中国黄金期货的引入对黄金现货市场质量的影响
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[摘 要] 本文以上海黄金交易所成交最为活跃的AU9995黄金现货作为研究对象,采用EViews6.0软件对黄金期货上市前后各300个日交易数据进行处理分析,通过比较我国黄金期货引入前后黄金现货市场的流动性、波动性、效率性的变化情况,来研究黄金期货上市对现货市场质量所造成的影响。研究结果表明:黄金期货上市后,降低了黄金现货市场的流动性和效率性,增加了黄金现货市场的波动性,因此,黄金期货的引入并未能改善黄金现货市场质量,而是降低了黄金现货市场质量。通过本文的研究,也对我国推出股指期货有一定借鉴意义。
[关键词] 市场质量 流动性 波动性 效率性
一、引言
黄金不同于一般商品,从被人类发现开始就具备了货币、金融和商品的属性。由于它稀少,特殊和珍贵,自古以来被视为五金之首有“金属之王”的称号,享有其它金属无法比拟的盛誉,正因为黄金具有这样的地位,一段时间曾是财富和华贵的象征,用于金融储备、货币、首饰等。我国黄金市场改革起始于1993年,这一年国务院63号函确立黄金市场化方向,2002年10月30日,SGE的成立表明了在中国国内真正地实现了黄金市场化。紧接着,2008年1月9日,经中国证监会批准,上海期货交易所正式推出黄金期货合约,从此,黄金市场与货币市场、资本市场、外汇市场共同构成我国完整的金融市场体系,投资者可以按市场价格自由买卖黄金。正因为国内已具有黄金期货与现货市场,也为本次探讨黄金期货引入对黄金现货市场质量的影响提供了有利条件。
目前有关期货上市对现货市场影响的讨论仍在继续中,并没有确切的定论。其中期货引入的倡导者认为:期货的引入会导致现货市场知情交易者更强烈的参与兴趣,为做市商提供了低成本对冲存货风险的机会,这促使现货市场具有更高流动性和较低波动水平。因此,本文希望通过比较黄金期货引入前后各市场质量指标的变化情况,来考察黄金期货上市后能否改善黄金现货市场质量。前面提到黄金具有货币、金融属性,黄金期货应当列入类金融期货。从而黄金期货抢跑,更有为股指期货充当了探路者。其不仅可以测试和检验市场,也可以发现问题、完善制度,从而为期指期货安全上市和平稳运行积累经验。通过对本文的研究,也对我国推出股指期货有一定借鉴意义。
二、文献综述
有关黄金期货上市后对现货市场的影响,至今缺乏理论和实证支持。目前研究期货上市对现货市场质量的影响主要集中在股指期货和个股期货上。并有大量文献进行了研究,但学者对此仍存在着不同的观点。
期货引入对现货市场流动性影响方面:Damodaran(1990)等人对S&P500指数样本股所作的实证研究表明,开展股指期货交易后的五年间,指数样本股的市值提高幅度为非样本股的两倍以上。这说明,股指期货的推出促进了指数成份股的交易活跃性,提高个股的流动性。相反,Jegadeesh and Subrahmanyam(1993)则研究了S&P500指数期货对于股票市场流动性的影响。他们以价差作为流动性的判断指标。他们有两个假设:一是当有信息的投资者前往期货市场交易时,市场创造者处于信息劣势,所以股票价差扩大,流动性较差;二是期货发挥避险作用,市场创造者可以利用期货部位调节存货部位,股票价差缩小,所以流动性较好。实证结果发现,S&P500股票的平均价差显著增加。
期货引入对现货市场波动性影响方面:Lee和 Ohk(1992)研究了1984年至1988年香港恒生指数期货与恒生指数的关系,认为股指期货不但没有增加现货市场的波动性而且在某种程度上减小了波动幅度。黄玮、刘再华(2007)研究发现印度N IFTY股指期货的推出有效地降低了印度股市波动性的结论。相反,Anotoniou和Holmes(1995)对FT-SE100指数进行的研究表明,股票指数期货加大了股价的波动性。而大多数实证研究表明,期货市场引入后现货市场波动性没有发生明显变化, Pericli和Koumos(1997)对S&P500股指期货的研究表明,除了1987年10月股灾的特殊情况外,指数期货与期权交易并未促使现货市场的波动产生结构的变化。庄忠柱(2000)使用修正后的Levene统计量模型以及AR (1, 9)-GARCH (1, 1)模型所进行的实证研究发现,股价指数期货上市后,台湾地区的现货价格波动性结构在长、中、短期皆无显著的改变。
