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

股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)影響的實(shí)證研究報(bào)告-作者：-日期：股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)影響的實(shí)證研究課題研究人：彭艷、蔣瑛琨選送單位：國(guó)泰君安證券股份有限公司內(nèi)容提要股指期貨推出可能對(duì)股票市場(chǎng)的價(jià)格變化及其波動(dòng)性產(chǎn)生影響，即波動(dòng)性、成分股溢價(jià)問(wèn)題。在股指期貨即將在我國(guó)推出的背景下，市場(chǎng)各界非常關(guān)注股指期貨推出對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的影響。而現(xiàn)有關(guān)于股指期貨對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)影響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。本文則以韓國(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。本文分別對(duì)股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性、成分股溢價(jià)方面的影響進(jìn)行了深入剖析。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。目 錄1、引言22、股指期貨的推出對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響32.1 現(xiàn)有對(duì)成熟市場(chǎng)的實(shí)證研究成果32.2 研究方法62.3 新興市場(chǎng)的實(shí)證研究103、股指期貨的推出對(duì)指數(shù)成分股估值的影響203.1 研究方法213.2 新興市場(chǎng)的實(shí)證研究22參考文獻(xiàn)291、引言股指期貨推出可能對(duì)股票市場(chǎng)的價(jià)格變化及其波動(dòng)性產(chǎn)生影響，即波動(dòng)性、成分股溢價(jià)問(wèn)題。波動(dòng)性度量股指期貨的推出是否導(dǎo)致現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)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)成分股相對(duì)于非成分股存在估值溢價(jià)。在股指期貨即將在我國(guó)推出的背景下，市場(chǎng)各界非常關(guān)注股指期貨推出對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的影響。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)顯著影響。目前關(guān)于股指期貨對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)影響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)KOSPI 200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(pán)股指數(shù)(S&P CNX Nifty)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)交易量很大或增長(zhǎng)很快的品種，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)部分：第二部分研究股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性影響的實(shí)證研究。第三部分研究股指期貨推出對(duì)股票市場(chǎng)成分股溢價(jià)影響的實(shí)證研究。上述部分的研究大致按照國(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(kāi)。2、股指期貨的推出對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響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)波動(dòng)性的影響，目前學(xué)者們存在三種不同觀點(diǎn)，即股票指數(shù)期貨的引入導(dǎo)致現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性減小、波動(dòng)性不變以及波動(dòng)性增大。部分研究表明期貨市場(chǎng)的引入使現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)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(chǎng)的引入使現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)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(méi)有增加現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性而且在某種程度上減小了波動(dòng)幅度。Robinson（1994）對(duì)1980 年至1993年FT-SE100指數(shù)的期現(xiàn)貨市場(chǎng)的研究表明，引入期貨市場(chǎng)后現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性減小。Antoniou et al.（1995）對(duì)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(chǎng)的波動(dòng)性。Antoniou和Holmes（1995）利用日收益率數(shù)據(jù)，對(duì)FT-SE 100股票指數(shù)期貨的交易對(duì)基礎(chǔ)現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性的影響進(jìn)行了研究。他們利用GARCH模型對(duì)信息與波動(dòng)性之間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果表明，期貨交易導(dǎo)致了現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的增加，但這種波動(dòng)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)的引入提高了現(xiàn)貨市場(chǎng)信息流的速度與質(zhì)量。大多數(shù)實(shí)證研究表明，現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)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)前后的波動(dòng)性進(jìn)行的分析表明，股價(jià)指數(shù)的日波動(dòng)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)的波動(dòng)，而斷路器機(jī)制和提高保證金等措施能夠有效降低股票市場(chǎng)波動(dòng)。Freris（1990）對(duì)香港恒生指數(shù)期貨推出前后的現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性進(jìn)行了分析，認(rèn)為指數(shù)期貨對(duì)股票指數(shù)波動(dòng)沒(méi)有產(chǎn)生影響。