国债期货与现货之间的价格传导 及波动溢出效应 张雪莹 龙腾飞 摘要 : 本文选取 2013 年 9 月 6 日至 2014 年 12 月 31 日的国债期货价格与现货价格数据, 从期现价格传导和价格波动溢出效应两方面, 对我国国债期货市场和现货市场的信息传递机制进行了实证研究 结果表明, 国债期货价格可以显著引导现货价格, 国债期货市场对现货市场传递能力更强, 国债期货已具备价格发现功能 关键词 : 国债期货价格国债现货价格价格传导波动溢出效应 引言及文献综述 差异, 很难反映真实市场的价格行为 而其它一些 国债期货在中国金融期货交易所上市交易, 是我国债券市场发展的重要里程碑, 它在丰富市场投资工具 规避利率风险 促进债券市场合理定价 提升债券现货流动性等方面具有重要作用 国债期货交易重启后, 国债期货与国债现货市场之间的信息传递引起理论界和实务界的广泛关注 市场之间的信息传递一方面可以通过期货和现货价格之间的传导关系来反映 ; 另一方面, 可以通过两市场价格变化的方差或波动溢出体现出来 国内一些学者对我国国债期货与现货价格之间的传导关系以及波动性溢出问题进行了初步探索, 主要的研究成果总结在表 1 中 对国债期货上市交易后实际数据进行的研究, 最长样本期也不超过一年 样本选择上的时间跨度较短, 会导致结论的偶然性 与这些文献相比, 本文的扩展之处主要有 : 一是研究样本区间扩大, 样本时间跨度为 2013 年 9 月 6 日至 2014 年 12 月 31 日, 共有 321 对数据 ; 二是研究指标选取更丰富和全面, 国债现货价格指标包括了现券 国债 ETF 和国债指数 ; 三是研究方法更系统, 本文从价格引导关系和波动溢出两个角度进行研究 通过这些扩展, 力求更加真实地反映国债期货价格与现货价格之间的关系, 更好地呈现我国国债期货价格发现功能的实现情况 由表 1 可见, 目前国内文献大都集中于国债期 货和现货价格引导关系的分析, 一些研究所用的样 本处于国债期货的仿真交易时期, 无论是交易环境 还是数据选取, 和实盘交易比起来, 仍会存在较大 数据和方法 ( 一 ) 数据选择和处理 本文选择我国国债期货重启交易以来的期货价 18 债券 2015.6
格和现货价格数据作为研究对象 以上市交易的 5 年期国债期货合约日收盘价为期货价格 由于国债期货合约时间跨度有限, 且合约进入交割月份后交易量较小, 数据不稳定, 为克服期货价格不连续和数据不稳定的缺陷, 在参考国债期货合约交易活跃度 ( 成交量和持仓量 ) 的情形下, 笔者通过反复比较, 采取主力期货合约到期前四周改为下一主力合约的做法得到连续的国债期货价格序列 现货价格的选取较为复杂 本文把现货价格指标分为实物券指标 国债 ETF 指标和国债指数指标 (1) 实物券指标为最便宜可交割券 (CTD 券 ) 的价格, 这是基于以下几点原因 : 一是活跃度较高, 即成交量和持仓量较大 ; 二是流动性较大, 可以便利买卖 ; 三是与国债期货主力合约对应, 且是隐含回购利率最高的券种 CTD 券价格可以直接从 Wind 数据库获得, 再经转换因子调整就可获得连续的价格序 列 (2) 国债 ETF 指标包括国泰上证 5 年期国债 ETF ( 代码 511010) 和嘉实中证金边中期国债 ETF( 代码 159926), 目前中国国债 ETF 以这两只为主, 它们要经加权转换因子调整 1 (3) 目前可以搜集到的国债指数指标包括上证 5 年期国债净价指数 中证中期国债净价指数 中债固定利率国债净价指数 中债国债总净价指数 中债银行间国债净价指数 中债交易所国债净价指数 我们选取上证 5 年期国债净 2 价指数和中债银行间国债净价指数分别代表交易所和银行间的国债现货价格 样本时间跨度为 2013 年 9 月 6 日至 2014 年 12 月 31 日, 数据来源于 Wind 数据库和通达信金融终端 我们把上述指标列为表 2 ( 二 ) 模型和方法介绍本文首先对期货指标 (F) 和现货指标 (S) 的时间序列进行平稳性检验和协整检验, 考察两者之间 表 1 相关研究成果梳理 作者研究样本样本时期主要方法主要结论 袁朝阳和刘展言 (2012) 