股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)影響的實(shí)證研究報(bào)告

股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)礙事的實(shí)證研究課題研究人：彭艷、蔣瑛琨選送單位：國(guó)泰君安證券股份

內(nèi)容提要股指期貨推出可能對(duì)股票市場(chǎng)的價(jià)格變化及其動(dòng)搖性產(chǎn)生礙事，即動(dòng)搖性、成分股溢價(jià)咨詢題。在股指期貨馬上在我國(guó)推出的背景下，市場(chǎng)各界特不關(guān)注股指期貨推出對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的礙事。而現(xiàn)有關(guān)于股指期貨對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)礙事的研究成果大多集中于成熟市場(chǎng)，而對(duì)新興市場(chǎng)的研究還較少。本文那么以韓國(guó)、印度、臺(tái)灣等新興市場(chǎng)為樣本進(jìn)行實(shí)證研究,以期對(duì)我國(guó)市場(chǎng)提供一些借鑒。本文分不對(duì)股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性、成分股溢價(jià)方面的礙事進(jìn)行了深進(jìn)剖析。上述內(nèi)容的研究大致按照國(guó)外學(xué)者實(shí)證研究成果梳理、實(shí)證研究方法、本文對(duì)新興市場(chǎng)的實(shí)證研究、實(shí)證結(jié)論的順序進(jìn)行。名目TOC\o"1-2"\h\z\u1、引言 PAGEREF_Toc157912116\h22、股指期貨的推出對(duì)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事 PAGEREF_Toc157912117\h32.1現(xiàn)有對(duì)成熟市場(chǎng)的實(shí)證研究成果 PAGEREF_Toc157912118\h32.2研究方法 PAGEREF_Toc157912119\h62.3新興市場(chǎng)的實(shí)證研究 PAGEREF_Toc157912120\h103、股指期貨的推出對(duì)指數(shù)成分股估值的礙事 PAGEREF_Toc157912121\h203.1研究方法 PAGEREF_Toc157912122\h213.2新興市場(chǎng)的實(shí)證研究 PAGEREF_Toc157912123\h22參考文獻(xiàn) PAGEREF_Toc157912124\h291、引言股指期貨推出可能對(duì)股票市場(chǎng)的價(jià)格變化及其動(dòng)搖性產(chǎn)生礙事，即動(dòng)搖性、成分股溢價(jià)咨詢題。動(dòng)搖性度量股指期貨的推出是否導(dǎo)致現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的增加。溢價(jià)度量股指期貨的套期保值、套利等需求是否導(dǎo)致了現(xiàn)貨指數(shù)成分股相關(guān)于非成分股存在估值溢價(jià)。在股指期貨馬上在我國(guó)推出的背景下，市場(chǎng)各界特不關(guān)注股指期貨推出對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的礙事。這不僅涉及股指期貨本身的操作策略，對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)投資者的股票投資也會(huì)帶來(lái)顯著礙事。目前關(guān)于股指期貨對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)礙事的研究成果大多集中于成熟市場(chǎng)，而對(duì)新興市場(chǎng)的研究還較少。鑒于韓國(guó)KOSPI200指數(shù)期貨、印度國(guó)家證券交易所〔NSE〕標(biāo)準(zhǔn)普爾500大盤股指數(shù)(S&PCNXNifty)期貨、臺(tái)灣證交所加權(quán)指數(shù)(TWSE)期貨是目前全球市場(chǎng)交易量特殊大或增長(zhǎng)特殊快的品種，因此本文將以上述新興市場(chǎng)為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，以期為我國(guó)提供一些參考。本報(bào)告分為四個(gè)局部：第二局部研究股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性礙事的實(shí)證研究。第三局部研究股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)成分股溢價(jià)礙事的實(shí)證研究。上述局部的研究大致按照國(guó)外學(xué)者實(shí)證研究成果梳理、實(shí)證研究方法總結(jié)、本文對(duì)新興市場(chǎng)實(shí)證研究的順序展開。2、股指期貨的推出對(duì)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事2.1現(xiàn)有對(duì)成熟市場(chǎng)的實(shí)證研究成果關(guān)于股票指數(shù)期貨對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事，目前學(xué)者們存在三種不同瞧點(diǎn)，即股票指數(shù)期貨的引進(jìn)導(dǎo)致現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性減小、動(dòng)搖性不變以及動(dòng)搖性增大。局部研究講明期貨市場(chǎng)的引進(jìn)使現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性減小。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)覺期貨市場(chǎng)的引進(jìn)使現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性減小。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(guān)系認(rèn)為，股指期貨不但沒有增加現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性而且在某種程度上減小了動(dòng)搖幅度。Robinson〔1994〕對(duì)1980年至1993年FT-SE100指數(shù)的期現(xiàn)貨市場(chǎng)的研究講明，引進(jìn)期貨市場(chǎng)后現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性減小。Antoniouetal.〔1995〕對(duì)1987年至1993年DAX指數(shù)及期貨的研究講明，股指期貨落低了現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性。Antoniou和Holmes〔1995〕利用日收益率數(shù)據(jù)，對(duì)FT-SE100股票指數(shù)期貨的交易對(duì)根底現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性的礙事進(jìn)行了研究。