Hodgson和Nicholls（1991）分析了引進(jìn)股指期貨后澳洲所有普通股指數(shù)的波動(dòng)情況發(fā)現(xiàn)，股指期貨并沒(méi)有加大澳洲股市的波動(dòng)。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)波動(dòng)性影響并不顯著。Brorsen（1991）對(duì)引入指數(shù)期貨前后S&P500股票市場(chǎng)的波動(dòng)性是否發(fā)生了顯著變化進(jìn)行了檢驗(yàn)。他發(fā)現(xiàn)，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(méi)有發(fā)生顯著變化。Gerety和Mulherin（1991）通過(guò)研究道瓊斯工業(yè)指數(shù)期貨對(duì)股價(jià)指數(shù)的影響發(fā)現(xiàn)，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(méi)有使現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)變大。Lee和Ohk（1992）分別研究了美國(guó)價(jià)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(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)現(xiàn)美國(guó)市場(chǎng)中期波動(dòng)上升，長(zhǎng)期并無(wú)影響；香港市場(chǎng)的波動(dòng)短期下降，長(zhǎng)期上升；澳洲市場(chǎng)無(wú)顯著變化；日本市場(chǎng)的波動(dòng)顯著上升；英國(guó)市場(chǎng)的波動(dòng)短中期上升，長(zhǎng)期并無(wú)影響。Pericli和Koutmos（1997）對(duì)S&P500股指期貨的研究表明，除了1987年10月股災(zāi)的特殊情況外，指數(shù)期貨與期權(quán)交易并未促使現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)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種股指期貨與股指波動(dòng)性后顯示，開(kāi)辦股指期貨后，股指波動(dòng)性不變的占7例，波動(dòng)性減少的占4例，波動(dòng)性增加的只有1例。此外，部分研究認(rèn)為期貨市場(chǎng)導(dǎo)致了現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)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)的波動(dòng)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)致這種波動(dòng)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(dòng)有增大的趨勢(shì)。Lockwood和Linn（1990）對(duì)道瓊工業(yè)指數(shù)的研究表明，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)行的研究表明，股票指數(shù)期貨交易加大了股價(jià)的波動(dòng)性，但改善了現(xiàn)貨市場(chǎng)的信息反應(yīng)速度與品質(zhì)。雖然目前學(xué)者還沒(méi)有對(duì)期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨指數(shù)的波動(dòng)性達(dá)成一致看法，但主流觀點(diǎn)認(rèn)為，指數(shù)期貨的引入并沒(méi)有導(dǎo)致現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的增加；或者，雖然股票價(jià)格的波動(dòng)性有所增加，但這是由于信息的迅速流動(dòng)造成的，指數(shù)期貨實(shí)質(zhì)上起到了穩(wěn)定基礎(chǔ)股票市場(chǎng)的作用。2.2 研究方法研究指數(shù)期貨的引入對(duì)股票價(jià)格波動(dòng)性的影響，需要解決兩方面的問(wèn)題：首先，指數(shù)期貨是否對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)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(chǔ)現(xiàn)貨市場(chǎng)，還是加劇了現(xiàn)貨市場(chǎng)的不穩(wěn)定性。現(xiàn)有研究的爭(zhēng)議主要是對(duì)所使用的波動(dòng)性度量方法的分歧方面，正如Board和Suteliffe（1991）表明，波動(dòng)性的研究結(jié)果對(duì)于所使用的波動(dòng)性的度量方法是敏感的。檢驗(yàn)期貨市場(chǎng)的引入對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性影響的常用方法是F檢驗(yàn)和GARCH模型。1F檢驗(yàn)假設(shè)股票指數(shù)期貨市場(chǎng)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(jì)量檢驗(yàn)指數(shù)期貨引入前后，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）這里，、分別表示指數(shù)期貨引入前、后股價(jià)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(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，而很多研究表明，金融時(shí)間序列具有尖峰厚尾、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)的波動(dòng)性產(chǎn)生了影響，而不能對(duì)這種影響究竟是積極（穩(wěn)定股票市場(chǎng)）還是消極（擾亂股票市場(chǎng)）的作用作出回答。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)波動(dòng)性的影響進(jìn)行粗略判斷。2GARCH模型很多關(guān)于股票指數(shù)現(xiàn)貨市場(chǎng)和期貨市場(chǎng)波動(dòng)性的研究是建立在股票指數(shù)變化是序列不相關(guān)及同方差的基礎(chǔ)上的。然而，很多研究表明，股價(jià)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(wèn)題的研究結(jié)論是不可靠的。雖然股票市場(chǎng)波動(dòng)性的加劇是由于期貨市場(chǎng)的引入導(dǎo)致的，但這種增強(qiáng)的波動(dòng)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)顯著影響研究結(jié)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(dòng)性之間的關(guān)系。然而，這種關(guān)系是很重要的，因?yàn)樾畔⒘魉俣鹊淖兓瘜?huì)改變現(xiàn)貨指數(shù)價(jià)格的波動(dòng)性。因此，除非信息保持不變，否則即使在日數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，波動(dòng)性也將是時(shí)變的。