周冰和陈杨龙 (2013) 马健 (2013) 罗琴 (2014) 仿真交易主力合约收盘价为期货价格 ; 上交所 5 年期固定利 2012 年 2 月 15 日至率债券 02 国债 (13) 的收盘价 2012 年 5 月 24 日格为现货价格 TF1212 收盘价 ; 现货数据选取中债 - 国债 5 ~ 7 年全价指数 2012 年 3 月 12 日至 2012 年 11 月 15 日 国债期货仿真交易日收盘价 ; 2012 年 2 月 13 日至对应日期的五年期中国国债日 2013 年 9 月 6 日收盘价 国债期货主力合约日收盘价 ; 2013 年 9 月 6 日至上证 5 年期国债指数 (000140) 2014 年 3 月 6 日为现货价格 国债期货交易日数据, 文华现 2013 年 9 月 6 日至朱凌谊 (2014) 债指数日收盘价 2014 年 3 月 7 日 胡涛 (2014) 黄海 (2014) 主力合约期货收盘价, 对应不 2013 年 9 月 6 日至同时间段的 130015 130020 2014 年 3 月 7 日共 140003 的三只现券 118 个交易日 国债期货主力合约 ( 由交易量最大的合约组成的连续交易合 2013 年 9 月 6 日至约 ) ; 国泰上证 5 年期国债 ETF 2014 年 2 月 14 日每分钟的高频价格数据 平稳性检验 协整检验 格兰杰因果检验 VECM 模型及方差分解 协整检验 格兰杰因果检验 格兰杰因果关系 脉冲响应函数分析 现货价格单向引导期货价格, 仿真时期, 国债期货并未发挥显著的价格发现作用 国债现货价格单向引导期货价格, 仿真交易还不具备价格发现功能, 波动显著受现货市场影响 国债现货价格变动先于期货价格, 与期货价格发现功能相左 运用协整 Granger 因果关系 ECM 模国债现货价格单向引导期货价格, 国债期型分析价格引导关系, 运用 GARCH 货市场价格发现效率 市场运行效率并不 ARCH-M TARCH 模型分析价格波动高 协整 VAR 模型 ECM 模型 Granger 因果关系 ARCH 模型 现债指数引导国债期货加权指数, 国债期货并不具备价格发现功能, 但却降低了现货市场波动, 使得现货交易的杠杆性加强 ADF 检验 VAR 模型 Johansen 协整期货价格引导现货价格, 期货价格波动影检验 Granger 因果检验 脉冲响应函响更大, 它可以解释大约 90% 的现货价格数以及方差分解模型变动 平稳性检验 Johansen 协整检验 VECM 模型 国债期货价格领先现货价格 5 分钟以上, 国债期货已具备良好的价格发现功能 CHINABOND 2015. June 19
是否存在长期均衡关系 其次, 运用格兰杰因果关系检验来分析 F 和 S 之间是否存在因果关系以及方向如何 最后, 我们选用 BEKK-GARCH 模型来研究期现货价格之间的波动溢出效应, 以此来说明哪个方向的信息传递能力更强 1. 格兰杰因果关系检验对于模型 : (1) 其中, 现货价格变量 S 分别包括 CTD ETF1 ETF2 SZ ZZY 零假设 H 0 : 意味着 S 不是 F 的格兰杰原因, 如果拒绝零假设, 则说明 S 的过去值对 F 现值的变化具有解释能力, 即 S 是 F 的格兰杰原因 反之, 若对于模型 : 表 2 数据指标说明和符号指标分类 说明 符号 期货指标 (F) 收盘价 国债期货日收盘价 F 实物券 CTD 券 CTD 511010 ETF1 国债 ETF 现货指标 (S) 159926 ETF2 (2) 零假设 H 0 : 意味着 F 不是 S 的格兰杰原因, 如果拒绝零假设, 则说明 F 的过去值对 S 现值的变化具有解释能力, 即 F 是 S 的格兰杰原因 2.BEKK-GARCH 模型 BEKK-GARCH 3 模型所需条件弱, 且待估参数较少, 比较适合波动溢出效应的分析 其均值方程表示为 : (3) 为 t 时刻的期货收益率, 为 t 时刻的现货收益率 反映了收益均值从现货市场到期货市场溢出, 反映了收益均值从期货市场到现货市场溢出 方差方程形式为 : (4) H t 