他們利用GARCH模型對(duì)信息與動(dòng)搖性之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果講明，期貨交易導(dǎo)致了現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的增加，但這種動(dòng)搖性并非來(lái)源于投機(jī)者擾亂市場(chǎng)的消極效應(yīng)，而是來(lái)自于信息的增加，期貨市場(chǎng)的引進(jìn)提高了現(xiàn)貨市場(chǎng)信息流的速度與質(zhì)量。大多數(shù)實(shí)證研究講明，現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性沒有發(fā)生明顯變化。Edwards〔1988a，1988b〕對(duì)S&P500指數(shù)和價(jià)值線指數(shù)在推出期貨市場(chǎng)前后的動(dòng)搖性進(jìn)行的分析講明，股價(jià)指數(shù)的日動(dòng)搖增加不是由于股指期貨引起的，期貨市場(chǎng)使得現(xiàn)貨市場(chǎng)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(chǎng)的關(guān)系認(rèn)為，抑制股票指數(shù)期貨交易量不能減少股票市場(chǎng)的動(dòng)搖，而斷路器機(jī)制和提高保證金等措施能夠有效落低股票市場(chǎng)動(dòng)搖。Freris〔1990〕對(duì)香港恒生指數(shù)期貨推出前后的現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性進(jìn)行了分析，認(rèn)為指數(shù)期貨對(duì)股票指數(shù)動(dòng)搖沒有產(chǎn)生礙事。Hodgson和Nicholls〔1991〕分析了引進(jìn)股指期貨后澳洲所有一般股指數(shù)的動(dòng)搖情況發(fā)覺，股指期貨并沒有加大澳洲股市的動(dòng)搖。Baldauf和Santoni〔1991〕在研究S&P500指數(shù)時(shí)考慮了ARCH效果，認(rèn)為指數(shù)期貨上市對(duì)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性礙事并不顯著。Brorsen〔1991〕對(duì)引進(jìn)指數(shù)期貨前后S&P500股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性是否發(fā)生了顯著變化進(jìn)行了檢驗(yàn)。他發(fā)覺，盡管短期〔日〕股價(jià)變化的方差發(fā)生了顯著變化，但長(zhǎng)期〔5日和20日〕指數(shù)價(jià)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(duì)股價(jià)指數(shù)的礙事發(fā)覺，變異比率并無(wú)明顯改變。Lasstsch〔1991〕對(duì)MMI股票指數(shù)期貨和構(gòu)成指數(shù)的20只成份股的關(guān)系進(jìn)行了研究認(rèn)為，期貨交易沒有使現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖變大。Lee和Ohk〔1992〕分不研究了美國(guó)價(jià)值線指數(shù)、香港恒生指數(shù)、澳洲所有一般股指數(shù)、新加坡交易的日經(jīng)指數(shù)和英國(guó)的FT-SE100指數(shù)期貨與相應(yīng)的現(xiàn)貨市場(chǎng)的關(guān)系，發(fā)覺美國(guó)市場(chǎng)中期動(dòng)搖上升，長(zhǎng)期并無(wú)礙事；香港市場(chǎng)的動(dòng)搖短期下落，長(zhǎng)期上升；澳洲市場(chǎng)無(wú)顯著變化；日本市場(chǎng)的動(dòng)搖顯著上升；英國(guó)市場(chǎng)的動(dòng)搖短中期上升，長(zhǎng)期并無(wú)礙事。Pericli和Koutmos〔1997〕對(duì)S&P500股指期貨的研究講明，除了1987年10月股災(zāi)的特不情況外，指數(shù)期貨與期權(quán)交易并未促使現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖產(chǎn)生結(jié)構(gòu)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(chǎng)上12種股指期貨與股指動(dòng)搖性后顯示，開辦股指期貨后，股指動(dòng)搖性不變的占7例，動(dòng)搖性減少的占4例，動(dòng)搖性增加的只有1例。此外，局部研究認(rèn)為期貨市場(chǎng)導(dǎo)致了現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的增加。Harris〔1989〕認(rèn)為，指數(shù)期貨市場(chǎng)的交易增加股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性的假設(shè)是隨條件發(fā)生變化的。他認(rèn)為，與指數(shù)相關(guān)的其他現(xiàn)象，例如國(guó)外投資者者持有美國(guó)股票的增加以及指數(shù)基金的增加，可能是導(dǎo)致這種動(dòng)搖性增加的要緊緣故。Damodaran〔1990〕研究了S&P500指數(shù)期貨后發(fā)覺，S&P500成份股的動(dòng)搖有增大的趨勢(shì)。Lockwood和Linn〔1990〕對(duì)道瓊工業(yè)指數(shù)的研究講明，現(xiàn)貨市場(chǎng)收益變異系數(shù)上升。Antoniou和Holmes〔1995〕對(duì)FTSE100指數(shù)進(jìn)行的研究講明，股票指數(shù)期貨交易加大了股價(jià)的動(dòng)搖性，但改善了現(xiàn)貨市場(chǎng)的信息反響速度與品質(zhì)。盡管目前學(xué)者還沒有對(duì)期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨指數(shù)的動(dòng)搖性達(dá)成一致瞧法，但主流瞧點(diǎn)認(rèn)為，指數(shù)期貨的引進(jìn)并沒有導(dǎo)致現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的增加；或者，盡管股票價(jià)格的動(dòng)搖性有所增加，但這是由于信息的迅速流淌造成的，指數(shù)期貨實(shí)質(zhì)上起到了穩(wěn)定根底股票市場(chǎng)的作用。2.2研究方法研究指數(shù)期貨的引進(jìn)對(duì)股票價(jià)格動(dòng)搖性的礙事，需要解決兩方面的咨詢題：首先，指數(shù)期貨是否對(duì)股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性產(chǎn)生了礙事；其次，要是存在這種礙事，那么這種礙事是穩(wěn)定了根底現(xiàn)貨市場(chǎng)，依舊加劇了現(xiàn)貨市場(chǎng)的不穩(wěn)定性?，F(xiàn)有研究的爭(zhēng)議要緊是對(duì)所使用的動(dòng)搖性度量方法的分歧方面，正如Board和Suteliffe〔1991〕講明，動(dòng)搖性的研究結(jié)果關(guān)于所使用的動(dòng)搖性的度量方法是敏感的。檢驗(yàn)期貨市場(chǎng)的引進(jìn)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性礙事的常用方法是F檢驗(yàn)和GARCH模型。