對(duì)這種波動(dòng)性時(shí)變本質(zhì)的一種有效的處理方法，就是利用GARCH過(guò)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(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)就是，它能捕捉到金融日收益序列的波動(dòng)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(guò)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(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（Threshold ARCH）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)，；否則，。在這個(gè)模型中，好消息和壞消息對(duì)條件方差有不同的影響：好消息有一個(gè)的沖擊；壞消息有一個(gè)對(duì)的沖擊。如果，我們說(shuō)存在杠桿效應(yīng)；如果，則信息是非對(duì)稱的。(3)EGARCH(p,q)EGARCH（Exponential ARCH）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)；如果，則影響是非負(fù)的。正如前面所述，分析信息、股票價(jià)格波動(dòng)性及期貨交易沖擊的影響之間的關(guān)系，需要解決兩個(gè)問(wèn)題。首先，期貨交易本身是否對(duì)股票市場(chǎng)的波動(dòng)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(shí)加劇了股票市場(chǎng)的波動(dòng)性，但這種波動(dòng)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，關(guān)鍵的問(wèn)題就是，引入期貨交易之后，信息及波動(dòng)性之間究竟存在一種什么樣的關(guān)系？為了解決第一個(gè)問(wèn)題，我們?cè)跅l件方差方程中引入了一個(gè)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(jì)顯著性，則表明期貨交易的存在對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)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(guān)于第二個(gè)問(wèn)題，我們可以把研究期間劃分為引入期貨前、后兩個(gè)子期間。利用形如(2)、(3)式的GARCH模型分別對(duì)兩個(gè)子期間進(jìn)行估計(jì)，因此可以對(duì)引入期貨市場(chǎng)前后現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性進(jìn)行比較。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（Agument Dickey-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數(shù)據(jù)說(shuō)明考慮到各指數(shù)的上市時(shí)間及考察期間的適當(dāng)性，臺(tái)灣地區(qū)、印度、韓國(guó)的樣本區(qū)間分別設(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(pán)數(shù)據(jù)，計(jì)算對(duì)數(shù)收益率。為了檢驗(yàn)期貨市場(chǎng)的引入對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的影響，針對(duì)三個(gè)指數(shù)收益率序列，我們分別設(shè)置三個(gè)（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(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)說(shuō)明期貨推出時(shí)間臺(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普通股，基期為1966年1998.7.21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1996.5.3印度S&P CNX Nifty指數(shù)市值加權(quán)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(guó)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(chǎng)投資者參與的程度和市場(chǎng)規(guī)模的發(fā)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)發(fā)展階段劃分的依據(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、發(fā)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，發(fā)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，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(chǎng)的發(fā)展存在階段性變化，因此為了進(jìn)一步分析期貨市場(chǎng)開(kāi)設(shè)以后，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)流動(dòng)性的影響，我們將期貨市場(chǎng)的發(fā)展劃分為起步期、發(fā)展期、成熟期三個(gè)階段，通過(guò)對(duì)不同階段設(shè)置（0，1）虛擬變量，檢驗(yàn)期貨市場(chǎng)的不同發(fā)展階段對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的影響是否發(fā)生變化。具體地，針對(duì)每一個(gè)國(guó)家，在期貨市場(chǎng)發(fā)展的三個(gè)階段，進(jìn)行兩次檢驗(yàn)，即期貨市場(chǎng)從起步期到發(fā)展期的檢驗(yàn)（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(yàn)（發(fā)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表明，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)一步分析表明，三個(gè)國(guó)家在引入期貨市場(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)引入期貨后、股價(jià)指數(shù)收益率序列的波動(dòng)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)量觀測(cè)值臺(tái)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(guó)5.32E-050.0366-0.05530.0083-0.04266.23081886.7143353期貨市場(chǎng)的引入對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性影響的計(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表明，ADF和PP檢驗(yàn)結(jié)果一致，均表明，各時(shí)期指數(shù)收益率序列是平穩(wěn)的，即服從I(0)過(guò)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中也給出了引入期貨市場(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)-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(guó)（全樣本）-28.35-6.92-6.91-53.69-6.92-6.91(C,2)-3.44-2.86韓國(guó)(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(guó)(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(yàn)形式(C,K)分別表示單位根檢驗(yàn)方程包括常數(shù)項(xiàng)、滯后項(xiàng)的階數(shù)，加入滯后項(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)果比較一致。