为 t 时刻 2 2 阶条件方差协方差矩阵, 为 2 2 维下三角常数矩阵, 矩阵 A 为二阶 ARCH 项系数矩阵, 矩阵 B 为二阶 GARCH 项系数矩阵, 把 (4) 式写成矩阵形式 : 国债指数 上证 5 年期国债净价指数中债银行间国债净价指数 SZ ZZY (5) 在公式 (5) 中, 矩阵 A 对角元素为 a 11 和 a 22, 非对角元素为 a 12 和 a 21, 其值显著则表明存在短期 120 115 110 105 100 95 90 85 80 图 1 各指标价格序列走势图 2013-09-06 2013-10-06 2013-11-06 2013-12-06 2014-01-06 2014-02-06 2014-03-06 2014-04-06 2014-05-06 2014-06-06 2014-07-06 2014-08-06 2014-09-06 2014-10-06 2014-11-06 2014-12-06 F ETF1 ETF2 SZ ZZY CTD 波动溢出效应 相应的, 矩阵 B 对角元素为 b 11 和 b 22, 非对角元素为 b 12 和 b 21, 若其系数值显著则表明存在持久波动溢出效应 本文主要通过分析系数矩阵 A 和 B 非对角元素显著与否来判断期货市场和现货市场之间的波动溢出效应 价格传导分析所用软件为 Eviews7.0 波动溢出效应采用计量软件 Winrats8.0 进行实证分析 20 债券 2015.6
实证结果和分析 ( 一 ) 描述性分析 上述各指标价格序列趋势图见图 1 从图 1 可以看到,CTD 指标除有几个跳跃点外, 趋势与期货收盘价一致, 差异不大 两个国债 ETF 指标波动稍大, 但趋势与期货指标大体一致, 这 也许是加权转换因子调整的原因 国债指数指标走势一致, 只是位置高低 稍有不同 : 中债银行间国债净价指数 ZZY 最高, 上证 5 年期国债净价指数 SZ 在其下方 从价格走势上, 我们可以初步认为期现货价格之间存在某种 相关关系 ( 二 ) 期现货价格传导关系分析 通过表 3 的平稳性检验可以看到, 所有指标的水平序列是不平稳的, 而一阶差分序列平稳, 说明它们均是一阶单整, 即 I(1) 残差序列 采用 EG 两步法进行协整检验, 对 进行单位根检验, 检验结果见表 4 统计量 F CTD ETF1 ETF2 SZ ZZY 水平值 ADF 检验 -0.4797 [0.892] -0.6964 [0.845] 0.2172 [0.973] -0.6664 [0.852] -0.3216 [0.919] -0.6018 [0.867] 是否平稳否否否否否否 一阶差分 ADF 检验 F -16.368-15.314-16.427-14.805-12.001-8.616 是否平稳是是是是是是 CTD ETF1 ETF2 SZ ZZY -15.1595-3.47627 [0.0005] -2.9906 [0.0028] 进行 OLS 回归, 得到 ; 然后对残差序列选择不含截距项和趋势项的形式 可以看到, 在 1% 水平下, 残差序列都是平稳的, 两者协整, 二者存 在长期均衡稳定关系 格兰杰因果检验 : 本文对滞后 2 期到滞后 30 期均进行了检验, 为节 约篇幅, 仅选取具有代表性的 2 5 10 30 期列为表 5 结果显示 : 国债期货价格在 5% 显著性水平下是国债现货价格的格 表 3 各序列 ADF 检验 注 : 方括号内为 P 值 表 4 E-G 两步法协整检验结果 注 : 方括号内为 P 值 -5.2739 [0.0000] -4.1175 [0.0000] 兰杰原因, 期货价格显著引导现货价格 而国债现货价格不是国债期货价格的格兰杰原因却无法得到一致结论, 在某些时期存在短暂的双向因果关系 ( 三 ) 波动溢出效应研究运用 Winrats 计量软件进行波动溢出效应分析, 得到表 6 的结果 A(1,1) A(2,2) B(1,1) B(2,2) 分别对应公式 (5) 的 a 11 a 22 b 11 b 22, 它们的系数值表示国债期货与国债现货受自身波动的影响程度 根据表 