1．F檢驗(yàn)假設(shè)股票指數(shù)期貨市場(chǎng)引進(jìn)前后，股票指數(shù)收益率服從正態(tài)分布，那么我們能夠利用F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)指數(shù)期貨引進(jìn)前后，兩個(gè)指數(shù)收益率序列的方差是否發(fā)生顯著變化。F統(tǒng)計(jì)量計(jì)算如下：〔1〕那個(gè)地點(diǎn)，、分不表示指數(shù)期貨引進(jìn)前、后股價(jià)指數(shù)收益率序列，、分不表示樣本數(shù)量。這種方法存在兩方面的缺陷：首先，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量假設(shè)股價(jià)指數(shù)收益率序列具有同方差的正態(tài)分布，而許多研究講明，金融時(shí)刻序列具有尖峰厚尾、時(shí)變方差特征；第二，這種方法僅能分析指數(shù)期貨是否對(duì)股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性產(chǎn)生了礙事，而不能對(duì)這種礙事畢竟是積極〔穩(wěn)定股票市場(chǎng)〕依舊消極〔擾亂股票市場(chǎng)〕的作用作出答復(fù)。有鑒于此，這種方法僅能對(duì)指數(shù)期貨對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事進(jìn)行粗略判定。2．GARCH模型許多關(guān)于股票指數(shù)現(xiàn)貨市場(chǎng)和期貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的研究是建立在股票指數(shù)變化是序列不相關(guān)及同方差的根底上的。然而，許多研究講明，股價(jià)指數(shù)收益率是異方差的〔Mandelbrot，1963；Fama，1965；Bollerslevetal.，1992〕，因此忽略了這方面咨詢題的研究結(jié)論是不可靠的。盡管股票市場(chǎng)動(dòng)搖性的加劇是由于期貨市場(chǎng)的引進(jìn)導(dǎo)致的，但這種增強(qiáng)的動(dòng)搖性可能僅僅是由于收益率序列的自相關(guān)造成的。因此，考察期的選擇也會(huì)顯著礙事研究結(jié)論〔Moriarty和Tosini，1985〕。更重要的是，許多研究不能明確區(qū)分信息和動(dòng)搖性之間的關(guān)系。然而，這種關(guān)系是特殊重要的，因?yàn)樾畔⒘魉俣鹊淖兓瘜?huì)改變現(xiàn)貨指數(shù)價(jià)格的動(dòng)搖性。因此，除非信息維持不變，否那么即使在日數(shù)據(jù)的根底上，動(dòng)搖性也將是時(shí)變的。對(duì)這種動(dòng)搖性時(shí)變實(shí)質(zhì)的一種有效的處理方法，確實(shí)是根基利用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〕。一般最小二乘方法要求誤差項(xiàng)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(xiàng)和前期誤差平方項(xiàng)的線性函數(shù)。GARCH模型的優(yōu)點(diǎn)確實(shí)是根基，它能捕捉到金融日收益序列的動(dòng)搖聚積趨勢(shì)。常用的GARCH模型有以下三種形式：(1)GARCH(p,q)誤差項(xiàng)服從GARCH(p,q)過程的模型如下：〔2〕〔3〕那個(gè)地點(diǎn)，〔2〕是條件均值方程，〔3〕是條件方差方程，是信息集，p是GARCH項(xiàng)的階數(shù)，q是ARCH項(xiàng)的階數(shù)。GARCH模型要求和必須非負(fù)。(2)TARCH(p,q)由于股價(jià)通常對(duì)利好與利空信息具有非對(duì)稱反映，因此也常用非對(duì)稱GARCH〔ThresholdARCH〕模型對(duì)股價(jià)收益率序列建模。TARCH模型的條件方差模型為：〔4〕其中，當(dāng)時(shí)，；否那么，。在那個(gè)模型中，好消息和壞消息對(duì)條件方差有不同的礙事：好消息有一個(gè)的沖擊；壞消息有一個(gè)對(duì)的沖擊。要是，我們講存在杠桿效應(yīng)；要是，那么信息是非對(duì)稱的。(3)EGARCH(p,q)EGARCH〔ExponentialARCH〕模型也是一種非對(duì)稱的GARCH模型，由Nelson〔1991〕提出。條件方差被指定為〔5〕當(dāng)時(shí)，存在杠桿效應(yīng)；要是，那么礙事是非負(fù)的。正如前面所述，分析信息、股票價(jià)格動(dòng)搖性及期貨交易沖擊的礙事之間的關(guān)系，需要解決兩個(gè)咨詢題。首先，期貨交易本身是否對(duì)股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性產(chǎn)生了礙事？其次，更重要的是，要是期貨交易的引進(jìn)確實(shí)加劇了股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性，但這種動(dòng)搖性可能來(lái)源于兩個(gè)方面：一是信息的快速反映；二是期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格的擾動(dòng)。因此，要害的咨詢題確實(shí)是根基，引進(jìn)期貨交易之后，信息及動(dòng)搖性之間畢竟存在一種什么樣的關(guān)系？為了解決第一個(gè)咨詢題，我們?cè)跅l件方差方程中引進(jìn)了一個(gè)虛擬變量，在引進(jìn)期貨前值為0，引進(jìn)期貨后值為1。因此〔3〕式變?yōu)椋骸?〕那個(gè)地點(diǎn)是虛擬變量。要是虛擬變量具有統(tǒng)計(jì)顯著性，那么講明期貨交易的存在對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性產(chǎn)生了礙事。類似的，TARCH、EGARCH模型的條件方差模型中也可參加虛擬變量。關(guān)于第二個(gè)咨詢題，我們能夠把研究期間劃分為引進(jìn)期貨前、后兩個(gè)子期間。利用形如(2)、(3)式的GARCH模型分不對(duì)兩個(gè)子期間進(jìn)行估量，因此能夠?qū)σM(jìn)期貨市場(chǎng)前后現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性進(jìn)行比立。GARCH模型應(yīng)用的前提是收益率序列是平穩(wěn)的，因此在進(jìn)行GARCH建模之前，必須首先對(duì)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，常用ADF〔AgumentDickey-Fuller〕檢驗(yàn)和PP(Phillips-Perron)檢驗(yàn)。2.3新興市場(chǎng)的實(shí)證研究1．?dāng)?shù)據(jù)講明考慮到各指數(shù)的上市時(shí)刻及考察期間的適當(dāng)性，臺(tái)灣地區(qū)、印度、韓國(guó)的樣本區(qū)間分不設(shè)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(jià)指數(shù)的日收盤數(shù)據(jù)，計(jì)算對(duì)數(shù)收益率。