我国期货市场有效性的实证研究，本文主要内容关键词为：期货市场论文,有效性论文,实证研究论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
从发展社会主义市场经济的实际出发，为发现预期价格，减少市场调节的盲目性，为企业套期保值提供规避价格风险的场所，减少因成本变动而造成的经营风险；同时为适应对外贸易的发展，减少因汇率、利率波动所造成的损失，客观上需要建立和发展期货市场。我国于1988年从理论上开始研究期货市场，经过两年多的理论研究，于1990年10月20日成立了第一家引入期货机制的郑州粮食批发市场，标志着我国从期货市场的理论研究进入到探索阶段，但真正的期货交易是以我国上海金属交易所于1993年3月31日正式推出一号电解铜的标准化期货合约为标志，表明对我国期货市场的探索从理论到实际操作阶段。同年5月28日，中国郑州商品交易所正式开业，推出大豆、绿豆、小麦、玉米等5个品种的标准化期货合约。同年6月30日，上海粮油交易所正式开业并推出大豆、小麦、玉米等农产品的标准化期货合约。此后，北京商品交易所、海南中商期货交易所等相继开业并开展农产品、金属、国债等标准化期货合约的交易。上海证券交易所于1993年10月25日开展国债期货交易。这样，我国的期货市场已初步形成了以农产品、金属期货交易为主，配之以金融期货交易。尽管我国期货交易还处于试点阶段，但几个较规范的交易所均制定了比较符合国际通例的交易规则，执行每日结算制度。这些交易所较规范的运作，已经反映出期货市场的功能和它所带来的经济影响，初步显示出期货市场在社会主义市场经济中的作用。
期货交易者从事期货交易，除应事先了解相关的期货法规、交易方式和市场结构外，对于期货市场的价格变动型态(Pattern)如何，期货价格前后期变动是否具有相关性等也应了解。国外有许多学者专家提出有关期货价格行为的论著。然而，我国正式开展期货交易仅两年的历史，有关我国期货价格行为的实证研究甚少。本文应用序列相关检验和游程检验的方法，研究我国期货市场价格的行为，探讨我国期货市场的有效性程度。
本文的结构是：第一部分回顾国外学者专家对国外期货市场有效性研究的状况；第二部分介绍有效市场理论；第三部分引入有关实证研究的方法，并对实证结果加以分析。第四部分是本文的结论。
一、期货市场有效性研究回顾
最早研究市场价格行为的学者当是法国人巴契利尔(Louis Bachelier)，他研究当时法国商品价格走势，研究结果发现，这些商品价格呈随机波动，而且，这些商品的买卖双方获取利润的期望值等于零。也就是说，某种商品的目前价格是其未来价格的不偏估计值。
Larson(1960)以1922-1931年和1949-1958年间美国玉米期货价格的每天收盘价为研究资料，使用序列相关检验的方法，结果表明期货价格变动不具有相关性。但他随后用一种新的统计量对同样的资料作研究，却发现存在微小的相关性。
Houthakker(1961)研究美国1921-1939年间及1947-1956年间的小麦期货和玉米期货，认为期货价格变动存在非随机的因素。
Stevenson ＆ Bear(1970)以1951-1968年间美国玉米期货价格为研究资料，以序列相关检验、游程检验等为研究方法，研究结果显示没有很强的证据证明期货价格变动具有相关性，但存在某些大滤嘴的利润，认为应拒绝随机游动假说。
Pretez(1975)以1966-1972年间澳大利亚悉尼期货交易所羊毛期货每天的收盘价为对象，使用序列相关检验、游程检验等方法加以研究，结果表明羊毛期货价格变动呈无相关性，认为羊毛期货市场是弱式有效市场。
Weston(1985)使用游程检验、光谱分析，比较研究1978年4月至1979年4月间纽约金属交易所、加拿大温伯尼期货交易所和澳大利亚悉尼期货交易所的黄金期货市场，发现黄金期货市场存在着某些非有效的因素。
Bird(1986)采用八种统计检验的方法分析1972-1982年间各年的伦敦金融交易所四种主要的金属：铜、铅、锡和锌现货和期货价格变动的相关性。研究结果表明，铜期货和现货市场有明显的证据证明是非弱式有效市场，相对弱些的但有确实的证据表明铅和锌期货和现货市场也是非弱式有效市场，而锡的期货和现货市场则没有证据表明是非弱式有效市场。发现期货价格变动在1973年和1981年具有强相关性和在1977年具有随机性。
然而，对我国期货市场有效性的实证研究至今尚未见到。
二、有效市场理论概述
