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印度股票市場與期貨市場信息傳遞性研究
本文將以印度作為新興市場的代表進行研究，希望運用印度市場上的實證數據，通過對其股票市場和股指期貨市場先行—滯后關系的分析，找到與發達市場具有不同微觀市場結構的新興市場國家中現貨與期貨市場之間的相互作用關系。當然，中國和印度在市場微觀機構和交易機制方面還存在的一些差別。這些差別對研究的結果會有一些影響，但與在發達金融市場上的相關結論相比，對作為新興市場的印度進行分析對我國推出金融衍生品仍然具有很好的參考價值�！ �一、研究方法
進行股票指數現貨市場與期貨市場的信息傳播檢驗，通常采用Granger因果檢驗以及VAR方法。肖輝(2004)應用Granger的檢驗方法檢驗了美國、日本、香港、英國現貨市場和期貨市場波動率之間的先行—滯后關系：張宗成、王駿(2004)通過單位根檢驗，確定硬麥期貨與現貨價格序列具有一階差分平穩性，在此基礎上建立VAR模型并進行協整檢驗，然后建立誤差修正模型并進行Granger因果檢驗，最后對期貨與現貨價格序列進行方差分解和脈沖響應函數分析。如果收益率序列是平穩的，則可以直接對序列進行Granger因果檢驗、建立VAR模型；如果序列非平穩，則需進行協整檢驗。本文將根據上述文獻的研究方法進行實證分析。下面對Granger因果檢驗以及VAR方法進行簡要說明。
1.Granger因果檢驗。
格蘭杰因果關系檢驗(Granger Causality Test)是檢驗經濟變量間因果關系常用的一種計量經濟學方法，其本質是用一種條件概率定義因果關系。Granger因果檢驗依賴于二元同歸形式：
yt=α10 α11yt-1 … α1lyt-l β11ft-1 … β1lft-l ε1t
ft=α20 α21yt-1 … α2lft-1 β21yt-l … β2lyt-l ε2t(1)
式中，αij和βij是常數，｛εit｝是白噪聲。對所有組內可能的(yt,ft)，F統計量為具有聯合假設的Wald統計量，聯合假設為βi1=βi2=…=βil=0。上述兩個方程的原假設分別為f(y)對y(f)沒有Granger影響。格蘭杰方法對模型中變量所取的滯后期長短異常敏感。Granger因果檢驗的前提，要求兩個序列為平穩序列，或者他們之間存在協整關系。對非平穩時間序列變量要先作適當變換，用ADF檢驗判斷為平穩序列后才能進行因果關系檢驗。本文利用AIC和BIC準則進行判斷滯后項的階數。
2.VAR(向量自回歸)。
向量自回歸(VAR)模型的預測方差分解是一種判斷經濟序列變量間動態相關性的重要方法。它實質上是一個新息計算過程，是將系統的預測均方誤差分解為系統中各變量沖擊所作的貢獻。VAR應用的前提要求作為內生變量的序列為平穩序列，或者他們之間存在協整關系。由兩個變量構成的VAR(p)模型的形式如下：
yt=α10 α11yt-1 … α1lyt-l ε1t
ft=α20 α21yt-1 … α2lyt-l ε2t(2)
其中，αij為系數矩陣，{εit}是白噪聲，ε1t，ε2t之間可以同期相關，但不與自己的滯后值相關及不與等式右邊的變量相關。
VAR常用于預測相互聯系的時間序列變量系統。在VAR模型的基礎上，還可以利用脈沖響應函數和方差分解分析隨機擾動對變量系統的動態影響。脈沖響應函數描述VAR中的一個內生變量的沖擊給其他內生變量所帶來的影響。而方差分解是把內生變量中的變化分解為對VAR的分量沖擊。從而給出對VAR中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要性的信息。
3.數據說明。
一般地，期貨與現貨市場價格序列并不具有同時性。由于本文研究的目的是基于市場價格數據來考察兩個市場的先行滯后關系，因此需要定義一個標準的比較時間段。我們選擇期貨與現貨價格均具有交易數據的時間段，并計算對數收益率，近似的得到具有同時性的價格序列數據。我們對印度市場進行日數據的分析，實證數據(包括現貨市場與期貨市場)的起始期間為指數期貨的上市之初(即2000.8.14)，終止時間為本研究開始取樣的時刻(即2005.12.7)；共包含了1315個日交易數據。本文的數據來源于國泰君安證券研究所。