為了檢驗(yàn)期貨市場(chǎng)的引進(jìn)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事，針對(duì)三個(gè)指數(shù)收益率序列，我們分不設(shè)置三個(gè)〔0,1〕虛擬變量序列，引進(jìn)指數(shù)期貨前，該變量值為0；引進(jìn)期貨后，值為1。表1：韓國(guó)、印度、臺(tái)灣地區(qū)新興市場(chǎng)的股指期貨標(biāo)的市場(chǎng)指數(shù)講明期貨推出時(shí)刻臺(tái)灣證交所加權(quán)指數(shù)市值加權(quán)指數(shù)，所有在臺(tái)灣證券交易所掛牌的一般股，基期為1966年韓國(guó)KOSPI200指數(shù)市值加權(quán)指數(shù)，200只成分股，市值占全部韓國(guó)證交所上市股的93%，基期為1990年1月3日印度S&PCNXNifty指數(shù)市值加權(quán)指數(shù)，50只成分股，依據(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(guó)家證交所掛牌交易股票市值的46%，基期為1995年交易量的變化能反映市場(chǎng)投資者參與的程度和市場(chǎng)規(guī)模的開展變化，因此，我們按照期貨市場(chǎng)交易量的變化作為期貨市場(chǎng)開展時(shí)期劃分的依據(jù)。按照三個(gè)新興市場(chǎng)股指期貨上市后交易量的變化情況，將三個(gè)國(guó)家期貨市場(chǎng)劃分為初期、開展期、成熟期3個(gè)子區(qū)間。臺(tái)灣地區(qū)總樣本區(qū)間劃分為：初期1998.7.21-2000.6.1，開展期2000.6.2-2004.3.23，成熟期2004.3.24-2005.12.7。韓國(guó)總樣本區(qū)間劃分為：初期1996.5.3-2000.3.2，開展期2000.3.3-2003.4.8，成熟期2〔為節(jié)約篇幅，略往圖示〕。由于期貨市場(chǎng)的開展存在時(shí)期性變化，因此為了進(jìn)一步分析期貨市場(chǎng)開設(shè)以后，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)流淌性的礙事，我們將期貨市場(chǎng)的開展劃分為起步期、開展期、成熟期三個(gè)時(shí)期，通過對(duì)不同時(shí)期設(shè)置〔0，1〕虛擬變量，檢驗(yàn)期貨市場(chǎng)的不同開展時(shí)期對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事是否發(fā)生變化。具體地，針對(duì)每一個(gè)國(guó)家，在期貨市場(chǎng)開展的三個(gè)時(shí)期，進(jìn)行兩次檢驗(yàn)，即期貨市場(chǎng)從起步期到開展期的檢驗(yàn)〔起步期，虛擬變量值為0；開展期，值為1〕，從開展期到成熟期的檢驗(yàn)〔開展期，虛擬變量值為0；成熟期，值為1〕。2．描述性統(tǒng)計(jì)表2講明，三個(gè)現(xiàn)貨指數(shù)收益率序列均不服從正態(tài)分布。進(jìn)一步分析講明，三個(gè)國(guó)家在引進(jìn)期貨市場(chǎng)前后兩個(gè)期間的現(xiàn)貨市場(chǎng)收益率均不服從正態(tài)分布，因此無(wú)法利用F檢驗(yàn)等基于正態(tài)分布的統(tǒng)計(jì)方法檢驗(yàn)引進(jìn)期貨后、股價(jià)指數(shù)收益率序列的動(dòng)搖性。表2：TWSE、KOSPI200、NIFTY指數(shù)收益率序列的描述性統(tǒng)計(jì)樣本均值最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差偏度峰度Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)量瞧測(cè)值臺(tái)灣地區(qū)4317印度3647韓國(guó)43353．期貨市場(chǎng)的引進(jìn)對(duì)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性礙事的計(jì)量檢驗(yàn)(1)股價(jià)指數(shù)收益率序列的單位根檢驗(yàn)表3講明，ADF和PP檢驗(yàn)結(jié)果一致，均講明，各時(shí)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(duì)其進(jìn)行GARCH建模。此外，出于后文計(jì)量檢驗(yàn)的需要，表3中也給出了引進(jìn)期貨市場(chǎng)前后韓國(guó)KOSPI200指數(shù)收益率序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果。表3：TWSE、KOSPI200、NIFTY指數(shù)收益率序列的單位根檢驗(yàn)樣本ADF檢驗(yàn)PP檢驗(yàn)檢驗(yàn)形式(C,K)1%顯著性水平5%顯著性水平統(tǒng)計(jì)量AIC值SC值SC值統(tǒng)計(jì)量AIC值臺(tái)灣地區(qū)(C,3)印度(C,4)韓國(guó)〔全樣本〕(C,2)韓國(guó)(引進(jìn)期貨前樣本)(C,3)韓國(guó)(引進(jìn)期貨后樣本)(C,1)注：表中檢驗(yàn)形式(C,K)分不表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、滯后項(xiàng)的階數(shù)，參加滯后項(xiàng)是為了使殘差項(xiàng)為白噪聲。(2)TARCH建模針對(duì)不同的股價(jià)指數(shù)收益率序列，GARCH、TARCH、EGARCH模型的實(shí)證結(jié)果比立一致。由于股價(jià)對(duì)利好與利空信息通常具有非對(duì)稱反映，因此利用非對(duì)稱GARCH模型對(duì)股價(jià)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(duì)各收益率序列的建模結(jié)果。1)臺(tái)灣股票市場(chǎng)動(dòng)搖性檢驗(yàn)表4對(duì)臺(tái)灣TWSE指數(shù)收益率序列的檢驗(yàn)講明，該序列服從AR(3)-TARCH(1,1)、AR(3)-EGARCH(1,1)過程。表示引進(jìn)期貨市場(chǎng)因素的虛擬變量的系數(shù)并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，講明臺(tái)灣地區(qū)引進(jìn)指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性并未發(fā)生顯著變化。具有統(tǒng)計(jì)顯著性，講明股價(jià)對(duì)利空消息的反響確實(shí)大于對(duì)利好消息的反響，股市具有杠桿效應(yīng)。，全樣本)模型TARCH(1,1)〔0.45〕〔3.07〕〔1.75〕〔1.98〕〔6.71〕〔6.92〕()〔7.87〕〔-1.20〕EGARCH(1,1)〔0.15〕〔2.96〕〔1.47〕〔2.17〕(-11.19〕〔15.68〕(341.10〕〔-9.05〕〔-1.78〕2)印度股票市場(chǎng)動(dòng)搖性檢驗(yàn)表5講明，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(fù)，講明印度引進(jìn)指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性顯著減低。顯著的值講明股市具有杠桿效應(yīng)。