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)波動(dòng)性檢驗(yàn)表4對(duì)臺(tái)灣TWSE指數(shù)收益率序列的檢驗(yàn)表明，該序列服從AR(3)-TARCH(1,1)、AR(3)-EGARCH(1,1)過(guò)程。表示引入期貨市場(chǎng)因素的虛擬變量的系數(shù)并不具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明臺(tái)灣地區(qū)引入指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性并未發(fā)生顯著變化。具有統(tǒng)計(jì)顯著性，表明股價(jià)對(duì)利空消息的反應(yīng)確實(shí)大于對(duì)利好消息的反應(yīng)，股市具有杠桿效應(yīng)。表4: 對(duì)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(chǎng)波動(dòng)性檢驗(yàn)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(guò)程。虛擬變量的系數(shù)顯著為負(fù)，表明印度引入指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性顯著減低。顯著的值表明股市具有杠桿效應(yīng)。表5: 對(duì)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(guó)股票市場(chǎng)波動(dòng)性檢驗(yàn)表6表明，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(guò)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(shí)加劇了韓國(guó)股票市場(chǎng)的波動(dòng)性。顯著的值表明股市具有杠桿效應(yīng)。為了檢驗(yàn)韓國(guó)股市波動(dòng)性的加劇，是由于期貨市場(chǎng)的引入加速了信息的流動(dòng)而導(dǎo)致的，還是確實(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，我們分別研究了在引入期貨市場(chǎng)前后、韓國(guó)股市收益率序列波動(dòng)性的變化。無(wú)論是TARCH模型、還是EGARCH模型，引入期貨市場(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)格變化的影響相關(guān)，從而被視為“信息”系數(shù)，本文實(shí)證檢驗(yàn)中的減小表明，在引入期貨市場(chǎng)后，新信息對(duì)股價(jià)變化的影響速度在減慢。反映“舊信息”對(duì)股價(jià)的影響。引入期貨市場(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)生較大的影響。綜合、看，期貨市場(chǎng)的引入確實(shí)擾亂了現(xiàn)貨市場(chǎng)的穩(wěn)定性。期貨市場(chǎng)的引入確實(shí)引起了現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的增強(qiáng)，而且這種增強(qiáng)并不是由于信息流動(dòng)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(chǎng)對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響股價(jià)指數(shù)收益率序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果表明，在期貨市場(chǎng)處于初期-迅速發(fā)展期、以及迅速發(fā)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(guò)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，這里只給出利用TARCH模型得到的檢驗(yàn)結(jié)果。(1)臺(tái)灣期貨市場(chǎng)不同發(fā)展階段股票市場(chǎng)的波動(dòng)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)果表明，當(dāng)期貨市場(chǎng)從初期過(guò)渡到迅速發(fā)展期，表示期貨市場(chǎng)階段性變化的系數(shù)并不顯著，表明當(dāng)期貨市場(chǎng)由初期進(jìn)入迅速發(fā)展期后，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響。當(dāng)期貨市場(chǎng)從迅速發(fā)展期過(guò)渡到成熟期時(shí)，表示期貨市場(chǎng)階段性變化的系數(shù)顯著為負(fù)，表示進(jìn)入成熟期的期貨市場(chǎng)顯著降低了現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)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(chǎng)不同發(fā)展階段股票市場(chǎng)的波動(dòng)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)果表明，當(dāng)期貨市場(chǎng)從初期過(guò)渡到緩慢發(fā)展期，表示期貨市場(chǎng)階段性變化的系數(shù)并不顯著，表明進(jìn)入緩慢發(fā)展期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響。當(dāng)期貨市場(chǎng)從緩慢發(fā)展期過(guò)渡到迅速發(fā)展期時(shí)，表示期貨市場(chǎng)階段性變化的系數(shù)仍不顯著，表示進(jìn)入迅速發(fā)展期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響。表8:對(duì)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(guó)期貨市場(chǎng)不同發(fā)展階段股票市場(chǎng)的波動(dòng)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)果表明，當(dāng)期貨市場(chǎng)從初期過(guò)渡到迅速發(fā)展期，表示期貨市場(chǎng)階段性變化的系數(shù)顯著為正，表明當(dāng)期貨市場(chǎng)進(jìn)入迅速發(fā)展期以后，期貨市場(chǎng)引起了現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的加劇。當(dāng)期貨市場(chǎng)從迅速發(fā)展期過(guò)渡到成熟期時(shí)，表示期貨市場(chǎng)階段性變化的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，表示進(jìn)入成熟期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響。