuller）檢驗和PP (Phillips-Perron)檢驗。2.3 新興市場的實證研究1數(shù)據(jù)說明考慮到各指數(shù)的上市時間及考察期間的適當性，臺灣地區(qū)、印度、韓國的樣本區(qū)間分別設定為1990.1.3-2005.12.7，1990.7.5-2005.12.7,1990.1.4- 2005.12.7.利用各股價指數(shù)的日收盤數(shù)據(jù)，計算對數(shù)收益率。為了檢驗期貨市場的引入對現(xiàn)貨市場波動性的影響，針對三個指數(shù)收益率序列，我們分別設置三個（0,1）虛擬變量序列，引入指數(shù)期貨前，該變量值為0；引入期貨后，值為1。表1：韓國、印度、臺灣地區(qū)新興市場的股指期貨標的市場指數(shù)說明期貨推出時間臺灣證交所加權指數(shù)市值加權指數(shù)，所有在臺灣證券交易所掛牌的普通股，基期為1966年1998.7.21韓國KOSPI200指數(shù)市值加權指數(shù)，200只成分股，市值占全部韓國證交所上市股的93%，基期為1990年1月3日1996.5.3印度S&P CNX Nifty指數(shù)市值加權指數(shù)，50只成分股，根據(jù)市值與流通性選擇，成為指數(shù)成員的公司必須具有五十億盧比以上的總市值，該指數(shù)代表了在印度國家證交所掛牌交易股票市值的46%，基期為1995年2000.6.12交易量的變化能反映市場投資者參與的程度和市場規(guī)模的發(fā)展變化，因此，我們按照期貨市場交易量的變化作為期貨市場發(fā)展階段劃分的依據(jù)。按照三個新興市場股指期貨上市后交易量的變化情況，將三個國家期貨市場劃分為初期、發(fā)展期、成熟期3個子區(qū)間。臺灣地區(qū)總樣本區(qū)間劃分為：初期1998.7.21-2000.6.1，發(fā)展期2000.6.2-2004.3.23，成熟期2004.3.24-2005.12.7。韓國總樣本區(qū)間劃分為：初期1996.5.3-2000.3.2，發(fā)展期2000.3.3-2003.4.8，成熟期2003.4.9-2005.12.7。印度總樣本區(qū)間劃分為：初期2000.12.1-2003.5.5，緩慢變化期2003.5.6-2004.12.3，迅速發(fā)展期2004.12.4-2005.12.7（為節(jié)省篇幅，略去圖示）。由于期貨市場的發(fā)展存在階段性變化，因此為了進一步分析期貨市場開設以后，期貨市場對現(xiàn)貨市場流動性的影響，我們將期貨市場的發(fā)展劃分為起步期、發(fā)展期、成熟期三個階段，通過對不同階段設置（0，1）虛擬變量，檢驗期貨市場的不同發(fā)展階段對現(xiàn)貨市場波動性的影響是否發(fā)生變化。具體地，針對每一個國家，在期貨市場發(fā)展的三個階段，進行兩次檢驗，即期貨市場從起步期到發(fā)展期的檢驗（起步期，虛擬變量值為0；發(fā)展期，值為1），從發(fā)展期到成熟期的檢驗（發(fā)展期，虛擬變量值為0；成熟期，值為1）。2描述性統(tǒng)計表2表明，三個現(xiàn)貨指數(shù)收益率序列均不服從正態(tài)分布。進一步分析表明，三個國家在引入期貨市場前后兩個期間的現(xiàn)貨市場收益率均不服從正態(tài)分布，因此無法利用F檢驗等基于正態(tài)分布的統(tǒng)計方法檢驗引入期貨后、股價指數(shù)收益率序列的波動性。表2：TWSE、KOSPI200、NIFTY指數(shù)收益率序列的描述性統(tǒng)計樣本均值最大值最小值標準差偏度峰度Jarque-Bera統(tǒng)計量觀測值臺灣地區(qū)7.38E-050.0788-0.09250.0185-0.08725.35751005.214317印度0.0002660.0525-0.05670.0077-0.16348.74225026.653647韓國5.32E-050.0366-0.05530.0083-0.04266.23081886.7143353期貨市場的引入對股票市場波動性影響的計量檢驗(1)股價指數(shù)收益率序列的單位根檢驗表3表明，ADF和PP檢驗結果一致，均表明，各時期指數(shù)收益率序列是平穩(wěn)的，即服從I(0)過程，從而可對其進行GARCH建模。