6, 除 ETF2 的 B(1,1) 即 b 11 不显著外, 其余系数值均显著, 这说明国债期货市场与现货市场受自身前期波动的影响显著 A(1,2) A(2,1) B(1,2) B(2,1) 分别对应公式 (5) 的 a 12 a 21 b 12 b 21, 估计值可以反映国债期货市场与现货市场之间的信息传递状况, 即波动溢出效应 若 A(1,2) B(1,2) 系数值显著, 表示存在期货向现货市场的波动溢出 ; 如果 A(2,1) B(2,1) 系数值显著, 则表示有现货市场到期货市场的溢出 表 6 中的 A(1,2) 即 a 12, 衡量了国债期货市场前期信息 CHINABOND 2015. June 21
表 5 格兰杰因果检验结果 零假设 CTD 不是 F 格兰杰原因 F 不是 CTD 格兰杰原因 ETF1 不是 F 格兰杰原因 F 不是 ETF1 格兰杰原因 ETF2 不是 F 格兰杰原因 F 不是 ETF2 格兰杰原因 SZ 不是 F 格兰杰原因 F 不是 SZ 格兰杰原因 ZZY 不是 F 格兰杰原因 F 不是 ZZY 格兰杰原因 滞后 2 期滞后 5 期滞后 10 期滞后 30 期 4.21537 [0.0156] 61.1657 [4.00E-23] 0.73561 [0.4800] 11.0456 [2.E-05] 1.62005 [0.1995] 2.96831 [0.0328] 2.44425 [0.0884] 44.1437 [1.00E-17] 3.47357 [0.0322] 19.5497 [1.00E-08] 表 6 F 与各指标的波动溢出效应结果 2.94435 [0.013] 19.4083 [9.00E-17] 0.94837 [0.4499] 4.32451 [0.0008] 1.17695 [0.3204] 1.69338 [0.0359] 2.73188 [0.0197] 24.7983 [6.00E-21] 3.20008 [0.0078] 13.2737 [1.00E-11] 1.70953 [0.078] 10.2791 [8.00E-15] 1.16748 [0.3125] 2.98705 [0.0013] 1.06478 [0.3895] 1.26405 [0.0204] 1.37794 [0.1897] 12.7406 [2.00E-18] 1.86399 [0.0499] 7.27194 [3.00E-10] 1.75592 [0.0117] 3.234 [3.00E-07] 1.13613 [0.2940] 2.01874 [0.0021] 0.912 [0.6026] 1.89352 [0.0049] 1.61161 [0.0279] 4.18124 [2.00E-10] 1.11578 [0.3178] 2.8737 [4.00E-06] CTD ETF1 ETF2 SZ ZZY C(1,1) 0.1368** -0.1300** -0.2187** 0.1068** -0.1272** C(2,1) 0.09038** -0.0672** 0.0852 0.0706** -0.0486** C(2,2) 0.13018** -0.1077** 0.1777** 0.0005 0.0594** A(1,1) 0.8322** 0.2374** 0.5390** 0.2902** 0.2572** A(1,2) 0.0196* -0.0118** 0.3172** 0.1711** 0.0146** A(2,1) 0.0002 0.0310** -0.0907* 0.0087** 0.0118** A(2,2) 0.8337** 0.2270** -0.5695** 0.2829** 0.2306** B(1,1) 0.6683** 0.8563** 0.3665 0.8727** 0.8566** B(1,2) 0.0642** 0.0141** -0.2610** -0.0901** 0.0192** B(2,1) -0.0009-0.0042** -0.2018** -0.0045** 0.0009** B(2,2) 