Fama(1970)对有效市场作了严谨的定义。所谓有效市场(efficient market)指市场的价格总是充分反映了所有可获得的信息(information)。如果市场中的价格不能充分反映所有可获得的信息，投资者可利用技术分析或基本分析的方法获取超额利润。市场有效性依其强弱程度的不同可分成三种水平：弱式(weak form)、半强式(semistrong form)、强式(strong form)。在弱式有效市场的假设下，目前的价格已充分反映了历史价格所包含的所有信息。因此，仅基于历史价格所包含信息的交易策略，交易者将无法获取超额利润。在半强式有效市场的假设下，目前的价格不仅充分反映了历史价格所包含的所有信息，而且也充分反映了所有已经公开并可获取的所有信息。因此，交易者将无法利用这些公开的信息获取超额利润。在强式有效市场的假设下，目前的价格已充分反映了所有相关的信息，不管这些信息是公开的还是未公开的。如果市场是强式有效的，市场价格已准确反映了其内在的价值，只有当新信息发生时，市场价格才会发生变动。
综上所述，在弱式有效市场中，虽然不能直接或间接地利用历史价格来获取较好的投资结果，但是如果有其他公开可获得的信息或不公开的信息加以利用，仍有可能获取较好的投资结果。在半强式有效市场中，虽然不能利用所有公开可获的信息来获取较好的结果，但是如有不公开的信息加以利用，仍有可能获取较好的结果。可见，弱式有效市场成立时，半强式及强式有效市场不一定成立；半强式有效市场成立时，强式有效市场不一定成立反之，强式有效市场成立时，半强式和弱式有效市场都能成立；半强式有效市场成立时，弱式有效市场也能成立。
如果市场中的价格充分反映所有可获得的信息，该市场被称为有效市场。为使市场的有效性能被检验，就需对价格的形成过程作详细的说明，也就是对“充分反映”加以定义。
Fama认为期望收益理论可用以下数学表达式：
则E(X[,j,t+1]+｜I[,t])=0，则称序列｛r[,j,t+1]｝关于信息集合I[,t]是“fair game”。“fair game”模型表明一项资产的期望收益率平均来说与实际收益率相等。因此，基于信息集合It的交易策略是难以取得超额利润的。
假设(1)式中的对于所有的It和t有：E（P[,j,t+1]｜I[,t]）＞P[,j,t]，或E(r[,j,t+1]｜I[,t])＞0，称价格序列是上鞅(submartingale)；如果等式严格成立，称为鞅(martingale)。上鞅的经验应用在于：任何基于信息集合It的交易策略与买入持有策略相比不能获取异常利润或收益率。
萨缪尔森(p.Samuelson)和曼德布洛特分别于1965年和1966年曾较详细分析了“fair game”模型。他们研究期货市场价格，认为如果期货合约在第t期的价格是第t期对交割期的现货价格的期望值，那么期货价格关于信息集合It服从鞅，也就是各期期望价格的变动是不变的。
根据Fama(1970)对弱式、半强式和强式有效市场检验的分类，本文的着重点在于弱式有效市场的检验，即考虑历史价格的数据资料。
三、实证研究方法和结果分析
关于期货市场弱式有效市场的检验，主要在于检验前后期期货价格变动是否具有相关性。如果弱式假设不能成立，则前后期期货价格变动存在某种相关性，那么历史期货价格包含的信息可用于预测未来期货价格变动。在说明检验方法和分析结果之前，先说明所采用的数据资料。
（一）数据说明
由于我国期货市场开展仅两年的历史，本文选取了郑州商品交易所最先上市的玉米、大豆和绿豆1994年9月份的期货合约，以每个交易日收盘价为研究对象，各品种共有221个数据作为样本点。选取9月份的合约，是基于数据资料具有一定的完整性。三种期货价格选用从1993年10月1日到1994年8月30日的数据，数据未选用交割月份的，是为了避免交割月份期货价格非典型性的行为。数据分别取自《中国商报》、《经济参考报》、《中国证券报》、《经济日报》。在实证分析中，定义从第t天至第t+1天持有一张标准合约的一天交易的收益率为：
p[,t]—第t期的期货收盘价格
（二）序列相关检验及结果分析
序列相关用以检验时间序列｛xt｝中t期值与其k(k=1,2……)期前的值或k期后的值的相关程度。这种统计方法已被广泛地应用于股价变动相关性和期货价格变动相关性的衡量上。序列相关程度的大小常用序列相关系数的大小表示，相差k期样本的序列相关系数γ[,k]，可采用下式表示：
当样本容量n充分大，如果x分布的方差是有限有，则γ[,k]近似于正态分布N〔-1/(n-k)，1/(n-k)〕。利用这种性质，可检验相差k期的序列相关系数是否为零。
同时，对于总体相关系数是否为零，可由鲍克斯－皮尔斯(Box-Pierce)构造的Q—统计量加以检验。Q—统计量为：
其中，m为序列相关系数的数目，γ[,k]为滞后k期的序列相关系数。若总体上序列相关系数为零，则相当于原假设，H[,0]:γ[,k]=0，k=1，2……m。Q[,m]是服从X[2](m)分布。当滞后m期，在显著水平下，如果Qm＞x[2](m)，则拒绝原假设。
使用序列相关检验计算二种期货合约的对数价格—阶差分的序列相关系数，见表1。
表1 每天对数价格—阶差分序列相关系
滞后期 玉米绿豆大豆
1-0.113
0.407* -0.053