此外，出于后文計量檢驗的需要，表3中也給出了引入期貨市場前后韓國KOSPI200指數(shù)收益率序列的單位根檢驗結果。表3： TWSE、KOSPI200、NIFTY指數(shù)收益率序列的單位根檢驗樣本ADF檢驗PP檢驗檢驗形式(C,K)1%顯著性水平5%顯著性水平統(tǒng)計量AIC值SC值SC值統(tǒng)計量AIC值臺灣地區(qū)-29.30-5.15-5.14-31.81-5.15-5.14(C,3)-3.44-2.86印度-33.20-6.9192-6.9124-53.8129-6.9155-6.9121(C,4)-3.44-2.86韓國（全樣本）-28.35-6.92-6.91-53.69-6.92-6.91(C,2)-3.44-2.86韓國(引入期貨前樣本)-31.3756-6.7631-6.7543-60.3684-6.7600-6.7571(C,3)-3.44-2.86韓國(引入期貨后樣本)-31.37-6.76-6.75-6.76-60.47-6.76(C,1)-3.44-2.86注：表中檢驗形式(C,K)分別表示單位根檢驗方程包括常數(shù)項、滯后項的階數(shù)，加入滯后項是為了使殘差項為白噪聲。(2)TARCH建模針對不同的股價指數(shù)收益率序列，GARCH、TARCH、EGARCH模型的實證結果比較一致。由于股價對利好與利空信息通常具有非對稱反映，因此利用非對稱GARCH模型對股價指數(shù)收益率數(shù)據(jù)建模更為合理。以下我們僅列出利用TGARCH、EGARCH對各收益率序列的建模結果。1)臺灣股票市場波動性檢驗表4對臺灣TWSE指數(shù)收益率序列的檢驗表明，該序列服從AR(3)-TARCH(1,1)、AR(3)-EGARCH(1,1)過程。表示引入期貨市場因素的虛擬變量的系數(shù)并不具有統(tǒng)計顯著性，表明臺灣地區(qū)引入指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場的波動性并未發(fā)生顯著變化。具有統(tǒng)計顯著性，表明股價對利空消息的反應確實大于對利好消息的反應，股市具有杠桿效應。表4: 對TWSE指數(shù)收益率序列的TGARCH、EGARCH建模(90.1.3-05.12.7，全樣本)模型TARCH(1,1)9.42E-05（0.45）0.0507（3.07）0.0268（1.75）0.0300（1.98）4.92E-06（6.71）0.0441（6.92）0.9010(138.46)0.0829（7.87）-7.38E-07（-1.20）EGARCH(1,1)3.08E-05（0.15）0.0470（2.96）0.0217（1.47）0.0320（2.17）-0.3058(-11.19）0.1769（15.68）0.9790(341.10）-0.0604（-9.05）-0.0059（-1.78）2)印度股票市場波動性檢驗表5表明，印度NIFTY指數(shù)收益率序列服從AR(4)-TARCH(1,1)、AR(4)-EGARCH(1,1)過程。虛擬變量的系數(shù)顯著為負，表明印度引入指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場的波動性顯著減低。顯著的值表明股市具有杠桿效應。表5: 對NIFTY指數(shù)收益率序列的TARCH、EGARCH建模(90.7.5-05.12.7，全樣本)模型TARCH(1,1)0.00021（2.05）0.1523(8.58)-0.0414(-2.26）0.0397（2.29）0.0463(2.60）2.72E-06（7.70）0.0873(9.30）0.8447(91.49）0.0598(4.58）-1.33E-06(-5.09）EGARCH(1,1)0.00016（1.64）0.1535（9.02）-0.0385(-2.15）0.0377(2.32）0.0443(2.58）-0.6916(-10.82）0.2532(20.5)0.9487(152.3)-0.047(-5.7)-0.0416(-4.93)3)韓國股票市場波動性檢驗表6表明，韓國KOSPI200指數(shù)收益率序列服從AR(2)-TARCH(1,1)、AR(2)-EGARCH(1,1)過程。