，全樣本)模型TARCH(1,1)〔2.05〕(8.58)(-2.26〕〔2.29〕(2.60〕〔7.70〕(9.30〕(91.49〕(4.58〕(-5.09〕EGARCH(1,1)〔1.64〕〔9.02〕(-2.15〕(2.32〕(2.58〕(-10.82〕(20.5)(152.3)(-5.7)(-4.93)3)韓國(guó)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性檢驗(yàn)表6講明，韓國(guó)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，講明指數(shù)期貨的引進(jìn)，確實(shí)加劇了韓國(guó)股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性。顯著的值講明股市具有杠桿效應(yīng)。為了檢驗(yàn)韓國(guó)股市動(dòng)搖性的加劇，是由于期貨市場(chǎng)的引進(jìn)加速了信息的流淌而導(dǎo)致的，依舊確實(shí)是由于期貨市場(chǎng)加劇了現(xiàn)貨市場(chǎng)的不穩(wěn)定性而導(dǎo)致的，我們分不研究了在引進(jìn)期貨市場(chǎng)前后、韓國(guó)股市收益率序列動(dòng)搖性的變化。不管是TARCH模型、依舊EGARCH模型，引進(jìn)期貨市場(chǎng)后，值都減小，而值增加。與昨日與市場(chǎng)有關(guān)的價(jià)格變化對(duì)今日指數(shù)價(jià)格變化的礙事相關(guān)，從而被視為“信息〞系數(shù)，本文實(shí)證檢驗(yàn)中的減小講明，在引進(jìn)期貨市場(chǎng)后，新信息對(duì)股價(jià)變化的礙事速度在減慢。反映“舊信息〞對(duì)股價(jià)的礙事。引進(jìn)期貨市場(chǎng)后，信息流速的減慢將導(dǎo)致的增加，“舊信息〞將對(duì)近日的股價(jià)產(chǎn)生較大的礙事。綜合、瞧，期貨市場(chǎng)的引進(jìn)確實(shí)擾亂了現(xiàn)貨市場(chǎng)的穩(wěn)定性。期貨市場(chǎng)的引進(jìn)確實(shí)引起了現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的增強(qiáng)，而且這種增強(qiáng)并不是由于信息流淌速度的加快而產(chǎn)生的。表6:對(duì)KOSPI200指數(shù)收益率序列的TARCH、EGARCH建模)模型TARCH(1,1)(0.20)(5.00)(-2.58)(5.48)(7.97)(106.44)(7.01)EGARCH(1,1)(0.14)(5.44)(-2.67)(-9.48)(14.47)(-7.13)(-7.12)引進(jìn)期貨前子樣本(90.1.4-96.5.2)模型TARCH(1,1)(0.31)(5.68)(-3.62)(2.11)(5.29)(7.85)(128.67)(6.70)EGARCH(1,1)(0.16)(6.10)(-3.87)(2.58)(-9.72)(14.70)(443.85)(-6.71))模型TARCH(1,1)(0.37)(4.02)(2.97)(3.98)(127.37)(5.01)EGARCH(1,1)(0.17)(4.16)(-6.54)(9.07)(428.06)(-5.44)4．不同開展時(shí)期期貨市場(chǎng)對(duì)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事股價(jià)指數(shù)收益率序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果講明，在期貨市場(chǎng)處于初期-迅速開展期、以及迅速開展期-成熟期間，臺(tái)灣地區(qū)、印度、韓國(guó)指數(shù)收益率序列是平穩(wěn)的，即服從I(0)過程，從而可對(duì)其進(jìn)行TGARCH建模。鑒于由于TARCH、EGARCH模型的檢驗(yàn)結(jié)果類似，限于篇幅，那個(gè)地點(diǎn)只給出利用TARCH模型得到的檢驗(yàn)結(jié)果。(1)臺(tái)灣期貨市場(chǎng)不同開展時(shí)期股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性檢驗(yàn)關(guān)于臺(tái)灣地區(qū)現(xiàn)貨指數(shù)收益率序列的檢驗(yàn)結(jié)果講明，當(dāng)期貨市場(chǎng)從初期過渡到迅速開展期，表示期貨市場(chǎng)時(shí)期性變化的系數(shù)并不顯著，講明當(dāng)期貨市場(chǎng)由初期進(jìn)進(jìn)迅速開展期后，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性沒有顯著礙事。當(dāng)期貨市場(chǎng)從迅速開展期過渡到成熟期時(shí)，表示期貨市場(chǎng)時(shí)期性變化的系數(shù)顯著為負(fù)，表示進(jìn)進(jìn)成熟期的期貨市場(chǎng)顯著落低了現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性。表7:TWSE指數(shù)收益率序列的TARCH建?！衬Ｐ蚑ARCH(1,1)-6.2E-05(-0.15)(2.49)(1.68)(3.75)(1.74)(41.32)(5.13)(0.02)迅速開展期-成熟期子樣本〔〕模型TARCH(1,1)(0.28)(2.09)(3.25)(2.51)(46.98)(5.22)E-06(-3.40)(2)印度期貨市場(chǎng)不同開展時(shí)期股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性檢驗(yàn)關(guān)于印度現(xiàn)貨指數(shù)收益率序列的檢驗(yàn)結(jié)果講明，當(dāng)期貨市場(chǎng)從初期過渡到緩慢開展期，表示期貨市場(chǎng)時(shí)期性變化的系數(shù)并不顯著，講明進(jìn)進(jìn)緩慢開展期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性沒有顯著礙事。當(dāng)期貨市場(chǎng)從緩慢開展期過渡到迅速開展期時(shí)，表示期貨市場(chǎng)時(shí)期性變化的系數(shù)仍不顯著，表示進(jìn)進(jìn)迅速開展期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性沒有顯著礙事。表8:對(duì)NIFTY指數(shù)收益率序列的TARCH建模初期-緩慢開展期子樣本〔〕模型TARCH(1,1)(1.42)(4.32)(-1.91)E-06(5.83)(0.35)(17.47)(5.91)E-07(-0.87)緩慢開展期-迅速開展期子樣本〔〕模型TARCH(1,1)(2.59)(2.34)(-2.16)E-06(3.17)(-1.53)(25.52)(3.19)(0.15)(3)韓國(guó)期貨市場(chǎng)不同開展時(shí)期股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性檢驗(yàn)關(guān)于韓國(guó)現(xiàn)貨指數(shù)收益率序列的檢驗(yàn)結(jié)果講明，當(dāng)期貨市場(chǎng)從初期過渡到迅速開展期，表示期貨市場(chǎng)時(shí)期性變化的系數(shù)顯著為正，講明當(dāng)期貨市場(chǎng)進(jìn)進(jìn)迅速開展期以后，期貨市場(chǎng)引起了現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的加劇。