表9:對(duì)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(jié)論對(duì)期貨市場(chǎng)的引入對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性影響的計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果表明，在不同國(guó)家，期貨市場(chǎng)的引入對(duì)股票市場(chǎng)波動(dòng)性的影響是不同的。利用期貨市場(chǎng)引入前后，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)現(xiàn)，臺(tái)灣地區(qū)引入指數(shù)期貨后，現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)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(chǎng)的波動(dòng)性顯著減低。而在韓國(guó)，指數(shù)期貨的引入確實(shí)加劇了股票市場(chǎng)的波動(dòng)性，而且這種波動(dòng)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?；谄谪浭袌?chǎng)交易量的變化，我們分別對(duì)臺(tái)灣地區(qū)、印度、韓國(guó)的期貨市場(chǎng)進(jìn)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(guò)渡時(shí)點(diǎn)、迅速發(fā)展期與成熟期的過(guò)渡時(shí)點(diǎn)為分界，考察了當(dāng)期貨市場(chǎng)由初期進(jìn)入迅速發(fā)展期、以及由迅速發(fā)展期進(jìn)入成熟期時(shí)，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的影響。檢驗(yàn)結(jié)果表明，在韓國(guó)，當(dāng)期貨市場(chǎng)進(jìn)入迅速發(fā)展期以后，期貨市場(chǎng)引起了現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的加??；當(dāng)期貨市場(chǎng)從迅速發(fā)展期過(guò)渡到成熟期時(shí)，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響。在印度，進(jìn)入緩慢發(fā)展期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響；進(jìn)入迅速發(fā)展期的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性也沒(méi)有顯著影響。在臺(tái)灣地區(qū)，當(dāng)期貨市場(chǎng)進(jìn)入迅速發(fā)展期以后，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響；而進(jìn)入成熟期的期貨市場(chǎng)顯著降低了現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性。綜合兩方面的研究結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在不同國(guó)家以及期貨市場(chǎng)發(fā)展的不同階段，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性的影響不盡相同。除韓國(guó)市場(chǎng)在引入股指期貨初期，期貨市場(chǎng)確實(shí)加劇了現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性以外，大部分的實(shí)證結(jié)果均表明，不同國(guó)家、不同階段（尤其是期貨市場(chǎng)進(jìn)入成熟期后）的期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)性沒(méi)有顯著影響，或者減小了其波動(dòng)性，這與對(duì)成熟市場(chǎng)的現(xiàn)有實(shí)證結(jié)果是比較一致的。3、股指期貨的推出對(duì)指數(shù)成分股估值的影響股指期貨的推出，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)更多機(jī)會(huì)。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、期貨操作中把握更多主動(dòng)。相對(duì)于無(wú)指數(shù)期貨時(shí)代，增量資金的介入、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)則難有定論。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)因素的影響而出現(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，都將影響現(xiàn)貨的操作方向。從長(zhǎng)期來(lái)看，現(xiàn)貨市場(chǎng)走勢(shì)主要受自身發(fā)展主導(dǎo)，股指期貨并不能改變其現(xiàn)貨市場(chǎng)的發(fā)展趨勢(shì)。有關(guān)股指期貨推出前后對(duì)成分股估值影響的研究文獻(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)本身的絕對(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影響。為分離估值因素，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)行比較，以考察標(biāo)的指數(shù)相對(duì)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)證研究可采用兩種思路。第一種思路是，可以將期貨標(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影響的非成分股組合作為對(duì)比組合，分析期貨上市前后，兩個(gè)組合漲幅（或成交金額、波動(dòng)性）的相對(duì)變化。度量指標(biāo)，可以選擇組合加權(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)致與客觀，不但可以對(duì)成分股、非成分股組合的整體估值水平進(jìn)行比較，還可深入分析成分股中權(quán)重股與非權(quán)重股的不同變化，甚至還可以其他特征作為研究比較的標(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)行對(duì)比分析。非標(biāo)的指數(shù)成分股，最好與標(biāo)的指數(shù)成分股具有比較相似的編制方法(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，受大致相同的宏觀與市場(chǎng)因素影響，并具有相當(dāng)?shù)氖袌?chǎng)規(guī)模等特征)。直觀地，可選定某一基日，利用標(biāo)的指數(shù)相對(duì)于非標(biāo)的指數(shù)的超額累計(jì)收益率的走勢(shì)來(lái)判斷。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)家可作為對(duì)比的指數(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，但仍可大致觀察其共同特征，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)說(shuō)明由于作為與標(biāo)的指數(shù)對(duì)比的其他指數(shù)推出的時(shí)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(guó)、日本、韓國(guó)、印度為樣本進(jìn)行分析。