期货引入对现货市场效率性影响方面:McKenzie等(2001)研究股指期货出现后澳大利亚等七国日历效应的变化,结果显示,在股指期货上市后,七国股票指数收益率均值的日历效应显著降低。相反,Pilar and Rafael(2002)的研究显示, 衍生品上市后, 股票收益率条件方差显著下降,交易量显著增加,他认为衍生品上市提高了西班牙股票市场的定价效率。
三、研究设计
1. 样本的选取
本文以上海黄金交易所成交最为活跃的AU9995黄金现货为研究对象,数据来源于上海黄金交易所网站,获取AU9995 每个交易日的开盘价、最高价、最低价、收盘价、成交量和加权平均价,并运用EViews6.0对数据进行处理。通过比较黄金期货引入前后黄金现货市场的流动性、波动性、效率性的变化情况,研究黄金期货上市后能否改善黄金现货市场质量。2007 年12月29日,上海期货交易所公布将于2008年1月9日挂牌交易黄金期货合约,为消除“公告效应”及“预期效应”的短期影响,样本剔除了黄金期货上市前后各6个交易日的数据。因此,本文选取黄金期货上市前后各300个黄金现货日交易数据进行研究分析,从2006年10月10日至2007年12月27日选取为期前数据,从2008年1月17日至2009年4月13日选取为期后数据。
2. 指标的选择
市场质量是包含多方面因素的综合体。一般而言,市场质量可从流动性、波动性、效率性、透明性、公平性和可靠性六个方面进行衡量。本文主要研究的是最基本的市场质量指标:流动性、波动性和效率性。其中流动性是指,快速地低成本地成交一定金额的能力。波动性是指,资产价格或者收益偏离其期望的可能性。 效率性是指,市场上交易的资产的价格充分、及时、准确地反映所有相关信息的能力。
(1)流动性指标
Amihud流动性比率。指在一段时间的绝对收益率与交易量之间的比值,即:
其中,LRt为第t日的Amihud比率, Rt为第t日收益率,Vt 为第t日成交量。该比率反映了价格的波动对交易量的反应程度,Amihud比率越大,则流动性越低;反之,Amihud比率越小,则流动性越高。
(2)波动性指标
GRACH模型和虚拟变量的计量方法。为研究黄金期货上市后对黄金现货市场波动性的影响,本文借鉴了Antoniou(1995)采用的GARCH模型和Jatinder Bir Singh用到的虚拟变量的计量方法。通过分析虚拟变量的系数来判断黄金期货上市后对黄金现货市场波动性的影响。
考虑到的方差是否相同,可以分为两种情况:
第一、如果是同方差,那么就在均值方程中加入虚拟变量DD,即:
第二、如果是异方差,则将虚拟变量引入GARCH模型的方差方程中,即:
其中约束条件为 ,且 因为考虑的市场信息是完全对称的,市场是一个有效的市场,所以价格本身已经能够反映出所有的信息,无需再用其它的影响价格的因素作为自变量进行回归。故均值方程采用收益率的自回归模型。其中,DD为虚拟变量,在黄金期货推出之前DD取0;在黄金期货推出之后DD取1。通过该虚拟变量系数的符号以及显著性水平来判断黄金期货上市是否影响了黄金现货市场的波动性,如果DD的系数显著为负时,说明黄金期货推出后,黄金现货的波动性降低;如果DD的系数显著为正时,说明黄金期货推出后,黄金现货的波动性增大;如果DD的系数未通过检验,则说明黄金期货推出后,黄金现货的波动性没有影响。
(3)效率性指标
由于对市场效率性的度量缺乏准确的衡量指标,为了增加可靠性,本文采用收益率序列一阶自相关系数的绝对值及相对收益率偏离度这两个指标同时对效率性进行衡量。
收益率序列一阶自相关系数的绝对值。主要做法是对期前和期后的收益率分别做一阶自回归,从中得到期前和期后日收益率序列一阶自回归系数的绝对值。根据有效市场理论,市场的信息传递效率越高,则金融资产价格应当越接近随机游走,收益序列的自相关程度应该越低,即低的自我相关系数绝对值代表较好的市场效率。
相对收益率偏离度。假使黄金现货价格能够充分反映所有相关信息,在其他条件不变的情况下,以相对收益率偏离度代表的定价误差将是非常微小的。如果相对收益偏离度在期后显著降低,则黄金期货上市后黄金现货市场信息效率更有效。反之,相对收益率偏离度显著上升,则黄金期货上市导致黄金现货市场的信息效率下降。第t日的相对收益率偏离度定义为第t日的收益率均值方程误差项的绝对值。
四、实证结果
本文运用EViews6.0软件进行统计性指标分析,通过比较黄金期货上市前后各市场质量指标的变化情况,研究黄金期货上市后对现货市场质量所造成的影响。
1. 流动性变化情况