當(dāng)期貨市場(chǎng)從迅速開展期過渡到成熟期時(shí)，表示期貨市場(chǎng)時(shí)期性變化的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，表示進(jìn)進(jìn)成熟期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性沒有顯著礙事。表9:對(duì)KOSPI200指數(shù)收益率序列的TARCH建?！衬Ｐ蚑ARCH(1,1)(-1.66)(3.83)(2.32)(3.37)(108.87)(3.82)(2.74)迅速開展期-成熟期子樣本〔〕模型TARCH(1,1)(0.54)(3.12)(1.86)E-06(6.70)(7.13)(136.0)(7.82)(-1.26)5．結(jié)論對(duì)期貨市場(chǎng)的引進(jìn)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性礙事的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果講明，在不同國(guó)家，期貨市場(chǎng)的引進(jìn)對(duì)股票市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事是不同的。利用期貨市場(chǎng)引進(jìn)前后，現(xiàn)貨市場(chǎng)股指收益率的全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)后發(fā)覺，臺(tái)灣地區(qū)引進(jìn)指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性并未發(fā)生顯著變化。印度引進(jìn)指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性顯著減低。而在韓國(guó)，指數(shù)期貨的引進(jìn)確實(shí)加劇了股票市場(chǎng)的動(dòng)搖性，而且這種動(dòng)搖性的加劇是由于期貨市場(chǎng)擾亂了現(xiàn)貨市場(chǎng)的穩(wěn)定性導(dǎo)致。基于期貨市場(chǎng)交易量的變化，我們分不對(duì)臺(tái)灣地區(qū)、印度、韓國(guó)的期貨市場(chǎng)進(jìn)行時(shí)期性劃分〔初期、迅速開展期、成熟期〕，并分不以初期與迅速開展期的過渡時(shí)點(diǎn)、迅速開展期與成熟期的過渡時(shí)點(diǎn)為分界，考察了當(dāng)期貨市場(chǎng)由初期進(jìn)進(jìn)迅速開展期、以及由迅速開展期進(jìn)進(jìn)成熟期時(shí)，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事。檢驗(yàn)結(jié)果講明，在韓國(guó)，當(dāng)期貨市場(chǎng)進(jìn)進(jìn)迅速開展期以后，期貨市場(chǎng)引起了現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的加?。划?dāng)期貨市場(chǎng)從迅速開展期過渡到成熟期時(shí)，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性沒有顯著礙事。在印度，進(jìn)進(jìn)緩慢開展期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性沒有顯著礙事；進(jìn)進(jìn)迅速開展期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性也沒有顯著礙事。在臺(tái)灣地區(qū)，當(dāng)期貨市場(chǎng)進(jìn)進(jìn)迅速開展期以后，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性沒有顯著礙事；而進(jìn)進(jìn)成熟期的期貨市場(chǎng)顯著落低了現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性。綜合兩方面的研究結(jié)果，我們發(fā)覺，在不同國(guó)家以及期貨市場(chǎng)開展的不同時(shí)期，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性的礙事不盡相同。除韓國(guó)市場(chǎng)在引進(jìn)股指期貨初期，期貨市場(chǎng)確實(shí)加劇了現(xiàn)貨市場(chǎng)的動(dòng)搖性以外，大局部的實(shí)證結(jié)果均講明，不同國(guó)家、不同時(shí)期〔尤其是期貨市場(chǎng)進(jìn)進(jìn)成熟期后〕的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)動(dòng)搖性沒有顯著礙事，或者減小了其動(dòng)搖性，這與對(duì)成熟市場(chǎng)的現(xiàn)有實(shí)證結(jié)果是比立一致的。3、股指期貨的推出對(duì)指數(shù)成分股估值的礙事股指期貨的推出，可能使標(biāo)的指數(shù)成分股相對(duì)非標(biāo)的指數(shù)成分股凸現(xiàn)更多時(shí)機(jī)。一方面，指數(shù)期貨的套期保值、資產(chǎn)配置功能，需要標(biāo)的指數(shù)成分股的配合，另一方面，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)成分股的更多配置，才能使其在現(xiàn)貨、期貨操作中掌握更多主動(dòng)。相關(guān)于無(wú)指數(shù)期貨時(shí)代，增量資金的介進(jìn)、存量資金對(duì)組合配置的調(diào)整，都將加大標(biāo)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(shí)期就會(huì)發(fā)生。由此，股指期貨推出前，標(biāo)的指數(shù)成分股可能享受較高溢價(jià)。在股指期貨推出后，標(biāo)的指數(shù)成分股是否能享受這種溢價(jià)那么難有定論。短期內(nèi)，一方面，成份股的走勢(shì)可能受到股指期貨推出前自身溢價(jià)因素的礙事而出現(xiàn)調(diào)整，另一方面，期貨上市初期的價(jià)格、交易表現(xiàn)，以及市場(chǎng)投資者的交易策略，都將礙事現(xiàn)貨的操作方向。從長(zhǎng)期來(lái)瞧，現(xiàn)貨市場(chǎng)走勢(shì)要緊受自身開展主導(dǎo)，股指期貨并不能改變其現(xiàn)貨市場(chǎng)的開展趨勢(shì)。有關(guān)股指期貨推出前后對(duì)成分股估值礙事的研究文獻(xiàn)相對(duì)較少，有鑒于此，下文中，我們不僅以新興市場(chǎng)為例，還以成熟市場(chǎng)為對(duì)象，對(duì)期貨上市出前后標(biāo)的指數(shù)成分股的走勢(shì)進(jìn)行實(shí)證分析。3.1研究方法為考察股指期貨標(biāo)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)本身的盡對(duì)走勢(shì)。由于股指期貨推出前后，標(biāo)的指數(shù)走勢(shì)可能受到估值、股指期貨推出兩方面因素的礙事。為不離估值因素，我們還需進(jìn)一步將股指期貨標(biāo)的指數(shù)與其他非標(biāo)的指數(shù)進(jìn)行比立，以考察標(biāo)的指數(shù)相關(guān)于非標(biāo)的指數(shù)是否出現(xiàn)估值溢價(jià)。