股指期货推出对股票市场影响的实证研究报告

1、股指期货推出对对股票市场影响响的实证研究究课题研究人：彭彭艳、蒋瑛琨选送单位：国泰泰君安证券股份份有限公司内容提要股指期货推出可可能对股票市市场的价格变变化及其波动动性产生影响响，即波动性、成成分股溢价问问题。在股指期货货即将在我国国推出的背景景下，市场各各界非常关注注股指期货推推出对我国股股票市场的影影响。而现有有关于股指期期货对现货市市场影响的研研究成果大多多集中于成熟熟市场，而对对新兴市场的的研究还较少少。本文则以以韩国、印度度、台湾等新新兴市场为样样本进行实证证研究,以期期对我国市场场提供一些借借鉴。本文分别对股指指期货推出对对股票市场波波动性、成分分股溢价方面面的影响进行行了深入剖析

2、析。上述内容容的研究大致按照照国外学者实实证研究成果果梳理、实证证研究方法、本文对新兴市场的实证研究、实证结论的顺序进行。目 录TOC o 1-2 h z u HYPERLINK l _Toc157912116 1、引言 PAGEREF _Toc157912116 h 2 HYPERLINK l _Toc157912117 2、股指期货的的推出对股票票市场波动性性的影响 PAGEREF _Toc157912117 h 3 HYPERLINK l _Toc157912118 2.1 现有对对成熟市场的的实证研究成成果 PAGEREF _Toc157912118 h 3 HYPERLINK l _

3、Toc157912119 2.2 研究方方法 PAGEREF _Toc157912119 h 6 HYPERLINK l _Toc157912120 2.3 新兴市市场的实证研研究 PAGEREF _Toc157912120 h 10 HYPERLINK l _Toc157912121 3、股指期货的的推出对指数数成分股估值值的影响 PAGEREF _Toc157912121 h 20 HYPERLINK l _Toc157912122 3.1 研究方方法 PAGEREF _Toc157912122 h 21 HYPERLINK l _Toc157912123 3.2 新兴市市场的实证研研究

4、PAGEREF _Toc157912123 h 22 HYPERLINK l _Toc157912124 参考文献 PAGEREF _Toc157912124 h 2991、引言股指期货推出可可能对股票市市场的价格变变化及其波动动性产生影响响，即波动性、成成分股溢价问问题。波动性度量量股指期货的的推出是否导导致现货市场场波动性的增增加。溢价度度量股指期货货的套期保值值、套利等需需求是否导致致了现货指数数成分股相对对于非成分股股存在估值溢溢价。在股指期货即将将在我国推出出的背景下，市场各界界非常关注股股指期货推出出对我国股票票市场的影响响。这不仅涉涉及股指期货货本身的操作作策略，对现现货市场投资

5、资者的股票投投资也会带来来显著影响。目目前关于股指指期货对现货货市场影响的的研究成果大大多集中于成成熟市场，而而对新兴市场场的研究还较较少。鉴于韩国KOOSPI 2200指数期期货、印度国国家证券交易易所（NSEE）标准普尔尔500大盘盘股指数(SS&P CNNX Niffty)期货货、台湾证交交所加权指数数(TWSEE)期货是目目前全球市场场交易量很大大或增长很快的的品种，因此此本文将以上上述新兴市场场为样本进行行实证研究，以以期为我国提提供一些参考考。本报告分为四个个部分：第二二部分研究股指指期货推出对对股票市场波波动性影响的实证研研究。第三部部分研究股指指期货推出对对股票市场成成分股溢价

6、影影响的实证研研究。上述部部分的研究大致按照照国外学者实实证研究成果果梳理、实证证研究方法总总结、本文对对新兴市场实实证研究的顺顺序展开。2、股指期货的的推出对股票票市场波动性性的影响2.1 现有对对成熟市场的的实证研究成果关于股票指数期期货对现货市市场波动性的的影响，目前前学者们存在在三种不同观观点，即股票票指数期货的的引入导致现现货市场的波波动性减小、波波动性不变以以及波动性增增大。部分研究表明期期货市场的引引入使现货市市场的波动性性减小。Beessembbinderr和Seguuin（19992）分析析了19788年至19889年S&PP500指数数期货推出前前后的情况，发发现期货市场场

7、的引入使现现货市场波动动性减小。LLee 和 Ohk（11992）研研究了19884 年至11988年香香港恒生指数数期货与恒生生指数的关系系认为，股指指期货不但没没有增加现货货市场的波动动性而且在某某种程度上减减小了波动幅幅度。Robbinsonn（19944）对19880 年至11993年FFT-SE1100指数的的期现货市场场的研究表明明，引入期货货市场后现货货市场波动性性减小。Anntonioou et al.（11995）对对1987年年至19933年DAX指指数及期货的的研究表明，股股指期货降低低了现货市场场的波动性。AAntoniiou和Hoolmes（11995）利利用日收益率

8、率数据，对FFT-SE 100股票票指数期货的的交易对基础础现货市场的的波动性的影影响进行了研研究。他们利利用GARCCH模型对信信息与波动性性之间的关系系进行了检验验。结果表明明，期货交易易导致了现货货市场波动性性的增加，但但这种波动性性并非来源于于投机者扰乱乱市场的消极极效应，而是是来自于信息息的增加，期期货市场的引引入提高了现现货市场信息息流的速度与与质量。大多数实证研究究表明，现货货市场波动性性没有发生明明显变化。EEdwardds（19888a，19988b）对对S&P5000指数和价价值线指数在在推出期货市市场前后的波波动性进行的的分析表明，股股价指数的日日波动增加不不是由于股指指