虛擬變量的系數(shù)顯著為正，表明指數(shù)期貨的引入，確實加劇了韓國股票市場的波動性。顯著的值表明股市具有杠桿效應。為了檢驗韓國股市波動性的加劇，是由于期貨市場的引入加速了信息的流動而導致的，還是確實是由于期貨市場加劇了現(xiàn)貨市場的不穩(wěn)定性而導致的，我們分別研究了在引入期貨市場前后、韓國股市收益率序列波動性的變化。無論是TARCH模型、還是EGARCH模型，引入期貨市場后，值都減小，而值增加。與昨日與市場有關的價格變化對今日指數(shù)價格變化的影響相關，從而被視為“信息”系數(shù)，本文實證檢驗中的減小表明，在引入期貨市場后，新信息對股價變化的影響速度在減慢。反映“舊信息”對股價的影響。引入期貨市場后，信息流速的減慢將導致的增加，“舊信息”將對近日的股價產(chǎn)生較大的影響。綜合、看，期貨市場的引入確實擾亂了現(xiàn)貨市場的穩(wěn)定性。期貨市場的引入確實引起了現(xiàn)貨市場波動性的增強，而且這種增強并不是由于信息流動速度的加快而產(chǎn)生的。表6:對KOSPI200指數(shù)收益率序列的TARCH、EGARCH建模全樣本(90.1.4-05.12.7)模型TARCH(1,1)1.81E-05(0.20)0.0814(5.00)-0.0379(-2.58)6.33E-07(5.48)0.0651(7.97)0.8872(106.44)0.0757(7.01)EGARCH(1,1)1.25E-05(0.14)0.0870(5.44)-0.0384(-2.67)-0.3958(-9.48)0.2043(14.47)0.9774(-7.13)-0.0462(-7.12)引入期貨前子樣本(90.1.4-96.5.2)模型TARCH(1,1)2.86E-05(0.31)0.0644(5.68)-0.0431(-3.62)0.0265(2.11)5.36E-07(5.29)0.0569(7.85)0.9048(128.67)0.0692(6.70)EGARCH(1,1)1.42E-05(0.16)0.0624(6.10)-0.0455(-3.87)0.0307(2.58)-0.2538(-9.72)0.1876(14.70)0.9888(443.85)-0.0417(-6.71)引入期貨后子樣本(96.5.3-05.12.7)模型TARCH(1,1)5.54E-05(0.37)0.0894(4.02)3.81E-07(2.97)0.0351(3.98)0.9386(127.37)0.0484(5.01)EGARCH(1,1)2.47E-05(0.17)0.0909(4.16)-0.1791(-6.54)0.1346(9.07)0.9919(428.06)-0.0349(-5.44)4不同發(fā)展階段期貨市場對股票市場波動性的影響股價指數(shù)收益率序列的單位根檢驗結果表明，在期貨市場處于初期-迅速發(fā)展期、以及迅速發(fā)展期-成熟期間，臺灣地區(qū)、印度、韓國指數(shù)收益率序列是平穩(wěn)的，即服從I(0)過程，從而可對其進行TGARCH建模。鑒于由于TARCH、EGARCH模型的檢驗結果類似，限于篇幅，這里只給出利用TARCH模型得到的檢驗結果。(1)臺灣期貨市場不同發(fā)展階段股票市場的波動性檢驗關于臺灣地區(qū)現(xiàn)貨指數(shù)收益率序列的檢驗結果表明，當期貨市場從初期過渡到迅速發(fā)展期，表示期貨市場階段性變化的系數(shù)并不顯著，表明當期貨市場由初期進入迅速發(fā)展期后，期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性沒有顯著影響。當期貨市場從迅速發(fā)展期過渡到成熟期時，表示期貨市場階段性變化的系數(shù)顯著為負，表示進入成熟期的期貨市場顯著降低了現(xiàn)貨市場的波動性。