正如Stoll和Whaley(1990)、Baek和Brock(1992a)等在他們的研究中所發現的那樣，在本研究的數據中現貨和期貨指數收益率序列也存在顯著的自相關性。本文利用AR(n)-EGARCH(p，q)模型對現貨指數及期貨原始收益率序列進行過濾，其目的是消除原始收益率序列的自相關性。實證發現，AR(2)-EARCH(1，1)模型是最合適的模型。限于篇幅，此處不再給出模型的檢驗結果，而直接利用AR(2)-EARCH(1，1)模型過濾后的現貨和期貨兩個新息序列進行檢驗。
本文采用計量經濟學分析軟件Eviews4.0進行數據處理和計量實證檢驗。
二、基于日對數收益率序列的實證檢驗
1.基于原始收益率序列的實證檢驗。
�、賳挝桓鶛z驗。
根據表1可知，印度市場現貨與期貨指數的原始日對數收益率序列滿足平穩性要求，所以不必再進行協整檢驗。
2.Granger因果檢驗。
根據下面表2，在印度期貨市場指數對數收益率與現貨市場指數對數收益率之間存在著雙向Granger因果關系，從而不但期貨市場對現貨市場具有信息傳播作用，現貨市場對期貨市場也具有信息傳播作用。
�、踁AR模型的建立。
對印度現貨市場原始收益率的對數(LN_ID_CASH)和印度期貨市場原始收益率的對數(LN_ID_FUTURE)建立VAR模型。
LN_ID_CASH=0.38176664*LN_ID_CASH(-1) 0.006596973758*LN_ID_CASH(-2)-0.243191962*LN_ID_FUTURE(-1)-0.152899359*LN_ID_FUTURE(-2) 0.0005910041874 (3)LN_ID_FUTURE=0.6432775473*LN_ID_CASH(-1) 0.227915549*LN_ID_CASH(-2)-0.5383072284*LN_ID_FUTURE(-1)-0.3508987567*LN_ID_FUTURE(-2) 0.0005886721361(4) 根據對上述模型估計的結果可以看出，現貨與期貨收益率序列的向量自回歸模型的最大滯后階數為2，這為Grange因果檢驗、脈沖響應分析和方差分解提供了依據。
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表3中(1)表示現貨和期貨收益率受到來自現貨市場的影響，(2)表示現貨和期貨收益率受到來自期貨市場的影響。由此可知，影響期貨收益率變動的方差大部分來自于期貨市場，并且隨著滯后期的增加總方差中來自于現貨市場的部分呈上升趨勢，最終趨于5.11％，而來自期貨市場部分的影響呈下降趨勢最終趨于99.49％。對于現貨收益率變動長期作用的方差，滯后期為1時100％來自現貨市場，隨著滯后期的增加，總方差中來自現貨市場的部分呈下降趨勢，最終趨于92.03％，來自期貨市場的部分呈上升趨勢，最終趨于7.98％。平均說來自現貨市場的方差在總方差中所占比例39.03％小于來自期貨市場的60.91％。因此對于印度來說，期貨市場的價格發現功能起主導作用。
⑤脈沖響應分析。
利用前面的模型(3)、(4)，從下圖1可見，一個標準差的期貨市場收益率的沖擊(如(a)所示)在第1期對現貨市場收益率沒有產生影響，在第2期達到最大，然后逐漸減弱。而一個標準差的現貨市場收益率的沖擊(如(b)所示)在第1期就對期貨市場收益率產生較大影響，在第2期到第4期有一個波動，然后逐漸減弱。比較兩個市場對沖擊的響應，現貨市場對期貨市場的沖擊響應的速度更快，而期貨市場對現貨市場的沖擊要持久一些：
2.基于AR(2)-EGARCH(1，1)過濾的收益率序列的實證檢驗。
經過AR(2)-EGARCH(1，1)過濾的對數收益率序列也是平穩序列，可利用VAR方法進行檢驗。經過Granger因果檢驗發現期貨市場收益率與現貨市場收益率之間互為Granger原因關系(為了簡化，這里只說明結論沒有列出檢驗過程)。
進一步進行脈沖響應分析，從下圖2可見，基于AR(2)-EGARCH(1，1)過濾后的收益率序列的實證檢驗結果與基于原始收益率序列的檢驗結果是類似的，表明，現貨市場對期貨市場的沖擊(如(b)所示)響應的速度更快，而期貨市場對現貨市場的沖擊(如(a)所示)要持久一些；通過對圖2中(a)(b)的對比可見，現貨市場(期貨市場)對期貨市場(現貨市場)沖擊的響應基本一致�；谠己瓦^濾兩種收益率序列檢驗的不同之處在于，由于采用AR(2)-EGARCH(1，1)過濾后的收益率序列剔出掉了收益率序列的自相關性，兩個市場之間的信息傳播減弱的速度要快于基于原始收益率時的結果。