9、期货引起的的，期货市场场使得现货市市场更为稳定定和完善。BBecketttihe和和Roberrts（19990）研究究了S&P5500指数期期货与现货市市场的关系认认为，抑制股股票指数期货货交易量不能能减少股票市市场的波动，而而断路器机制制和提高保证证金等措施能能够有效降低低股票市场波波动。Freeris（11990）对对香港恒生指指数期货推出出前后的现货货市场波动性性进行了分析析，认为指数数期货对股票票指数波动没没有产生影响响。Hodggson和NNichollls（19991）分析析了引进股指指期货后澳洲洲所有普通股股指数的波动动情况发现，股股指期货并没没有加大澳洲洲股市的波动动。Bal

10、ddauf和SSantonni（19991）在研究究S&P5000指数时考考虑了ARCCH效果，认认为指数期货货上市对股票票市场波动性性影响并不显显著。Broorsen（11991）对对引入指数期期货前后S&P500股股票市场的波波动性是否发发生了显著变变化进行了检检验。他发现现，尽管短期期（日）股价价变化的方差差发生了显著著变化，但长长期（5日和和20日）指指数价格变化化的方差并没没有发生显著著变化。Geerety和和Mulheerin（11991）通通过研究道琼琼斯工业指数数期货对股价价指数的影响响发现，变异异比率并无明明显改变。LLasstssch（19991）对MMMI股票指指数期货和

11、构构成指数的220只成份股股的关系进行行了研究认为为，期货交易易没有使现货货市场波动变变大。Leee和Ohk（11992）分分别研究了美美国价值线指指数、香港恒恒生指数、澳澳洲所有普通通股指数、新新加坡交易的的日经指数和和英国的FTT-SE1000指数期货货与相应的现现货市场的关关系，发现美美国市场中期期波动上升，长长期并无影响响；香港市场场的波动短期期下降，长期期上升；澳洲洲市场无显著著变化；日本本市场的波动动显著上升；英国市场的的波动短中期期上升，长期期并无影响。PPericlli和Kouutmos（11997）对对S&P5000股指期货货的研究表明明，除了19987年100月股灾的特特殊

12、情况外，指指数期货与期期权交易并未未促使现货市市场的波动产产生结构的变变化。Chaarles和和Sutclliffe（11997）研研究了19778年至19995年世界界股票指数期期货市场上112种股指期期货与股指波波动性后显示示，开办股指指期货后，股股指波动性不不变的占7例例，波动性减减少的占4例例，波动性增增加的只有11例。此外，部分研究究认为期货市市场导致了现现货市场波动动性的增加。Harris（1989）认为，指数期货市场的交易增加股票市场的波动性的假设是随条件发生变化的。他认为，与指数相关的其他现象，例如国外投资者者持有美国股票的增加以及指数基金的增加，可能是导致这种波动性增加的主要

13、原因。Damodaran（1990）研究了S&P500指数期货后发现，S&P500成份股的波动有增大的趋势。Lockwood和Linn（1990）对道琼工业指数的研究表明，现货市场收益变异系数上升。Antoniou和Holmes（1995） 对FTSE100指数进行的研究表明，股票指数期货交易加大了股价的波动性，但改善了现货市场的信息反应速度与品质。虽然目前学者还还没有对期货货市场对现货货指数的波动动性达成一致致看法，但主主流观点认为为，指数期货货的引入并没没有导致现货货市场波动性性的增加；或或者，虽然股股票价格的波波动性有所增增加，但这是是由于信息的的迅速流动造造成的，指数数期货实质上上起到

14、了稳定定基础股票市市场的作用。2.2 研究方方法研究指数期货的的引入对股票票价格波动性性的影响，需需要解决两方方面的问题：首先，指数数期货是否对对股票市场的的波动性产生生了影响；其其次，如果存存在这种影响响，那么这种种影响是稳定定了基础现货货市场，还是是加剧了现货货市场的不稳稳定性。现有有研究的争议议主要是对所所使用的波动动性度量方法法的分歧方面面，正如Booard和SSuteliiffe（11991）表表明，波动性性的研究结果果对于所使用用的波动性的的度量方法是是敏感的。检检验期货市场场的引入对现现货市场波动动性影响的常常用方法是FF检验和GAARCH模型型。1F检验假设股票指数期期货市场引

15、入入前后，股票票指数收益率率服从正态分分布，则我们们可以利用FF统计量检验验指数期货引引入前后，两两个指数收益益率序列的方方差是否发生生显著变化。F统计量计算如下： （1）这里，、分别表表示指数期货货引入前、后后股价指数收收益率序列，、分别表示样本数量。这种方法存在两两方面的缺陷陷：首先，FF统计量假设设股价指数收收益率序列具具有同方差的的正态分布，而而很多研究表表明，金融时时间序列具有有尖峰厚尾、时时变方差特征征；第二，这这种方法仅能能分析指数期期货是否对股股票市场的波波动性产生了了影响，而不不能对这种影影响究竟是积积极（稳定股股票市场）还还是消极（扰扰乱股票市场场）的作用作作出回答。有有鉴