表7:TWSE指數(shù)收益率序列的TARCH建模初期-迅速發(fā)展期子樣本（98.7.21-04.3.23）模型TARCH(1,1)-6.2E-05(-0.15)0.0723(2.49)0.0442(1.68)1.1E-05(3.75)0.0221(1.74)0.8816(41.32)0.1359(5.13)5.3E-08(0.02)迅速發(fā)展期-成熟期子樣本（04.3.24-05.12.7）模型TARCH(1,1)9.1E-05(0.28)0.0636(2.09)8.39E-06(3.25)0.0345(2.51)0.8822(46.98)0.1236(5.22)-5.9E-06(-3.40)(2)印度期貨市場不同發(fā)展階段股票市場的波動性檢驗關于印度現(xiàn)貨指數(shù)收益率序列的檢驗結果表明，當期貨市場從初期過渡到緩慢發(fā)展期，表示期貨市場階段性變化的系數(shù)并不顯著，表明進入緩慢發(fā)展期的期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性沒有顯著影響。當期貨市場從緩慢發(fā)展期過渡到迅速發(fā)展期時，表示期貨市場階段性變化的系數(shù)仍不顯著，表示進入迅速發(fā)展期的期貨市場對現(xiàn)貨市場的波動性沒有顯著影響。表8:對NIFTY指數(shù)收益率序列的TARCH建模初期-緩慢發(fā)展期子樣本（00.8.13-04.12.3）模型TARCH(1,1)0.00023(1.42)0.1470(4.32)-0.0614(-1.91)4.9E-06(5.83)0.0099(0.35)0.7052(17.47)0.2743(5.91)-6.9E-07(-0.87)緩慢發(fā)展期-迅速發(fā)展期子樣本（04.12.4-05.12.7）模型TARCH(1,1)0.00064(2.59)0.1116(2.34)-0.1148(-2.16)2.1E-06(3.17)-0.0602(-1.53)0.8775(25.52)0.1397(3.19)6.04E-08(0.15)(3)韓國期貨市場不同發(fā)展階段股票市場的波動性檢驗關于韓國現(xiàn)貨指數(shù)收益率序列的檢驗結果表明，當期貨市場從初期過渡到迅速發(fā)展期，表示期貨市場階段性變化的系數(shù)顯著為正，表明當期貨市場進入迅速發(fā)展期以后，期貨市場引起了現(xiàn)貨市場波動性的加劇。當期貨市場從迅速發(fā)展期過渡到成熟期時，表示期貨市場階段性變化的系數(shù)為負，但不顯著，表示進入成熟期的期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性沒有顯著影響。表9:對KOSPI200指數(shù)收益率序列的TARCH建模初期-迅速發(fā)展期子樣本（96.5.3-03.4.8）模型TARCH(1,1)-0.00033(-1.66)0.09908(3.83)4.69E-07(2.32)0.0324(3.37)0.9416(108.87)0.0450(3.82)6.88E-07(2.74)迅速發(fā)展期-成熟期子樣本（03.4.9-05.12.7）模型TARCH(1,1)0.00012(0.54)0.0514(3.12)0.0283(1.86)5.1E-06(6.70)0.0460(7.13)0.899(136.0)0.0819(7.82)-7.9E-07(-1.26)5結論對期貨市場的引入對現(xiàn)貨市場波動性影響的計量檢驗結果表明，在不同國家，期貨市場的引入對股票市場波動性的影響是不同的。利用期貨市場引入前后，現(xiàn)貨市場股指收益率的全樣本數(shù)據(jù)進行檢驗后發(fā)現(xiàn)，臺灣地區(qū)引入指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場的波動性并未發(fā)生顯著變化。印度引入指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場的波動性顯著減低。而在韓國，指數(shù)期貨的引入確實加劇了股票市場的波動性，而且這種波動性的加劇是由于期貨市場擾亂了現(xiàn)貨市場的穩(wěn)定性導致?；谄谪浭袌鼋灰琢康淖兓?，我們分別對臺灣地區(qū)、印度、韓國的期貨市場進行階段性劃分（初期、迅速發(fā)展期、成熟期），并分別以初期與迅速發(fā)展期的過渡時點、迅速發(fā)展期與成熟期的過渡時點為分界，考察了當期貨市場由初期進入迅速發(fā)展期、以及由迅速發(fā)展期進入成熟期時，期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性的影響。檢驗結果表明，在韓國，當期貨市場進入迅速發(fā)展期以后，期貨市場引起了現(xiàn)貨市場波動性的加??