0.6032** 0.8870** -0.7243** 0.8433** 0.8696** 注 :** 代表系数值在 1% 水平下显著,* 代表系数值在 5% 水平下显著 冲击对现货市场的波动溢出性 从结果中可以看出, 该参数在 5% 水平下均显著, 说明国债期货市场的前期信息冲击对现货市场有显著的波动溢出性 表 6 的 A(2,1) 即 a 21 衡量了国债现货市场前期信息冲击对期货市场的波动溢出性 从结果中可以看出, 除 CTD 指标外, 该参数在 1% 水平下均显著, 说明除 CTD 指标外, 国债现货市场的前期信息冲击对期货市场有显著的波动溢出性 此外, 从系数绝对值来看,A(1,2)>A(2,1), 说明国债期货市场对现货市场的信息传递能力更强 表 6 中的 B(1,2) 即 b 12, 衡量了国债期货市场前期信息冲击对现货市场的波动溢出性 从结果中可以看出, 该参数在 1% 水平下均显著, 说明国债期货市场的前期信息冲击对现货市场有显著的波动溢出性 表 6 的 B(2,1) 即 b 21, 衡量了国债现货市场前期信息冲击对期货市场的波动溢出性 从结果中可以看出, 除 CTD 指标外, 该参数在 1% 水平下均显著, 说明除 CTD 指标外, 国债现货市场的前期信息冲击对期货市场有显著的波动溢出性 此外, 从系数绝对值来看,B(1,2)>B(2,1), 说明国债期货市场对现货市场的信息传递能力更强 综上所述, 除 CTD 指标有国债期货向现货市场单向波动溢出效应 22 债券 2015.6
外, 其他指标都是表现出两市场间的双向波动溢出 效应, 且国债期货市场向现货市场的信息传递能力 更强 原因, 反过来却得不出一致结论 这初步表明国债 期货市场已显现价格发现功能 第三, 波动溢出效应分析结果表明, 除 CTD 指 标有国债期货向现货市场单向波动溢出效应外, 其 小结根据前面的实证分析, 本文得出以下结论 : 第一, 平稳性检验表明所有价格序列均为 I(1), E-G 两步法检验期现货价格之间均存在协整关系, 因此认为, 国债期货价格与现货价格之间存在长期均衡稳定关系 第二, 由格兰杰因果检验可以知道, 在滞后多期的条件下, 始终有期货价格是现货价格的格兰杰 他指标都表现出两市场间的双向波动溢出效应, 而且从系数绝对值大小来看, 国债期货市场相对于现货市场的波动溢出效应更强, 国债期货市场对现货市场的信息传递能力更强 总的来看, 国债期货价格可以显著引导现货价格, 国债期货市场对现货市场传递能力更强, 这些都从不同侧面说明我国的国债期货已较好地具备了价格发现功能 注 :1. 国债 ETF 追踪是指国债组合指数, 因此该组合的转换因子要进行加权平均, 权重为每只重仓国债在组合中的比例 这是一种近似的处理, 但我们认为该影响可以忽略不计 2. 中债银行间国债净价指数分为 3~5 年和 5~7 年两种, 本文对此做简单算术平均来获得数据, 以近似代表银行间 5 年期国债净价指数 3.BEKK 模型是由 Baba,Engle,Kraft,Kroner 四人提出并以他们名字的首字母命名 作者单位 : 张雪莹山东财经大学金融学院 龙腾飞中国人民银行枣庄中心支行 责任编辑 : 牛玉锐刘颖 参考文献 [1] 陈蓉, 郑振龙. 无偏估计 价格发现与期货市场效率 期货与现货价格关系 [J]. 系统工程理论与实践.2008 (8):2 ~ 11,37. [2] 曾黎 李春. 沪深 300 股指期货 现货市场价格传导研究 [J]. 重庆工商大学学报,2013(10). [3] 华仁海. 现货价格和期货价格之间的动态关系 : 基于上海期货交易所的经验研究 [J]. 世界经济,2005(8): 32 ~ 39. [4] 李燕 何如海 廖宜静 聂雷. 聚氯乙烯期货价格与现货价格传导关系实证研究 [J]. 宿州学院学报,2013 年 (1). [5] 吴奇超. 我国试点时期国债期货基本功能研究 [D]. 湖南 : 中南大学硕士学位论文,2006(11). [6] 王震. 国债期货价格发现功能研究 [D]. 四川 : 西南财经大学,2013(9). CHINABOND 2015. June 23