16、于此，这这种方法仅能能对指数期货货对现货市场场波动性的影影响进行粗略略判断。2GARCHH模型很多关于股票指指数现货市场场和期货市场场波动性的研研究是建立在在股票指数变变化是序列不不相关及同方方差的基础上上的。然而，很很多研究表明明，股价指数数收益率是异异方差的（MMandellbrot，11963；FFama，11965；BBollerrslev et all.，19992），因此此忽略了这方方面问题的研研究结论是不不可靠的。虽虽然股票市场场波动性的加加剧是由于期期货市场的引引入导致的，但但这种增强的的波动性可能能仅仅是由于于收益率序列列的自相关造造成的。因此此，考察期的的选择也会显显著影响

17、研究究结论（Mooriartty和Tossini，11985）。更重要的是，很很多研究不能能明确区分信信息和波动性性之间的关系系。然而，这这种关系是很很重要的，因因为信息流速速度的变化将将会改变现货货指数价格的的波动性。因因此，除非信信息保持不变变，否则即使使在日数据的的基础上，波波动性也将是是时变的。对对这种波动性性时变本质的的一种有效的的处理方法，就就是利用GAARCH过程程建立收益率率序列的条件件方差模型（EEngel，11982；BBollerrslev，11986；EEngle和和Bolleerslevv，19866）。普通最最小二乘方法法要求误差项项是同方差的的，而GARRCH模型

18、将将收益率的条条件方差作为为滞后条件方方差项和前期期误差平方项项的线性函数数。GARCCH模型的优优点就是，它它能捕捉到金金融日收益序序列的波动聚聚积趋势。常常用的GARRCH模型有有以下三种形形式：(1)GARCCH(p,qq)误差项服从GAARCH(pp,q)过程程的模型如下下： （2） （3）这里，（2）是是条件均值方方程，（3）是是条件方差方方程，是信息息集，p是GGARCH项项的阶数，qq是ARCHH项的阶数。GGARCH模模型要求和必须非负。(2)TARCCH(p,qq)由于股价通常对对利好与利空空信息具有非非对称反映，因因此也常用非非对称GARRCH（Thhreshoold AR

19、RCH）模型型对股价收益益率序列建模模。TARCH模型型的条件方差差模型为： （4）其中，当时，；否则，。在这个模型中，好好消息和坏消消息对条件方方差有不同的的影响：好消消息有一个的的冲击；坏消消息有一个对对的冲击。如如果，我们说说存在杠杆效效应；如果，则则信息是非对对称的。(3)EGARRCH(p,q)EGARCH（EExponeentiall ARCHH）模型也是是一种非对称称的GARCCH模型，由由Nelsoon（19991）提出。条条件方差被指指定为 （55）当时，存在杠杆杆效应；如果，则影响响是非负的。正如前面所述，分分析信息、股股票价格波动动性及期货交交易冲击的影影响之间的关关系，

20、需要解解决两个问题题。首先，期期货交易本身身是否对股票票市场的波动动性产生了影影响？其次，更更重要的是，如如果期货交易易的引入确实实加剧了股票票市场的波动动性，但这种种波动性可能能来源于两个个方面：一是是信息的快速速反映；二是是期货市场对对现货市场价价格的扰动。因因此，关键的的问题就是，引入期货交易之后，信息及波动性之间究竟存在一种什么样的关系？为了解决第一个个问题，我们们在条件方差差方程中引入入了一个虚拟拟变量，在引引入期货前值值为0，引入入期货后值为为1。因此（33）式变为： （6）这里是虚拟变量量。如果虚拟拟变量具有统统计显著性，则则表明期货交交易的存在对对现货市场的的波动性产生生了影响

21、。类类似的，TAARCH、EEGARCHH模型的条件件方差模型中中也可加入虚虚拟变量。关于第二个问题题，我们可以以把研究期间间划分为引入入期货前、后后两个子期间间。利用形如如(2)、(3)式的GGARCH模模型分别对两两个子期间进进行估计，因因此可以对引引入期货市场场前后现货市市场的波动性性进行比较。GARCH模型型应用的前提提是收益率序序列是平稳的的，因此在进进行GARCCH建模之前前，必须首先先对序列进行行单位根检验验，常用ADDF（Aguument Dickeey-Fulller）检检验和PP (Philllips-Perroon)检验。2.3 新兴市市场的实证研研究1数据说明考虑到各指

22、数的的上市时间及及考察期间的的适当性，台台湾地区、印印度、韩国的的样本区间分分别设定为11990.11.3-20005.122.7，19990.7.5-20005.12.7,19990.1.44- 20005.12.7.利用各各股价指数的的日收盘数据据，计算对数数收益率。为为了检验期货货市场的引入入对现货市场场波动性的影影响，针对三三个指数收益益率序列，我我们分别设置置三个（0,1）虚拟变变量序列，引引入指数期货货前，该变量量值为0；引引入期货后，值值为1。表1：韩国、印印度、台湾地地区新兴市场场的股指期货货标的市场指数说明期货推出时间台湾证交所加权指数市值加权指数，所所有在台湾证证券交易所挂

