重庆工商大学学报 社会科学版" DDDDDDDDDDDDDDD第 卷 " 二 单位根检验 量检验之前必须先检验时间序列是否平稳即检 由于沪深 "" 股指期货收盘价格指数& 上证 验上述序列是否服从单位根过程" 综合指数&深证成指均为时间序列在进行其他计 表 D单位根 &U检验结果 原序列 &U值 '

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1 " 年 月 &' ) " 重庆工商大学学报 社会科学版" 第 卷第 期 : ; - - A: -" B CDEF) : ) J K ) -) M ") " ") "" 中国股票期货市场与现货市场关系实证研究 基于沪深 "" 股指期货与现货指数 黄D嘉林D丽 " 广西大学 商学院 广西 南宁 """ 摘D要中国股指期货市场与现货市场存在长期稳定的协整关系现货市场对于期货市场 具有一定的解释力度现货指数的上涨是股指期货看涨的单向格兰杰原因 长期来看股指期 货市场对现货市场具有稳定的正向引导关系并且对上海 &股市场和深圳 &股市场的影响有 所区别的 关键词股指期货&现货&B&e模型&协整关系 中图分类号) D 文献标志码)&D 文章编号) P"""" P"" P" 将推出股指期货之后的样本涵盖进来 研究股指 DD一引言 股指期货作为风险管理的手段之一 对平滑 期货市场与现货市场之间的内在联系" 本文数据 中国资本市场不必要的波动性有着不可小觑的作 Q ) " 软件 处理采用 A 用" "" 年 " 月 " 日 中国金融期货交易所推 表示上证指数序列 出沪深 "" 股指仿真指数" 从股指期货仿真交易 表示沪深 "" 股指期货" 以 的实际运行情况看除了资金要素是虚拟的之外 仿真交易与股指期货真实交易具有高度一致性 其交易数据在很大程度上代表了真实交易状况" "" 年 月 日 中金所正式推出股指期货合 约" 鉴于股指期货市场建立的时间很短 交易品 二实证研究 " 一 相关性分析 通过对样本数据计算得出 沪深 "" 股指期 货与上证综合指数& 沪深 "" 股指期货与深圳成 种比较单一沪深 "" 股指期货合约仍然继续交 分指数的相关分别为 与 即 "" 交易数据从 "" 年 " 月 易合约代码为 沪深 "" 股指期货与上证综合指数& 深证成分指 一直延续到最新交易日数据 为实证研究积累了 数走势具有正相关性" 但是具体来说它们之间 可观的第一手资料" 因此本文通过选取 "" 年 的关系是长期均衡关系还是短期均衡关系 到底 月 日至 "" 年 月 日沪深 "" 股指期货& 是股指期货变动引起现货市场变动还是后者的变 上证综合指数& 深证成分指数的每日收盘价 剔 动引起前者的变动 则需要进一步研究后才能 除节假日的无效样本后 共 " 组数据 为样本 确定" ' 收稿日期"" P P" ' 作者简介 黄D嘉 " 女& 硕士研究生 就读于广西大学商学院金融学专业 主要从事金融与投资管理 研究 林D丽" 女&硕士研究生就读于广西大学商学院金融学专业主要从事银行管理研究

2 重庆工商大学学报 社会科学版" DDDDDDDDDDDDDDD第 卷 " 二 单位根检验 量检验之前必须先检验时间序列是否平稳即检 由于沪深 "" 股指期货收盘价格指数& 上证 验上述序列是否服从单位根过程" 综合指数&深证成指均为时间序列在进行其他计 表 D单位根 &U检验结果 原序列 &U值 ' Z临界值 差分序列 &U值 ' Z临界值 P) " " " P "" P P "" P P "" P) DD由表 可以看出 则五个指标来进行选择滞后期" 计量结果表明 &U绝对值均小于 Z 临界值的绝对值 即沪深 [e统计量&ca&& 准则选择的滞后期为 而 "" 股指期货& dh信息准则显示合适的滞后期为 " 位根的原假设均未被拒绝" 而它们的二阶差分序 因此综合考虑选择模型滞后阶数为 " 列的 &U值均大于 Z 临界值的绝对值 也就是 )模型形式 说原时 间 序 是 二 阶 单 整 为了研究股指期货市场与现货市场构筑的系 统中沪深 "" 股指期货& 上证指数和深圳成指三 过程" " 三 模型构建 个内生变量之间的关联性 在满足变量平稳性假 滞后期的选择 定与确定滞后阶数的基础上我们建立了 B&e模 首先 我 们 根 据 [e 统 计 量& 最 终 预 测 误 差 型的一般表达式' ca && 信息准则&@信息准则与 dh信息准 " J A " C " B C2 C J B B DD其中 表示沪深 "" 股指期货的每日收盘 B C J B B 别表示各矩阵冲击向量 为白噪声过程" 价@d表示上证综合指数的每日收盘价@j 然后根根据所选择的滞后阶数和样本数据 表示深圳成指每日收盘价 下标 表示 期 P- 我们估计出下列 B&e 模型即' 表示由 期滞后 - 期的期序数 矩阵 2 - 分 F J A F " C F F F " B " J C " " B B " " J " B C B B B " J C " B BF " B " " J B C F B " B B " " " J B B DD由拟合式可以看出期货市场收盘价各期滞后 收盘价受其自身及深圳市场各期滞后值的影响都 值对期货市场收盘价均具有负向效应 而现货市 为负期货市场收盘价滞后值对现货市场收盘价 场收盘价各期滞后值对于期货市场收盘价则有正 的影响总体上为负" 在深圳 股票现货市场各期 向效应" 对于上海股票现货市场来说 现货市场 滞后值对上海现货市场呈现出了较强的正效应