關(guān)于股指期貨標(biāo)的指數(shù)相對(duì)非標(biāo)的指數(shù)的估值是否出現(xiàn)溢價(jià)，實(shí)證研究可采納兩種思路。第一種思路是，能夠?qū)⑵谪洏?biāo)的指數(shù)成分股組合作為研究對(duì)象，并選擇與成分股組合受大致相同因素礙事的非成分股組合作為比照組合，分析期貨上市前后，兩個(gè)組合漲幅〔或成交金額、動(dòng)搖性〕的相對(duì)變化。度量指標(biāo)，能夠選擇組合加權(quán)區(qū)間收益率指標(biāo)；也可對(duì)組合加權(quán)日收益率序列進(jìn)行t檢驗(yàn)等，以考察顯著性。這種研究方法最為細(xì)致與客瞧，不但能夠?qū)Τ煞止?、非成分股組合的整體估值水平進(jìn)行比立，還可深進(jìn)分析成分股中權(quán)重股與非權(quán)重股的不同變化，甚至還能夠其他特征作為研究比立的標(biāo)準(zhǔn)。另一種研究思路是，將標(biāo)的指數(shù)與其他非標(biāo)的指數(shù)進(jìn)行比照分析。非標(biāo)的指數(shù)成分股，最好與標(biāo)的指數(shù)成分股具有比立相似的編制方法(例如，市值加權(quán))，同時(shí)各指數(shù)成分股本身具有較強(qiáng)的可比性(例如，受大致相同的宏瞧與市場(chǎng)因素礙事，并具有相當(dāng)?shù)氖袌?chǎng)規(guī)模等特征)。直瞧地，可選定某一基日，利用標(biāo)的指數(shù)相關(guān)于非標(biāo)的指數(shù)的超額累計(jì)收益率的走勢(shì)來(lái)判定。鑒于我們難以搜集到國(guó)外市場(chǎng)股指期貨上市前后標(biāo)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(jìn)行分析。由于這些國(guó)家可作為比照的指數(shù)并不是最理想的樣本，因此實(shí)證結(jié)論具有一定局限性，但仍可大致瞧瞧其共同特征，具有一定參考價(jià)值。3.2新興市場(chǎng)的實(shí)證研究(1)數(shù)據(jù)講明由于作為與標(biāo)的指數(shù)比照的其他指數(shù)推出的時(shí)刻必須在股指期貨推出之前，受數(shù)據(jù)的限制，我們那個(gè)地點(diǎn)僅以美國(guó)、日本、韓國(guó)、印度為樣本進(jìn)行分析。美國(guó)S&P500指數(shù)、日本NIKKEI225指數(shù)、韓國(guó)KOSPI200指數(shù)、印度NIFTY指數(shù)期貨推出的時(shí)刻分不為1982.4.2、1988.9.3、1996.5.3、2000.6.12。比照指數(shù)見表14。表14：美國(guó)、日本、韓國(guó)、印度股指期貨標(biāo)的指數(shù)的比照指數(shù)國(guó)家指數(shù)指數(shù)講明成分股規(guī)模美國(guó)SPX指數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù))市值加權(quán)指數(shù)，反映500只代表美國(guó)所有要緊產(chǎn)業(yè)的股票市值的起伏變化，用以衡量整個(gè)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)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(biāo)準(zhǔn)普爾中盤400指數(shù))市值加權(quán)指數(shù)，用以衡量美國(guó)股市中盤股類的市場(chǎng)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))大盤股,為SPX指數(shù)成分股日本NKY指數(shù)(日經(jīng)225指數(shù))大盤股NEY指數(shù)(日經(jīng)300指數(shù))市值加權(quán)指數(shù)，包含東京證券交易所一部要緊掛牌交易股票,基日為1982.10.1，基數(shù)為100大盤股，與NKY指數(shù)成分股局部重合TPX指數(shù)(東京證交所股價(jià)指數(shù))市值加權(quán)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(jì)算中不包括臨時(shí)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(guó)KOSPI指數(shù)市值加權(quán)指數(shù),包含所有在韓國(guó)證券交易所上市的720只一般股，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KOSPI200指數(shù)差異在于占KOSPI指數(shù)約10%權(quán)重的520只小盤股印度BSE500(孟買證交所500指數(shù))市值加權(quán)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(jì)中的20個(gè)支柱產(chǎn)業(yè)，以1998-99為基期，基值為1000點(diǎn)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(quán)指數(shù),包含200只股票，依據(jù)在孟買證交所掛牌登記的當(dāng)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(quán)指數(shù),包含100只股票，從五個(gè)要緊證交所的“特定〞以及“非特定〞名單中選擇出來(lái)：孟買、加爾各答、德里、阿默達(dá)巴德、馬德拉斯。目的在于編制孟買證交所全國(guó)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SENSEX30(印度孟買證券交易所敏感指數(shù))市值加權(quán)指數(shù),包含30只股票，依據(jù)流通量、市場(chǎng)深度、流通股調(diào)整后的深度、行業(yè)代表性選擇?；跒?978-1979，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(shí)證檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果講明，成熟市場(chǎng)與新興市場(chǎng)具有大致相同的特征。一方面，從股指期貨標(biāo)的指數(shù)本身的走勢(shì)來(lái)瞧，在股指期貨推出前的一段時(shí)刻內(nèi)，標(biāo)的指數(shù)大多呈現(xiàn)上漲走勢(shì)；而推出后，短期內(nèi)無(wú)明顯定論，長(zhǎng)期走勢(shì)那么不受指數(shù)期貨的礙事。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(zhǎng)時(shí)刻，隨著股指期貨上市日的臨近，指數(shù)的上漲態(tài)勢(shì)有所回落。在股指期貨推出后的較短時(shí)期內(nèi)，除香港HSI指數(shù)外，美國(guó)S&P500指數(shù)、日本NIKKEI225指數(shù)、韓國(guó)KOSPI200指數(shù)、印度NIFTY指數(shù)、臺(tái)灣TWSE指數(shù)均出現(xiàn)下跌。但從長(zhǎng)期走勢(shì)來(lái)瞧，上述指數(shù)均呈現(xiàn)穩(wěn)步上漲的態(tài)勢(shì)?？梢姡芍钙谪浲瞥銮?