23、挂牌的普通股股，基期为11966年1998.7.21韩国KOSPI2000指数市值加权指数，2200只成分分股，市值占占全部韩国证证交所上市股股的93%，基基期为19990年1月33日1996.5.3印度S&P CNXX Niftty指数市值加权指数，550只成分股股，根据市值值与流通性选选择，成为指指数成员的公公司必须具有有五十亿卢比比以上的总市市值，该指数数代表了在印印度国家证交交所挂牌交易易股票市值的的46%，基基期为19995年2000.6.12交易量的变化能能反映市场投投资者参与的的程度和市场场规模的发展展变化，因此此，我们按照照期货市场交交易量的变化化作为期货市市场发展阶段段划分的

24、依据据。按照三个个新兴市场股股指期货上市市后交易量的的变化情况，将将三个国家期期货市场划分分为初期、发发展期、成熟熟期3个子区区间。台湾地区总样本本区间划分为为：初期19998.7.21-20000.6.1，发展期期2000.6.2-22004.33.23，成成熟期20004.3.224-20005.12.7。韩国总总样本区间划划分为：初期期1996.5.3-22000.33.2，发展展期20000.3.3-2003.4.8，成成熟期2003.44.9-20005.122.7。印度度总样本区间间划分为：初初期20000.12.11-20033.5.5，缓缓慢变化期22003.55.6-2000

25、4.122.3，迅速速发展期20004.122.4-20005.122.7（为节节省篇幅，略略去图示）。由于期货市场的的发展存在阶阶段性变化，因因此为了进一一步分析期货货市场开设以以后，期货市市场对现货市市场流动性的的影响，我们们将期货市场场的发展划分分为起步期、发发展期、成熟熟期三个阶段段，通过对不不同阶段设置置（0，1）虚虚拟变量，检检验期货市场场的不同发展展阶段对现货货市场波动性性的影响是否否发生变化。具具体地，针对对每一个国家家，在期货市市场发展的三三个阶段，进进行两次检验验，即期货市市场从起步期期到发展期的的检验（起步步期，虚拟变变量值为0；发展期，值值为1），从从发展期到成成熟期的

26、检验验（发展期，虚虚拟变量值为为0；成熟期期，值为1）。2描述性统计计表2表明，三个个现货指数收收益率序列均均不服从正态态分布。进一一步分析表明明，三个国家家在引入期货货市场前后两两个期间的现现货市场收益益率均不服从从正态分布，因因此无法利用用F检验等基于于正态分布的的统计方法检检验引入期货货后、股价指指数收益率序序列的波动性性。表2：TWSEE、KOSPPI200、NNIFTY指指数收益率序序列的描述性性统计样本均值最大值最小值标准差偏度峰度Jarque-Bera统统计量观测值台湾地区7.38E-0050.0788-0.092550.0185-0.087225.35751005.211431

27、7印度0.00026660.0525-0.056770.0077-0.163448.74225026.6553647韩国5.32E-0050.0366-0.055330.0083-0.042666.23081886.71143353期货市场的的引入对股票票市场波动性性影响的计量量检验(1)股价指数数收益率序列列的单位根检检验表3表明，ADDF和PP检检验结果一致致，均表明，各各时期指数收收益率序列是是平稳的，即即服从I(00)过程，从从而可对其进进行GARCCH建模。此此外，出于后后文计量检验验的需要，表表3中也给出出了引入期货货市场前后韩韩国KOSPPI200指指数收益率序序列的单位根根检验

28、结果。表3： TWSSE、KOSSPI2000、NIFTTY指数收益益率序列的单单位根检验样本ADF检验PP检验检验形式(C,K)1%显著性水平平5%显著性水平平统计量AIC值SC值SC值统计量AIC值台湾地区-29.30-5.15-5.14-31.81-5.15-5.14(C,3)-3.44-2.86印度-33.20-6.91922-6.91244-53.81229-6.91555-6.91211(C,4)-3.44-2.86韩国（全样本）-28.35-6.92-6.91-53.69-6.92-6.91(C,2)-3.44-2.86韩国(引入期货前样本)-31.37556-6.76311-6

29、.75433-60.36884-6.76000-6.75711(C,3)-3.44-2.86韩国(引入期货后样本)-31.37-6.76-6.75-6.76-60.47-6.76(C,1)-3.44-2.86注：表中检验形形式(C,KK)分别表示示单位根检验验方程包括常常数项、滞后后项的阶数，加加入滞后项是是为了使残差差项为白噪声声。(2)TARCCH建模针对不同的股价价指数收益率率序列，GAARCH、TTARCH、EEGARCHH模型的实证证结果比较一一致。由于股股价对利好与与利空信息通通常具有非对对称反映，因因此利用非对对称GARCCH模型对股股价指数收益益率数据建模模更为合理。以以下我们

30、仅列列出利用TGGARCH、EEGARCHH对各收益率率序列的建模模结果。1)台湾股票市市场波动性检检验表4对台湾TWWSE指数收收益率序列的的检验表明，该该序列服从AAR(3)-TARCHH(1,1)、AR(33)-EGAARCH(11,1)过程程。表示引入入期货市场因因素的虚拟变变量的系数并并不具有统计计显著性，表表明台湾地区区引入指数期期货后，现货货市场的波动动性并未发生生显著变化。具有统计显著性，表明股价对利空消息的反应确实大于对利好消息的反应，股市具有杠杆效应。表4: 对TWWSE指数收收益率序列的的TGARCCH、EGAARCH建模模(90.11.3-055.12.77，全样本)模