表1:黄金期货上市前后Amihud比率变化情况
期前 期后 T检验p值 Wilcoxon符号秩检验p值
Amihud比率 2.41E-06 4.82E-06 0.000 0.000
表1中分别列出了Amihud比率期前、期后的均值,及检验时得到的p值。
从表1中可以看出,黄金期货上市后,Amihud比率显著上升,该比率反映了价格的波动对交易量的反应程度,Amihud比率越大,则流动性越低。所以Amihud比率上升说明了市场流动性降低。
2. 波动性变化情况
采用GARCH模型及虚拟变计量方法来衡量波动性变化情况时,首先对我国黄金现货日收益率的平稳性进行ADF检验,检验后得出日收益率为平稳序列。因此可以建立收益率的自回归模型。再对日收益率序列的相关图和偏相关图分析后表明,模型不存在滞后阶数。然后进行ARCH检验,检验模型是否存在自回归条件异方差,观察到:
表2:ARCH检验
F-statistic 11.66376 P值 0.000681
Obs*R-squared 11.47857 P值 0.000704
从表2中可以看出残值存在异方差,因此,建立模型时我们将虚拟变量引入GARCH模型的方差方程中。
注:括号中的数值为显著水平。Q(12)为Ljung和Box提出的检验残差序列自相关性的Q统计量,(12)为检验残差平方序列自相关性的Q统计量。
表3为黄金期货上市前后黄金现货市场的日收益率的GARCH参数估计的结果,为了检测黄金期货上市对黄金现货市场波动性的影响,本次研究将虚拟变量DD加入到GARCH(1,1)模型中,通过该虚拟变量的系数可以判断黄金期货上市是否影响了现货市场的波动性。从表3中可以看出虚拟变量DD的系数为正值,并在5%的显著水平,这说明黄金期货推出后,黄金现货市场的波动性显著加大,从而导致市场的稳定性降低,市场风险增加。同时,我们还可以从表中看出所有系数都通过了显著检验, 均为正数,且
最后对GARCH模型再次采用ARCH检验,结果显示:
表4:ARCH-LM检验
F-statistic 0.298853 P值 0.584807
Obs*R-squared 0.299704 P值 0.584068
因此,从表3和表4中可以观察到,标准化残差和标准化残差平方滞后12期的Q统计量均不显著。同时,F统计量和Obs*R-squared统计量也均不显著,表明标准残差不存在额外的ARCH效应。这说明序列不具有自相关性,残差项为序列无关的白噪声,方差方程的估计是正确的,从而验证了GARCH模型的解释能力。
3. 效率性变化情况
表5:黄金期货上市前后效率性指标变化情况
期前 期后 T检验p值 Wilcoxon符号秩检验p值
日收益率一阶自相关系数的绝对值 0.009 0.020 0.000 0.000
相对收益率偏离度 0.006 0.013 0.000 0.000
从表5中可以看出,日收益率一阶自相关系数的绝对值和相对收益率偏离度均呈显著上升趋势,因此实证结果表明黄金期货上市后,黄金现货市场的效率性降低。
五、结论
本文以上海黄金交易所成交最为活跃的AU9995黄金现货作为研究对象,采用EViews6.0软件对黄金期货上市前后各300个日交易数据进行处理分析,通过比较我国黄金期货引入前后各市场质量指标的变化情况,来研究黄金期货上市对现货市场质量所造成的影响。分析后发现:
1.使用Amihud比率来考察市场流动性变化情况时发现:黄金期货推出后黄金现货市场的流动性降低,导致交易成本增加,交易风险增大,黄金现货市场质量降低。
2.使用GARCH模型和虚拟变量的计量方法来考察市场波动性变化情况时发现:虚拟变量DD的系数显著为正,因此,黄金期货推出后黄金现货市场的波动性增加,从而市场的稳定性降低,风险增大,降低了黄金现货市场质量。
3.使用日收益率一阶自相关系数的绝对值和相对收益率偏离度来考察市场效率性变化情况时发现:两个指标均显著上升,因此,黄金期货推出后黄金现货市场的效率性降低,降低了黄金现货市场质量。
由此可见,黄金期货上市后,降低了黄金现货市场的流动性和效率性,增加了黄金现货市场的波动性。因此,黄金期货的引入未能改善黄金现货市场质量,而是降低了黄金现货市场质量。通过本文的研究,为衍生品的引入对标的市场质量的影响提供了进一步的证据,同时也对我国推出股指期货有一定借鉴意义。
参考文献:
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