；當期貨市場從迅速發(fā)展期過渡到成熟期時，期貨市場對現(xiàn)貨市場的波動性沒有顯著影響。在印度，進入緩慢發(fā)展期的期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性沒有顯著影響；進入迅速發(fā)展期的期貨市場對現(xiàn)貨市場的波動性也沒有顯著影響。在臺灣地區(qū)，當期貨市場進入迅速發(fā)展期以后，期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性沒有顯著影響；而進入成熟期的期貨市場顯著降低了現(xiàn)貨市場的波動性。綜合兩方面的研究結果，我們發(fā)現(xiàn)，在不同國家以及期貨市場發(fā)展的不同階段，期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性的影響不盡相同。除韓國市場在引入股指期貨初期，期貨市場確實加劇了現(xiàn)貨市場的波動性以外，大部分的實證結果均表明，不同國家、不同階段（尤其是期貨市場進入成熟期后）的期貨市場對現(xiàn)貨市場波動性沒有顯著影響，或者減小了其波動性，這與對成熟市場的現(xiàn)有實證結果是比較一致的。3、股指期貨的推出對指數(shù)成分股估值的影響股指期貨的推出，可能使標的指數(shù)成分股相對非標的指數(shù)成分股凸現(xiàn)更多機會。一方面，指數(shù)期貨的套期保值、資產(chǎn)配置功能，需要標的指數(shù)成分股的配合，另一方面，機構投資者對成分股的更多配置，才能使其在現(xiàn)貨、期貨操作中把握更多主動。相對于無指數(shù)期貨時代，增量資金的介入、存量資金對組合配置的調(diào)整，都將加大標的指數(shù)成分股的投資，而這種調(diào)整可能在指數(shù)期貨上市前一段時期就會發(fā)生。由此，股指期貨推出前，標的指數(shù)成分股可能享受較高溢價。在股指期貨推出后，標的指數(shù)成分股是否能享受這種溢價則難有定論。短期內(nèi)，一方面，成份股的走勢可能受到股指期貨推出前自身溢價因素的影響而出現(xiàn)調(diào)整，另一方面，期貨上市初期的價格、交易表現(xiàn)，以及市場投資者的交易策略，都將影響現(xiàn)貨的操作方向。從長期來看，現(xiàn)貨市場走勢主要受自身發(fā)展主導，股指期貨并不能改變其現(xiàn)貨市場的發(fā)展趨勢。有關股指期貨推出前后對成分股估值影響的研究文獻相對較少，有鑒于此，下文中，我們不僅以新興市場為例，還以成熟市場為對象，對期貨上市出前后標的指數(shù)成分股的走勢進行實證分析。3.1 研究方法為考察股指期貨標的指數(shù)本身在指數(shù)期貨推出前后的變化，我們首先考察指數(shù)本身的絕對走勢。由于股指期貨推出前后，標的指數(shù)走勢可能受到估值、股指期貨推出兩方面因素的影響。為分離估值因素，我們還需進一步將股指期貨標的指數(shù)與其他非標的指數(shù)進行比較，以考察標的指數(shù)相對于非標的指數(shù)是否出現(xiàn)估值溢價。關于股指期貨標的指數(shù)相對非標的指數(shù)的估值是否出現(xiàn)溢價，實證研究可采用兩種思路。第一種思路是，可以將期貨標的指數(shù)成分股組合作為研究對象，并選擇與成分股組合受大致相同因素影響的非成分股組合作為對比組合，分析期貨上市前后，兩個組合漲幅（或成交金額、波動性）的相對變化。度量指標，可以選擇組合加權區(qū)間收益率指標；也可對組合加權日收益率序列進行t檢驗等，以考察顯著性。這種研究方法最為細致與客觀，不但可以對成分股、非成分股組合的整體估值水平進行比較，還可深入分析成分股中權重股與非權重股的不同變化，甚至還可以其他特征作為研究比較的標準。另一種研究思路是，將標的指數(shù)與其他非標的指數(shù)進行對比分析。非標的指數(shù)成分股，最好與標的指數(shù)成分股具有比較相似的編制方法(例如，市值加權)，同時各指數(shù)成分股本身具有較強的可比性(例如，受大致相同的宏觀與市場因素影響，并具有相當?shù)氖袌鲆?guī)模等特征)。直觀地，可選定某一基日，利用標的指數(shù)相對于非標的指數(shù)的超額累計收益率的走勢來判斷。