31、型TARCH(11,1)9.42E-005（0.45）0.0507（3.07）0.0268（1.75）0.0300（1.98）4.92E-006（6.71）0.0441（6.92）0.9010(138.466)0.0829（7.87）-7.38E-07（-1.20）EGARCH(1,1)3.08E-005（0.15）0.0470（2.96）0.0217（1.47）0.0320（2.17）-0.30588(-11.199）0.1769（15.68）0.9790(341.100）-0.06044（-9.05）-0.00599（-1.78）2)印度股票市市场波动性检检验表5表明，印度度NIFTYY指

32、数收益率率序列服从AAR(4)-TARCHH(1,1)、AR(44)-EGAARCH(11,1)过程程。虚拟变量量的系数显著著为负，表明明印度引入指指数期货后，现现货市场的波波动性显著减减低。显著的的值表明股市市具有杠杆效效应。表5: 对NIIFTY指数数收益率序列列的TARCCH、EGAARCH建模模(90.77.5-055.12.77，全样本)模型TARCH(11,1)0.000211（2.05）0.1523(8.58)-0.04144(-2.26）0.0397（2.29）0.0463(2.60）2.72E-006（7.70）0.0873(9.30）0.8447(91.49）0.0598(

33、4.58）-1.33E-06(-5.09）EGARCH(1,1)0.000166（1.64）0.1535（9.02）-0.03855(-2.15）0.0377(2.32）0.0443(2.58）-0.69166(-10.822）0.2532(20.5)0.9487(152.3)-0.047(-5.7)-0.04166(-4.93)3)韩国股票市市场波动性检检验表6表明，韩国国KOSPII200指数数收益率序列列服从AR(2)-TAARCH(11,1)、AAR(2)-EGARCCH(1,11)过程。虚虚拟变量的系系数显著为正正，表明指数数期货的引入入，确实加剧剧了韩国股票票市场的波动动性。显著的

34、的值表明股市市具有杠杆效效应。为了检验韩国股股市波动性的的加剧，是由由于期货市场场的引入加速速了信息的流流动而导致的的，还是确实实是由于期货货市场加剧了了现货市场的的不稳定性而而导致的，我我们分别研究究了在引入期期货市场前后后、韩国股市市收益率序列列波动性的变变化。无论是是TARCHH模型、还是是EGARCCH模型，引引入期货市场场后，值都减减小，而值增增加。与昨日日与市场有关关的价格变化化对今日指数数价格变化的的影响相关，从从而被视为“信息”系数，本文文实证检验中中的减小表明明，在引入期期货市场后，新新信息对股价价变化的影响响速度在减慢慢。反映“旧信息”对股价的影影响。引入期期货市场后，信信

35、息流速的减减慢将导致的的增加，“旧信息”将对近日的的股价产生较较大的影响。综合、看，期货货市场的引入入确实扰乱了了现货市场的的稳定性。期期货市场的引引入确实引起起了现货市场场波动性的增增强，而且这这种增强并不不是由于信息息流动速度的的加快而产生生的。表6:对KOSSPI2000指数收益率率序列的TAARCH、EEGARCHH建模全样本(90.1.4-005.12.7)模型TARCH(11,1)1.81E-005(0.20)0.0814(5.00)-0.03799(-2.58)6.33E-007(5.48)0.0651(7.97)0.8872(106.444)0.0757(7.01)EGARCH

36、(1,1)1.25E-005(0.14)0.0870(5.44)-0.03844(-2.67)-0.39588(-9.48)0.2043(14.47)0.9774(-7.13)-0.04622(-7.12)引入期货前子样样本(90.1.4-996.5.22)模型TARCH(11,1)2.86E-005(0.31)0.0644(5.68)-0.04311(-3.62)0.0265(2.11)5.36E-007(5.29)0.0569(7.85)0.9048(128.677)0.0692(6.70)EGARCH(1,1)1.42E-005(0.16)0.0624(6.10)-0.04555(-3.

37、87)0.0307(2.58)-0.25388(-9.72)0.1876(14.70)0.9888(443.855)-0.04177(-6.71)引入期货后子样样本(96.5.3-005.12.7)模型TARCH(11,1)5.54E-005(0.37)0.0894(4.02)3.81E-007(2.97)0.0351(3.98)0.9386(127.377)0.0484(5.01)EGARCH(1,1)2.47E-005(0.17)0.0909(4.16)-0.17911(-6.54)0.1346(9.07)0.9919(428.066)-0.03499(-5.44)4不同发展阶阶段期货市场

38、场对股票市场场波动性的影影响股价指数收益率率序列的单位位根检验结果果表明，在期期货市场处于于初期-迅速速发展期、以以及迅速发展展期-成熟期期间，台湾地地区、印度、韩韩国指数收益益率序列是平平稳的，即服服从I(0)过程，从而而可对其进行行TGARCCH建模。鉴鉴于由于TAARCH、EEGARCHH模型的检验验结果类似，限限于篇幅，这这里只给出利利用TARCCH模型得到到的检验结果果。(1)台湾期货货市场不同发发展阶段股票票市场的波动动性检验关于台湾地区现现货指数收益益率序列的检检验结果表明明，当期货市市场从初期过过渡到迅速发发展期，表示示期货市场阶阶段性变化的的系数并不显显著，表明当当期货市场由