三、結論
本文實證結果表明，印度期貨市場收益率與現貨市場收益率之間存在雙向Granger因果關系，期貨市場對現貨市場具有波動性傳遞作用，現貨市場對期貨市場也具有波動性傳遞作用，但期貨市場的價格發現功能起主導作用。這個針對印度市場的實證結果雖然不如前述文獻的結果顯著，但基本上反映了相同的趨勢。也就是說，本文實證結果表明，基于印度市場日間數據所表現出來的新興市場上的股指與股指期貨波動率之間的互動關系與前述文獻針對發達市場的理論結果基本上一致。
期貨市場的發展要以現貨市場為基礎，但是，一旦期貨市場在現貨市場內在要求的推動下得以形成和發展起來，它就會反作用于現貨市場，并通過其獨特的經濟功能來能動地調節和引導現貨市場的運行和發展。然而，現貨市場結構的不完善性為期貨市場的實際功能和現實運行效果限定了一個難以逾越的邊界。在現貨市場結構相對完善并且數量風險和收入風險能夠得到較好吸收的情況下，期貨市場的積極功能就會顯著地呈現和發揮出來，這種情況下引人期貨交易能較好的調節和引導現貨市場的發展；在相反的情況下，期貨市場分散風險的功能就會因市場結構的嚴重缺陷及數量風險和收人風險的加大而難以正常地得以發揮。但并不是說一個不完善的現貨市場就不能進行期貨交易，一個市場的發展主要取決于市場的客觀需求，它是不以人的意志為轉移的。國外許多期貨市場，是在市場需求的推動下自發地產生的，中國的期貨市場則是在市場的客觀需求和政府推動共同作用下產生的，印度金融衍生品發展的也是以一種強制性的模式發展的�？梢姡F貨市場的發達程度和條件是否完全具備，并不是決定能否進行期貨市場試點和推出某個品種的惟一依據，關鍵要看市場需求。
從中國改革開放20年的情況看，市場經濟對期貨市場的需求是毋庸置疑的。特別是隨著中國加入WTO和國有企業改革的深入，改制后的國有企業對許多品種期貨交易的需求更加迫切。目前，我國金融領域、資本市場和貨幣市場的改革都進入了關鍵階段。股權分置改革年內即可基本完成，為推出股指期貨掃清了最后的障礙；貸款利率的放開、央行融資券的發行、機構進入銀行間同業拆借市場、人民幣利率互換交易試點等，使得人民幣國內價格形成機制越來越市場化，為利率期貨及其衍生品的產生提供了基礎；而匯率浮動范圍的加大，也使業界對匯率衍生工具翹首以盼。這些改革措施都在一定程度上加大了市場的波動性，市場波動的出現不僅使避險成為內在需求，同時也為金融衍生品提供了交易的基礎。監管層為推出金融衍生品也做了大量的工作，我國《期貨交易法》立法程序啟動，其中將涵蓋金融衍生品的內容，立法啟動將為期貨市場規范發展創造良好的法律環境。上海金融衍生品期貨交易所也正式獲準籌建。種種跡象表明，我國金融衍生品市場將在今年進入快速發展的階段，我國金融衍生品推出的市場時機已經比較成熟。此時，印度取消賣空限制、推出股指期貨、期權，逐步放開衍生品交易等措施為我國的金融衍生品市場的發展提供了可參考的路徑。
參考文獻：
[1]張宗成，王駿.基于VAR模型的硬麥期貨價格發現研究[J].華中科技大學學報(自然科學版).2005；7，第33卷第7期
[2]肖輝.基于價格發現相對有效的定價研究[D].上海交通大學博士學位論文，2004
[3]肖輝，吳沖鋒.股指與股指期貨日內互動關系研究[J].系統工程理論與實踐，2004
[4]Abhyankar,A.H.，Return and Volatility Dynamics in the FTSE100 Stock Index and Stock Index Futures Markets[J]，The Journal of Futures Markets，15(4)，457-488，1995
[5]Antoniou，A.，and Holmes P,Futures Trading,Information and Spot Price Volatility：Evidence for the FTSE-100 Stock Index Futures Contract Using GARCH[J],Journal of Banking
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