鑒于我們難以搜集到國外市場股指期貨上市前后標的指數(shù)成分股的歷史樣本，因此，我們只能按照第二種思路進行分析。由于這些國家可作為對比的指數(shù)并不是最理想的樣本，因此實證結論具有一定局限性，但仍可大致觀察其共同特征，具有一定參考價值。3.2 新興市場的實證研究(1)數(shù)據(jù)說明由于作為與標的指數(shù)對比的其他指數(shù)推出的時間必須在股指期貨推出之前，受數(shù)據(jù)的限制，我們這里僅以美國、日本、韓國、印度為樣本進行分析。美國S&P 500指數(shù)、日本NIKKEI 225指數(shù)、韓國KOSPI 200指數(shù)、印度NIFTY指數(shù)期貨推出的時間分別為1982.4.2、1988.9.3、1996.5.3、2000.6.12。對比指數(shù)見表14。表14：美國、日本、韓國、印度股指期貨標的指數(shù)的對比指數(shù)國家指數(shù)指數(shù)說明成分股規(guī)模美國SPX指數(shù)(標準普爾500指數(shù))市值加權指數(shù)，反映500只代表美國所有主要產(chǎn)業(yè)的股票市值的起伏變化，用以衡量整個國內(nèi)經(jīng)濟景氣表現(xiàn)情況,以1941-43年為基期，基數(shù)為10大盤股MID指數(shù)(標準普爾中盤400指數(shù))市值加權指數(shù)，用以衡量美國股市中盤股類的市場表現(xiàn),基日為1990.12.31，基數(shù)為100中盤股，與SPX指數(shù)成分股不重合INDU指數(shù)(道瓊斯工業(yè)平均指數(shù))價格加權指數(shù)，包括30只分別代表其行業(yè)領先的藍籌股,基日為1928.10.1大盤股,為SPX指數(shù)成分股日本NKY指數(shù)(日經(jīng)225指數(shù)) 價格加權指數(shù)，包含東京證券交易所一部中225家享有最高評級的日本公司,基期為1949.5.16大盤股NEY指數(shù)(日經(jīng)300指數(shù))市值加權指數(shù)，包含東京證券交易所一部主要掛牌交易股票,基日為1982.10.1，基數(shù)為100大盤股，與NKY指數(shù)成分股部分重合TPX指數(shù)(東京證交所股價指數(shù))市值加權指數(shù),包含東京證券交易所一部中所有公司，基日為1968.1.4，基數(shù)為100,指數(shù)計算中不包括臨時發(fā)行及優(yōu)先股各種規(guī)模的股票，包括NKY指數(shù)成分股韓國KOSPI指數(shù)市值加權指數(shù),包含所有在韓國證券交易所上市的720只普通股，基日為1980.1.4，基數(shù)為100。自2002.6.14日起，該指數(shù)中不再包括優(yōu)先股與KOSPI 200指數(shù)差異在于占KOSPI指數(shù)約10%權重的520只小盤股印度BSE500(孟買證交所500指數(shù))市值加權指數(shù),包含500只股票，占孟買證交所總市值的85%，代表了印度經(jīng)濟中的20個支柱產(chǎn)業(yè)，以1998-99為基期，基值為1000點中大盤股，與NIFTY指數(shù)具有不同成份股BSE200(孟買證交所200指數(shù))市值加權指數(shù),包含200只股票，根據(jù)在孟買證交所掛牌登記的當前市值為基期，以1989-90為基期。成份股為BSE500指數(shù)成份股大盤股，與NIFTY指數(shù)具有不同成份股BSE100(孟買證交所100指數(shù))市值加權指數(shù),包含100只股票，從五個主要證交所的“特定”以及“非特定”名單中選擇出來：孟買、加爾各答、德里、阿默達巴德、馬德拉斯。目的在于編制孟買證交所全國指數(shù)，以1983-84為基期。成份股為BSE200指數(shù)成份股大盤股，與NIFTY指數(shù)具有不同成份股SENSEX 30(印度孟買證券交易所敏感指數(shù))市值加權指數(shù),包含30只股票，根據(jù)流通量、市場深度、流通股調(diào)整后的深度、行業(yè)代表性選擇。基期為1978-1979，基數(shù)為100。成份股為BSE100指數(shù)成份股大盤股，與NIFTY指數(shù)具有不同成份股(2)實證檢驗實證結果表明，成熟市場與新興市場具有大致相同的特征。