3 第 期DDDDDDDDDDDDD黄D嘉林D丽中国股票期货市场与现货市场关系实证研究 期货市场与上海现货市场收盘价的各期滞后值对 由于我国股指期货推出的时间短 研究的有 其具有负向引导作用 其自身各期滞后值则与深 效样本较少为了克服小样本条件限制的缺陷本 圳现货市场总体负相关" 极大似然值法来做协整检验 文采用了 " 四 协整检验与误差修正模型 检验结果分别列示于表 " 表 D股指期货与现货的协整检验结果 变量组 协整方程数 E &@j 与 至多 个 至多两个 特征值 迹统计量 "Z临界值 c值 " ) " ) " " " " " " ) " 标准化协整 """ " P P " " "@j 标准化协整方程 DD 通过表 可以看出 我国股票期货市场与现 从协整分析可知 沪深 "" 股指期货与股票 货市场之间存在长期均衡关系 并且根据标准协 现货市场存在长期均衡关系 而且是正向均衡关 整方程判断股票期货市场与现货市场之间呈正 系所以考虑运用向量自回归模型 BA 进一步 向引导关系与前面相关性分析的结果一致" 研究变量之间因果关系" )误差修正模型 表 D基于 BA的股指期货与现货关系检验结果 U 因变量 自变量 值 值 值 A6 P P "" P " " " U P P P) P P) P " P) " U P P " P P " P P) P U P " " P P P " P U P P " P " P ) ) ) "" P P " P " P " P P " P " " " " P " P "" P P " " P P " "" " " " P ) " " P "" " P "" P " P "" P " " P " P " " DD结果显示 &@j的变动是 的各滞后项的均显著异于 "表明不管从长期 &@j的变动对 还是 短 期 来 看 变 动 都 动 的 方 变动的贡献作用不明显" 再者 通过 原因" 方程分析可知A6 P 和 U 程和 U@

4 重庆工商大学学报 社会科学版" DDDDDDDDDDDDDDD第 卷 " 五 格兰杰因果检验 表 D基于 B&e的格兰杰因果检验 的 b 原因 b 的 b 原因 b 原因 值 c值 结论 ) )AP" 拒绝原假设 接受原假设 ) )AP" 拒绝原假设 接受原假设 &@j都是 的格兰杰 追踪期 ") ) " ") ) ) ) ) ) ) ) ) ) ) ) " ) 原因而 &@j的格兰杰原因" 我们基于 BA模型对沪深 "" 股指期货收 " 六 方差分解 表 D方差分解结果 盘价&上证指数收盘价与深证成指收盘价进行了 " 方差分解结果 方差分解" ) "" "" ) 预测误差的贡献度都下滑到 "Z 以下 因此总体 ) " ) ) 上来说股票现货市场对期货市场波动性的解释 ) 力度并不是很强" 相比之下 ) 的影响更为显著 这种影响从第一期起在随后各 ) " ) 期中逐渐增加 从第四期开始 ) ) ) 误差贡献度与 ) ) 定最终分别稳定在 Z左右和 "Z 左右在一 " ) ) ) " 定程度上反映了股指期货收盘价的上扬对股票现 追踪期 天 货指数上升具有解释力度" " 三结论 追踪期 天 ) 关系现货市场的波动会显著影响期货市场期货 ) " ) 市场的波动也会传递到股票现货市场" 从短期来 ) ) 看股指期货市场对现货市场具有正向引导关系 ) " " 并且这种引导作用有不断增强的趋势" 而现货市 ) ) 场波动在短期内对股指期货的冲击力度有限" 这 ) " ) 表明我国股票市场的期货价格对现货价格具有 ) " ) 较强的解释力度" 因此 监管机构要加强对投资 ) ) " 者的风险教育 一方面让期货投资者树立正确投 ) ) " 资理念减少不必要的非理性投资行为提高期货 " ) " ) " 市场定价效率另一方面也要通过风险教育令股 股指期货与股市指数之间存在着长期协整