39、由初期进入迅迅速发展期后后，期货市场场对现货市场场波动性没有有显著影响。当当期货市场从从迅速发展期期过渡到成熟熟期时，表示示期货市场阶阶段性变化的的系数显著为为负，表示进进入成熟期的的期货市场显显著降低了现现货市场的波波动性。表7:TWSEE指数收益率率序列的TAARCH建模模初期-迅速发展展期子样本（998.7.221-04.3.23）模型TARCH(11,1)-6.2E-005(-0.15)0.0723(2.49)0.0442(1.68)1.1E-055(3.75)0.0221(1.74)0.8816(41.32)0.1359(5.13)5.3E-088(0.02)迅速发展期-成成熟期子样

40、本本（04.33.24-005.12.7）模型TARCH(11,1)9.1E-055(0.28)0.0636(2.09)8.39E-006(3.25)0.0345(2.51)0.8822(46.98)0.1236(5.22)-5.9E-006(-3.40)(2)印度期货货市场不同发发展阶段股票票市场的波动动性检验关于印度现货指指数收益率序序列的检验结结果表明，当当期货市场从从初期过渡到到缓慢发展期期，表示期货货市场阶段性性变化的系数数并不显著，表表明进入缓慢慢发展期的期期货市场对现现货市场波动动性没有显著著影响。当期期货市场从缓缓慢发展期过过渡到迅速发发展期时，表表示期货市场场阶段性变化化的系

41、数仍不不显著，表示示进入迅速发发展期的期货货市场对现货货市场的波动动性没有显著著影响。表8:对NIFFTY指数收收益率序列的的TARCHH建模初期-缓慢发展展期子样本（00.8.13-04.12.3）模型TARCH(11,1)0.000233(1.42)0.1470(4.32)-0.06144(-1.91)4.9E-066(5.83)0.0099(0.35)0.7052(17.47)0.2743(5.91)-6.9E-007(-0.87)缓慢发展期-迅迅速发展期子子样本（044.12.44-05.112.7）模型TARCH(11,1)0.000644(2.59)0.1116(2.34)-0.1

42、1488(-2.16)2.1E-066(3.17)-0.06022(-1.53)0.8775(25.52)0.1397(3.19)6.04E-008(0.15)(3)韩国期货货市场不同发发展阶段股票票市场的波动动性检验关于韩国现货指指数收益率序序列的检验结结果表明，当当期货市场从从初期过渡到到迅速发展期期，表示期货货市场阶段性性变化的系数数显著为正，表表明当期货市市场进入迅速速发展期以后后，期货市场场引起了现货货市场波动性性的加剧。当当期货市场从从迅速发展期期过渡到成熟熟期时，表示示期货市场阶阶段性变化的的系数为负，但但不显著，表表示进入成熟熟期的期货市市场对现货市市场波动性没没有显著影响响。

43、表9:对KOSSPI2000指数收益率率序列的TAARCH建模模初期-迅速发展展期子样本（996.5.33-03.44.8）模型TARCH(11,1)-0.000333(-1.66)0.099088(3.83)4.69E-007(2.32)0.0324(3.37)0.9416(108.877)0.0450(3.82)6.88E-007(2.74)迅速发展期-成成熟期子样本本（03.44.9-055.12.77）模型TARCH(11,1)0.000122(0.54)0.0514(3.12)0.0283(1.86)5.1E-066(6.70)0.0460(7.13)0.899(136.0)0.08

44、19(7.82)-7.9E-007(-1.26)5结论对期货市场的引引入对现货市市场波动性影影响的计量检检验结果表明明，在不同国国家，期货市市场的引入对对股票市场波波动性的影响响是不同的。利利用期货市场场引入前后，现现货市场股指指收益率的全全样本数据进进行检验后发发现，台湾地地区引入指数数期货后，现现货市场的波波动性并未发发生显著变化化。印度引入入指数期货后后，现货市场场的波动性显显著减低。而而在韩国，指指数期货的引引入确实加剧剧了股票市场场的波动性，而而且这种波动动性的加剧是是由于期货市市场扰乱了现现货市场的稳稳定性导致。基于期货市场交交易量的变化化，我们分别别对台湾地区区、印度、韩韩国的期

45、货市市场进行阶段段性划分（初初期、迅速发发展期、成熟熟期），并分分别以初期与与迅速发展期期的过渡时点点、迅速发展展期与成熟期期的过渡时点点为分界，考考察了当期货货市场由初期期进入迅速发发展期、以及及由迅速发展展期进入成熟熟期时，期货货市场对现货货市场波动性性的影响。检检验结果表明明，在韩国，当当期货市场进进入迅速发展展期以后，期期货市场引起起了现货市场场波动性的加加剧；当期货货市场从迅速速发展期过渡渡到成熟期时时，期货市场场对现货市场场的波动性没没有显著影响响。在印度，进进入缓慢发展展期的期货市市场对现货市市场波动性没没有显著影响响；进入迅速速发展期的期期货市场对现现货市场的波波动性也没有有显

46、著影响。在在台湾地区，当当期货市场进进入迅速发展展期以后，期期货市场对现现货市场波动动性没有显著著影响；而进进入成熟期的的期货市场显显著降低了现现货市场的波波动性。综合两方面的研研究结果，我我们发现，在在不同国家以以及期货市场场发展的不同同阶段，期货货市场对现货货市场波动性性的影响不尽尽相同。除韩韩国市场在引引入股指期货货初期，期货货市场确实加加剧了现货市市场的波动性性以外，大部部分的实证结结果均表明，不不同国家、不不同阶段（尤尤其是期货市市场进入成熟熟期后）的期期货市场对现现货市场波动动性没有显著著影响，或者者减小了其波波动性，这与与对成熟市场场的现有实证证结果是比较较一致的。3、股指期货的