一方面，從股指期貨標的指數(shù)本身的走勢來看，在股指期貨推出前的一段時間內(nèi)，標的指數(shù)大多呈現(xiàn)上漲走勢；而推出后，短期內(nèi)無明顯定論，長期走勢則不受指數(shù)期貨的影響。這種上漲大多出現(xiàn)在股指期貨推出前約半年、一年或更長時間，隨著股指期貨上市日的臨近，指數(shù)的上漲態(tài)勢有所回落。在股指期貨推出后的較短時期內(nèi)，除香港HSI指數(shù)外，美國S&P 500指數(shù)、日本NIKKEI 225指數(shù)、韓國KOSPI 200指數(shù)、印度NIFTY指數(shù)、臺灣TWSE指數(shù)均出現(xiàn)下跌。但從長期走勢來看，上述指數(shù)均呈現(xiàn)穩(wěn)步上漲的態(tài)勢?？梢姡芍钙谪浲瞥銮?，標的指數(shù)成份股享受了一定溢價，其間存在階段性上漲；而在股指期貨推出后，短期內(nèi)，標的指數(shù)可能會出現(xiàn)調(diào)整，但指數(shù)長期走勢將主要受自身估值驅(qū)動,期貨市場不會對現(xiàn)貨市場的長期走勢產(chǎn)生顯著影響。另一方面，從標的指數(shù)相對于其他非標的指數(shù)的走勢來看，標的指數(shù)成分股在指數(shù)期貨推出前確實有一定溢價，但在股指期貨推出后，短期大多出現(xiàn)調(diào)整走勢。但從長期來看，標的指數(shù)相對于非標的指數(shù)的走勢并無必然結論，其走勢主要受自身估值影響。這與上述結論是基本一致的。在成熟市場，美國S&P 500指數(shù)期貨推出前半年左右，S&P 500指數(shù)相對于對比指數(shù)的走勢出現(xiàn)上漲，并隨時間在臨近期貨上市日前有所回落，期貨推出后短期內(nèi)進行調(diào)整。日經(jīng)225指數(shù)期貨推出前半年左右，日經(jīng)225指數(shù)相對于其他非標的指數(shù)的走勢有上漲，而在臨近期貨推出日，則出現(xiàn)大幅下跌，期貨推出后短期內(nèi)更是急劇下跌。在新興市場，韓國KOSPI 200指數(shù)期貨推出前一年左右，指數(shù)期貨標的明顯走強，獲得顯著的正超額收益。而在其推出后一年多的時間內(nèi)，則出現(xiàn)較大的負超額收益。印度NIFTY指數(shù)期貨推出前四個月左右，NIFTY指數(shù)成份股有相對較大幅度的上漲，并在股指期貨推出后一兩年的時間內(nèi)，NIFTY指數(shù)成份股仍具有溢價，其中部分原因可能與新加坡交易所在2000年9月25日推出NIFTY指數(shù)期貨有一定關系。圖1 美國S&P 500指數(shù)及其超額收益(81.1.5-90.12.31)圖2 日經(jīng)225指數(shù)及其超額收益(85.1.4-93.12.30)圖3 香港恒生指數(shù) (84.1.3-06.9.22)圖4 韓國KOSPI 200指數(shù)及其超額收益(90.1.4-06.9.22)圖5 印度NIFTY指數(shù)及其超額收益(99.1.1-06.9.22)圖6 臺灣TWSE指數(shù)及其超額收益(90.1.3-06.9.22)(3)結論在股指期貨推出前后，成熟市場與新興市場具有大致相同的特征。一方面，從股指期貨標的指數(shù)本身的走勢來看，在股指期貨推出前的一段時間內(nèi)，標的指數(shù)大多呈現(xiàn)上漲走勢，并在臨近起火到期日前有所回落。在期貨推出后，短期內(nèi)無定論，長期走勢則不受指數(shù)期貨的影響。另一方面，從標的指數(shù)相對于其他非標的指數(shù)的走勢來看，標的指數(shù)成分股在指數(shù)期貨推出前確實有一定溢價，并在臨近起火到期日前有所回落。但在股指期貨推出后，短期大多出現(xiàn)調(diào)整走勢。但從長期來看，標的指數(shù)相對于非標的指數(shù)的走勢并無定論，其走勢主要受估值影響。兩方面的結論是基本一致的。在股指期貨推出前的一段時間，成分股存在著階段性上漲機會。推出后，短期內(nèi)現(xiàn)貨市場可能出現(xiàn)下跌，而長期來看則基本不受期貨市場的影響。參考文獻1. 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