5 第 期DDDDDDDDDDDDD黄D嘉林D丽中国股票期货市场与现货市场关系实证研究 票投资者能从中判断现货市场走势 从而达到规 期更为显著并且随着时间推移逐渐趋于稳定即 避风险的目的" 股指期货对现货市场的引导效应具有即时性" 因 )在格兰杰因果检验中 上海和深圳的股票 此在我国股指期货市场推出后为了避免股指期 现货指数都是沪深 "" 股指期货的格兰杰原因 货给现货市场带来不必要的波动 应当制定有效 而沪深 "" 股指期货不是现货指数的格兰杰原 的股指期货风险管理机制 逐步形成完善的风险 因即股票现货市场是期货市场的单向格兰杰原 预警机制与疏导机制避免金融衍生品风险积聚 因" 格兰杰检验结果看似与上述结论相悖 其实 危害实体经济稳定性" 不尽然" 期货市场的价格对现货市场价格具有指 导作用是建立在现货价格形成合理的基础上的" 参考文献) 但是目前我国股票市场还不是非常成熟 上市公 ' 潘红宇)时间序列分析' V )北京对外经济贸易大学 司股票价格普遍存在定价不合理的现象 造成我 国现货市场对期货市场的影响有限 股指期货的 价格发现功能没有得到完全发挥" 所以 为了加 强股指期货对现货引导效应 首先应当规范股票 现货发行定价机制 通过按市值比例向二级市场 中小投资者配售一部分股份& 引入动态财务评价 cf发行价格更加合理" 标准等措施使 出版社"") ' 李子奈潘文卿)计量经济学 ' V )北京 高等教育出 版社"") ' 史丽芳胡啸兵)股指期货仿真交易市场与现货市场 的关联问题研究基于 B&e模型的检验与分析 ' )郑州航空工业管理学院学报""" M ) ' 佟孟华杨荣郭多祚)股指期货价格发现功能的实证 )统计与信息论 研究基于现货指数变化趋势 ' 上海股票市场& 深圳股票市场与股指期货 市场的关系是有区别的" 上证综合指数的波动对 沪深 "" 股指期货的解释力度要远远大于深证成 分指数股指期货市场对深圳股票市场的引导作 用更加明显" 这主要是因为' 一方面 上海 &股 市场在上市公司数目& 总市值的方面都要明显大 于深圳 &股市场 所以对于以沪深 "" 股票指数 为标的资产的期货合约受上海 &股市场波动的 ) 坛""" M ' 吕书良方文浩王祥昌)股指期货与现货指数关系研 )时代金融""" M ) 究' ' 王荣)沪深 "" 指数期货与股票现货关系的实证研究 ' )经济论坛""" M ) ' 邢天才张阁)中国股指期货对现货市场联动效应的 )财经问题研究""" M 实证研究' ' 刘启胜等)股票期权制度在我国实施的现状及对策 ' )重庆邮电大学学报 社科版" """ M ) 影响更大另一方面股指期货市场的变动更易对 规模相对较小的深圳 &股市场起到引导作用" " 责任编校夏D东朱德东 )由方差分析结果不难发现 沪深 "" 股指 期货对上证综合指数与深圳成分指数的影响在初 A' ' 6 & 6 ' " ' "& ' 9 "- 6 J@ & E J "2-E J ' ":' " --- -: -: ; : 2 -a 2 - W -: d=&eb [ E[ " &6 ) E)@ ) 9 : 4 E)@ M)) ) """ ) & 6 ' 62 M - -: \ - - \ Q - W -: ] W -: ' ] W ' ] W ' ' Q - ] W -: 2 ' -: - : - b 9 2 ] W -: ) ] 2 M ]' : W -: ] W 2 \ ' : - - ' ] W 2 Q W -: ] W 2 : - 2 &M 2 W ] W -a 2 - &M 2 W ] W ) 9 2& ' W ' B&e] : -

张成思 本文运用向量系统下的协整分析方法 针对 年不同生产和消 费阶段的上中下游价格的动态传导特征以及货币因素对不同价格的驱动机制进行分析 研究结果表明 我国上中下游价格存在长期均衡关系 并且上中游价格对下游价格具有显 著动态传递效应 而下游价格对中游价格以及中游价格对上游价格分别存在反向传导的 倒逼机制 另外 货币因素对上游价格的动态驱动效果最为显著 但并没有直接作用于下 游价格 因此 虽然货币政策的现时变化可能在一段时间内不会直接反映在下游居民消费价格的变化上

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