47、的推出对指数数成分股估值值的影响股指期货的推出出，可能使标标的指数成分分股相对非标标的指数成分分股凸现更多多机会。一方方面，指数期期货的套期保保值、资产配配置功能，需需要标的指数数成分股的配配合，另一方方面，机构投投资者对成分分股的更多配配置，才能使使其在现货、期期货操作中把把握更多主动动。相对于无无指数期货时时代，增量资资金的介入、存存量资金对组组合配置的调调整，都将加加大标的指数数成分股的投投资，而这种种调整可能在在指数期货上上市前一段时时期就会发生生。由此，股股指期货推出出前，标的指指数成分股可可能享受较高高溢价。在股指期货推出出后，标的指指数成分股是是否能享受这这种溢价则难难有定论。短

48、短期内，一方方面，成份股股的走势可能能受到股指期期货推出前自自身溢价因素素的影响而出出现调整，另另一方面，期期货上市初期期的价格、交交易表现，以以及市场投资资者的交易策策略，都将影影响现货的操操作方向。从从长期来看，现现货市场走势势主要受自身身发展主导，股股指期货并不不能改变其现现货市场的发发展趋势。有关股指期货推推出前后对成成分股估值影影响的研究文文献相对较少少，有鉴于此此，下文中，我我们不仅以新新兴市场为例例，还以成熟熟市场为对象象，对期货上上市出前后标标的指数成分分股的走势进进行实证分析析。3.1 研究方方法为考察股指期货货标的指数本本身在指数期期货推出前后后的变化，我我们首先考察察指数

49、本身的的绝对走势。由由于股指期货货推出前后，标标的指数走势势可能受到估估值、股指期期货推出两方方面因素的影影响。为分离离估值因素，我我们还需进一一步将股指期期货标的指数数与其他非标标的指数进行行比较，以考考察标的指数数相对于非标标的指数是否否出现估值溢溢价。关于股指期货标标的指数相对对非标的指数数的估值是否否出现溢价，实实证研究可采采用两种思路路。第一种思思路是，可以以将期货标的的指数成分股股组合作为研研究对象，并并选择与成分分股组合受大大致相同因素素影响的非成成分股组合作作为对比组合合，分析期货货上市前后，两两个组合涨幅幅（或成交金金额、波动性性）的相对变变化。度量指指标，可以选选择组合加权

50、权区间收益率率指标；也可可对组合加权权日收益率序序列进行t检验等，以以考察显著性性。这种研究究方法最为细细致与客观，不不但可以对成成分股、非成成分股组合的的整体估值水水平进行比较较，还可深入入分析成分股股中权重股与与非权重股的的不同变化，甚甚至还可以其其他特征作为为研究比较的的标准。另一种研究思路路是，将标的的指数与其他他非标的指数数进行对比分分析。非标的的指数成分股股，最好与标标的指数成分分股具有比较较相似的编制制方法(例如如，市值加权权)，同时各各指数成分股股本身具有较较强的可比性性(例如，受受大致相同的的宏观与市场场因素影响，并并具有相当的的市场规模等等特征)。直直观地，可选选定某一基日

51、日，利用标的的指数相对于于非标的指数数的超额累计计收益率的走走势来判断。鉴于我们难以搜搜集到国外市市场股指期货货上市前后标标的指数成分分股的历史样样本，因此，我我们只能按照照第二种思路路进行分析。由由于这些国家家可作为对比比的指数并不不是最理想的的样本，因此此实证结论具具有一定局限限性，但仍可可大致观察其其共同特征，具具有一定参考考价值。3.2 新兴市市场的实证研研究(1)数据说明明由于作为与标的的指数对比的的其他指数推推出的时间必必须在股指期期货推出之前前，受数据的的限制，我们们这里仅以美美国、日本、韩韩国、印度为为样本进行分分析。美国SS&P 5000指数、日日本NIKKKEI 2225指

52、数、韩韩国KOSPPI 2000指数、印度度NIFTYY指数期货推推出的时间分分别为19882.4.22、19888.9.3、11996.55.3、20000.6.12。对比比指数见表114。表14：美国、日日本、韩国、印印度股指期货货标的指数的的对比指数国家指数指数说明成分股规模美国SPX指数(标准普尔5000指数)市值加权指数，反反映500只只代表美国所所有主要产业业的股票市值值的起伏变化化，用以衡量量整个国内经经济景气表现现情况,以11941-443年为基期期，基数为110大盘股MID指数(标准普尔中盘盘400指数数)市值加权指数，用用以衡量美国国股市中盘股股类的市场表表现,基日为为19

53、90.12.311，基数为1100中盘股，与SPPX指数成分分股不重合INDU指数(道琼斯工业平平均指数)价格加权指数，包包括30只分分别代表其行行业领先的蓝蓝筹股,基日日为19288.10.11大盘股,为SPPX指数成分分股日本NKY指数(日经225指指数) 价格加权指数，包包含东京证券券交易所一部部中225家家享有最高评评级的日本公公司,基期为为1949.5.16大盘股NEY指数(日经300指指数)市值加权指数，包包含东京证券券交易所一部部主要挂牌交交易股票,基基日为19882.10.1，基数为为100大盘股，与NKKY指数成分分股部分重合合TPX指数(东京证交所股股价指数)市值加权指数,