美國(guó)S&P 500指數(shù)、日本NIKKEI 225指數(shù)、韓國(guó)KOSPI 200指數(shù)、印度NIFTY指數(shù)期貨推出的時(shí)間分別為1982.4.2、1988.9.3、1996.5.3、2000.6.12。對(duì)比指數(shù)見(jiàn)表14。表14：美國(guó)、日本、韓國(guó)、印度股指期貨標(biāo)的指數(shù)的對(duì)比指數(shù)國(guó)家指數(shù)指數(shù)說(shuō)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)所有主要產(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(pán)股MID指數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)普爾中盤(pán)400指數(shù))市值加權(quán)指數(shù)，用以衡量美國(guó)股市中盤(pán)股類的市場(chǎng)表現(xiàn),基日為1990.12.31，基數(shù)為100中盤(pán)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(jià)格加權(quán)指數(shù)，包括30只分別代表其行業(yè)領(lǐng)先的藍(lán)籌股,基日為1928.10.1大盤(pán)股,為SPX指數(shù)成分股日本NKY指數(shù)(日經(jīng)225指數(shù)) 價(jià)格加權(quán)指數(shù)，包含東京證券交易所一部中225家享有最高評(píng)級(jí)的日本公司,基期為1949.5.16大盤(pán)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主要掛牌交易股票,基日為1982.10.1，基數(shù)為100大盤(pán)股，與NKY指數(shù)成分股部分重合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(quán)重的520只小盤(pán)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(pán)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，根據(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(pán)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)主要證交所的“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(pán)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(quán)指數(shù),包含30只股票，根據(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(pán)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)果表明，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)看，在股指期貨推出前的一段時(shí)間內(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)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(zhǎng)時(shí)間，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&P 500指數(shù)、日本NIKKEI 225指數(shù)、韓國(guó)KOSPI 200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)看，上述指數(shù)均呈現(xiàn)穩(wěn)步上漲的態(tài)勢(shì)。可見(jiàn)，股指期貨推出前，標(biāo)的指數(shù)成份股享受了一定溢價(jià)，其間存在階段性上漲；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)將主要受自身估值驅(qū)動(dòng),期貨市場(chǎng)不會(huì)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的長(zhǎng)期走勢(shì)產(chǎn)生顯著影響。另一方面，從標(biāo)的指數(shù)相對(duì)于其他非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)來(lái)看，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)看，標(biāo)的指數(shù)相對(duì)于非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)并無(wú)必然結(jié)論，其走勢(shì)主要受自身估值影響。這與上述結(jié)論是基本一致的。在成熟市場(chǎng)，美國(guó)S&P 500指數(shù)期貨推出前半年左右，S&P 500指數(shù)相對(duì)于對(duì)比指數(shù)的走勢(shì)出現(xiàn)上漲，并隨時(shí)間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)相對(duì)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，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(chǎng)，韓國(guó)KOSPI 200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)間內(nèi)，則出現(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)間內(nèi)，NIFTY指數(shù)成份股仍具有溢價(jià)，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(guān)系。圖1 美國(guó)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(guó)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(tái)灣TWSE指數(shù)及其超額收益(90.1.3-06.9.22)(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)看，在股指期貨推出前的一段時(shí)間內(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)則不受指數(shù)期貨的影響。另一方面，從標(biāo)的指數(shù)相對(duì)于其他非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)來(lái)看，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)看，標(biāo)的指數(shù)相對(duì)于非標(biāo)的指數(shù)的走勢(shì)并無(wú)定論，其走勢(shì)主要受估值影響。兩方面的結(jié)論是基本一致的。在股指期貨推出前的一段時(shí)間，成分股存在著階段性上漲機(jī)會(huì)。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)看則基本不受期貨市場(chǎng)的影響。參考文獻(xiàn)1. 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