，標(biāo)的指數(shù)成份股享受了一定溢價(jià)，其間存在時(shí)期性上漲；而在股指期貨推出后，短期內(nèi)，標(biāo)的指數(shù)可能會(huì)出現(xiàn)調(diào)整，但指數(shù)長(zhǎng)期走勢(shì)將要緊受自身估值驅(qū)動(dòng),期貨市場(chǎng)可不能對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的長(zhǎng)期走勢(shì)產(chǎn)生顯著礙事。另一方面，從標(biāo)的指數(shù)相關(guān)于其他非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)來(lái)瞧，標(biāo)的指數(shù)成分股在指數(shù)期貨推出前確實(shí)有一定溢價(jià)，但在股指期貨推出后，短期大多出現(xiàn)調(diào)整走勢(shì)。但從長(zhǎng)期來(lái)瞧，標(biāo)的指數(shù)相關(guān)于非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)并無(wú)必定結(jié)論，其走勢(shì)要緊受自身估值礙事。這與上述結(jié)論是全然一致的。在成熟市場(chǎng)，美國(guó)S&P500指數(shù)期貨推出前半年左右，S&P500指數(shù)相關(guān)于比照指數(shù)的走勢(shì)出現(xiàn)上漲，并隨時(shí)刻在臨近期貨上市日前有所回落，期貨推出后短期內(nèi)進(jìn)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)相關(guān)于其他非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)有上漲，而在臨近期貨推出日，那么出現(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(chǎng)，韓國(guó)KOSPI200指數(shù)期貨推出前一年左右，指數(shù)期貨標(biāo)的明顯走強(qiáng)，獲得顯著的正超額收益。而在其推出后一年多的時(shí)刻內(nèi)，那么出現(xiàn)較大的負(fù)超額收益。印度NIFTY指數(shù)期貨推出前四個(gè)月左右，NIFTY指數(shù)成份股有相對(duì)較大幅度的上漲，并在股指期貨推出后一兩年的時(shí)刻內(nèi)，NIFTY指數(shù)成份股仍具有溢價(jià)，其中局部緣故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(guān)系。圖1美國(guó)S&P500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)圖4)圖5)圖6)(3)結(jié)論在股指期貨推出前后，成熟市場(chǎng)與新興市場(chǎng)具有大致相同的特征。一方面，從股指期貨標(biāo)的指數(shù)本身的走勢(shì)來(lái)瞧，在股指期貨推出前的一段時(shí)刻內(nèi)，標(biāo)的指數(shù)大多呈現(xiàn)上漲走勢(shì)，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(wú)定論，長(zhǎng)期走勢(shì)那么不受指數(shù)期貨的礙事。另一方面，從標(biāo)的指數(shù)相關(guān)于其他非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)來(lái)瞧，標(biāo)的指數(shù)成分股在指數(shù)期貨推出前確實(shí)有一定溢價(jià)，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(shì)。但從長(zhǎng)期來(lái)瞧，標(biāo)的指數(shù)相關(guān)于非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)并無(wú)定論，其走勢(shì)要緊受估值礙事。兩方面的結(jié)論是全然一致的。在股指期貨推出前的一段時(shí)刻，成分股存在著時(shí)期性上漲時(shí)機(jī)。推出后，短期內(nèi)現(xiàn)貨市場(chǎng)可能出現(xiàn)下跌，而長(zhǎng)期來(lái)瞧那么全然不受期貨市場(chǎng)的礙事。參考文獻(xiàn)Abhyankar,A.H.,1995,“ReturnandVolatilityDynamicsintheFTSE100StockIndexandStockIndexFuturesMarkets〞,TheJournalofFuturesMarkets,15(4),457-488Antoniou,A.,andHolmesP,1995,“FuturesTrading,InformationandSpotPriceVolatility:EvidencefortheFTSE-100StockIndexFuturesContractUsingGARCH,〞JournalofBanking&FinanceBaldauf,B.andG.J.Santoni,1991,“StockPriceVolatility:SomeEvidencefromanARCHModel〞,JournalofFuturesMarketsBecketti,S.andD.J.Roberts,1990,“WillIncreasedRegulationofStockIndexFuturesReduceStockMarketVolatility?〞,FederalReserveBankofKansasCityEconomicReviewBlack,F.andJ.C.Cox,1976,“Valuingcorporatesecurities:Someeffectsofbondindentureprovisions〞,JournalofFinanceBoard,John;Sutcliffe,Charles,1995,“Therelativevolatilityofthemarketsinequitiesandindexfutures〞,JournalofBusinessFinance&AccountingCarlosA.Ulibarri,JohnSchatzberg,2003,“Liquiditycosts:Screen-basedtradingversusopenoutcry〞,ReviewofFinancialEconomics12ChristopherK.Ma,Rameshp.RaoandR.StephenSears,1989,“Volatility,PriceResolution,andtheEffectivenessofPriceLimits〞,JournalofFinancialServicesResearch.Chin,K.,K.C.ChanandG.A.Karolyi,1991,“IntradayVolatilityintheStockIndexandStockIndexFuturesMarkets〞,TheReviewofFinancialStudiesDaigler,R.T.,andM.K.Wiley.,1999,“TheImpactofTraderTypeontheFuturesVolatility-VolumeRelation.〞JournalofFinanceDavidG.McMillan,AlanE.H.Speight,2003,“AsymmetricvolatilitydynamicsinhighfrequencyFTSE-100stockindexfutures〞,AppliedFinancialEconomicsDemus,B.J.FlemingandR.E.Whaley,1998“Impliedvolatilityfuctions:empiricaltest.〞