54、包含东京证证券交易所一一部中所有公公司，基日为为1968.1.4，基基数为1000,指数计算算中不包括临临时发行及优优先股各种规模的股票票，包括NKKY指数成分分股韩国KOSPI指数数市值加权指数,包含所有在在韩国证券交交易所上市的的720只普普通股，基日日为19800.1.4，基基数为1000。自20002.6.114日起，该该指数中不再再包括优先股股与KOSPI 200指数数差异在于占占KOSPII指数约100%权重的5520只小盘盘股印度BSE500(孟买证交所5500指数)市值加权指数,包含5000只股票，占占孟买证交所所总市值的885%，代表表了印度经济济中的20个个支柱产业，以以1

55、998-99为基期期，基值为11000点中大盘股，与NNIFTY指指数具有不同同成份股BSE200(孟买证交所2200指数)市值加权指数,包含2000只股票，根根据在孟买证证交所挂牌登登记的当前市市值为基期，以以1989-90为基期期。成份股为为BSE5000指数成份份股大盘股，与NIIFTY指数数具有不同成成份股BSE100(孟买证交所1100指数)市值加权指数,包含1000只股票，从从五个主要证证交所的“特定”以及“非特定”名单中选择择出来：孟买买、加尔各答答、德里、阿阿默达巴德、马马德拉斯。目目的在于编制制孟买证交所所全国指数，以以1983-84为基期期。成份股为为BSE2000指数成份

56、份股大盘股，与NIIFTY指数数具有不同成成份股SENSEX 30(印度孟买证券券交易所敏感感指数)市值加权指数,包含30只只股票，根据据流通量、市市场深度、流流通股调整后后的深度、行行业代表性选选择。基期为为1978-1979，基基数为1000。成份股为为BSE1000指数成份份股大盘股，与NIIFTY指数数具有不同成成份股(2)实证检验验实证结果表明，成成熟市场与新新兴市场具有有大致相同的的特征。一方方面，从股指指期货标的指指数本身的走走势来看，在在股指期货推推出前的一段段时间内，标标的指数大多多呈现上涨走走势；而推出出后，短期内内无明显定论论，长期走势势则不受指数数期货的影响响。这种上涨

57、大多出出现在股指期期货推出前约约半年、一年年或更长时间间，随着股指指期货上市日日的临近，指指数的上涨态态势有所回落落。在股指期期货推出后的的较短时期内内，除香港HHSI指数外外，美国S&P 5000指数、日本本NIKKEEI 2255指数、韩国国KOSPII 200指指数、印度NNIFTY指指数、台湾TTWSE指数数均出现下跌跌。但从长期期走势来看，上上述指数均呈呈现稳步上涨涨的态势。可可见，股指期期货推出前，标标的指数成份份股享受了一一定溢价，其其间存在阶段段性上涨；而而在股指期货货推出后，短短期内，标的的指数可能会会出现调整，但但指数长期走走势将主要受受自身估值驱驱动,期货市市场不会对现现

58、货市场的长长期走势产生生显著影响。另一方面，从标标的指数相对对于其他非标标的指数的走走势来看，标标的指数成分分股在指数期期货推出前确确实有一定溢溢价，但在股股指期货推出出后，短期大大多出现调整整走势。但从从长期来看，标标的指数相对对于非标的指指数的走势并并无必然结论论，其走势主主要受自身估估值影响。这这与上述结论论是基本一致致的。在成熟市场，美美国S&P 500指数数期货推出前前半年左右，SS&P 5000指数相对对于对比指数数的走势出现现上涨，并随随时间在临近近期货上市日日前有所回落落，期货推出出后短期内进进行调整。日日经225指指数期货推出出前半年左右右，日经2225指数相对对于其他非标标

59、的指数的走走势有上涨，而而在临近期货货推出日，则则出现大幅下下跌，期货推推出后短期内内更是急剧下下跌。在新兴市场，韩韩国KOSPPI 2000指数期货推推出前一年左左右，指数期期货标的明显显走强，获得得显著的正超超额收益。而而在其推出后后一年多的时时间内，则出出现较大的负负超额收益。印印度NIFTTY指数期货货推出前四个个月左右，NNIFTY指指数成份股有有相对较大幅幅度的上涨，并并在股指期货货推出后一两两年的时间内内，NIFTTY指数成份份股仍具有溢溢价，其中部部分原因可能能与新加坡交交易所在20000年9月月25日推出出NIFTYY指数期货有有一定关系。图1 美国S&P 5000指数及其超

60、超额收益(881.1.55-90.112.31)图2 日经2225指数及其其超额收益(85.1.4-93.12.300)图3 香港恒生生指数 (884.1.33-06.99.22)图4 韩国KOOSPI 2200指数及及其超额收益益(90.11.4-066.9.222)图5 印度NIIFTY指数数及其超额收收益(99.1.1-006.9.222)图6 台湾TWWSE指数及及其超额收益益(90.11.3-066.9.222)(3)结论在股指期货推出出前后，成熟熟市场与新兴兴市场具有大大致相同的特特征。一方面面，从股指期期货标的指数数本身的走势势来看，在股股指期货推出出前的一段时时间内，标的的指数