2 0.224* 0.028* -0.132
3 0.007* 0.184*
0.045
4 0.026
0.0940.034
5-0.029
0.027
-0.063
6 0.042
0.009
-0.085
7-0.080
0.0160.057
8-0.060
0.040
-0.137
9 0.068 -0.043
-0.009
10
-0.177* -0.0360.066
110.082 -0.000
-0.064
12
-0.089
0.038
-0.085
130.165* 0.043
-0.080
140.018
0.1210.047
150.150* 0.053
-0.009
160.019
0.004
-0.035
170.135 -0.023
-0.045
18
-0.026 -0.092
-0.115
190.026 -0.1060.077
20
-0.042 -0.0920.121
21
-0.000 -0.135
-0.063
220.088 -0.0410.005
23
-0.045 -0.0350.098
240.058 -0.0430.102
25
-0.026
0.0100.023
260.049 -0.0030.020
27
-0.046 -0.0010.009
280.016
0.025
-0.081
290.066 -0.1060.003
30
-0.097 -0.054
-0.009
Q-统计量 42.187 64.804
27.420
*表示在显著水平5%下，该系数显著异于零
从表1的序列相关检验结果，我们可以得出：
第一，玉米期货的1阶序列自相关系数为-0.113，不具显著性。但在2阶序列相关系数为0.224，显著地异于零，表明玉米期货价格存在着二阶自相关性。注意到Q—统计量值较接近于临界值，玉米期货价格前后期变动存在一定的相关性。
第二，绿豆的1阶、2阶、3阶自相关系数较大，分别为0.407、0.278、0.184，均显著异于零，而且，1阶至10阶的自相关系数中前8个符号是正的，表明序列正相关。从Q—统计量的计算值为64.804，大于临界值，从总体上显示序列相关系数显著地异于零。这表明了绿豆期货价格前后期变动具有相关性。
第三，大豆期货的各阶序列自相关系数的范围为：-0.137～0.121，均不显著异于零。从(5)式可知，γ[,k]是x[,t]与x[,t-k]的线性回归函数关系的决定系数，表示加入x[,t-k]后，可使xt的变异性减少的幅度。由于γ[,k]中，绝对值最大为0.137，平方后为0.0188，表示加入x[,t-k]变量后，可使x[,t]的变异性减少的百分数仅为1.88%而已。可见x[,t-k]给予x[,t]的信息为数极少，因此x[,t]与x[,t-k]间似乎可认为无相关性。另外，Q—统计量低于临界值，表明大豆期货价格前后期变动不具相关性，呈随机波动。
（三）游程检验分析
由于序列相关系数值常受一些异常的观察值或极端值的影响，因此，研究各期期货价格变动是否具有相关性时，除使用序列相关检验外，还可运用游程检验。游程检验(run test)是一种研究某一序列观察值中非随机性趋势出现情况的统计工具。游程是将连续若干个具有相同符号的价格变动△pt连在一起。
将实际观察值所得游程数总和r与其期望值μ相比较，若相差不超过2个标准差，即可认为期货价格的变动无自相关性；若r和μ相差极大，则能判定期货价格的变动具有相关性。这也可通过计算标准正态变量Z来加以说明。Z的计算式为：
Z=(r-μ)/σ (9)
在显著水平为5%下，Z的临界值为1.96，如果Z值在(-1.96,1.96)的范围内，接受期货价格的变动无相关性；否则，认为期货价格的变动具有相关性。同时计算了实际游程数总和与预期游程数总和的差额占预期游程数总和的百分比k。k的计算公式：
k=(r-μ)/μ(10)
使用游程检验的方法计算四种期货合约每天对数价格—阶差分，所得的实际游程数总和和预期的游程数总和以及k和Z值如表2所示。
实际值期望值 K(%) Z
玉米 106 118.64-10.65-2.037*
绿豆 78
96.15-18.87-2.750*
大豆 118 121.77 -3.10-0.598
*表示在显著水平5%下，r-μ超过两个标准差
从表2的计算结果来看，我们可得出：
第一，玉米期货的实际游程数总和与预期游程数总和的差额占预期游程数总和的百分比k为-10.65%，但Z值为-2.037，在显著水平5%下，表明实际游程数总和与预期游程数总和相差较大。游程检验表明，玉米期货价格的变动具有正相关性。
第二，绿豆期货的实际游程数总和与预期游程数总和的差额占预期游程数总和的百分比k达到-18.87%，而且Z值显示实际游程数总和与预期游程数总和相差具有显著性，而Z值的符号为负，表明绿豆期货价格变动具有正相关性。游程检验表明，绿豆期货价格前后期变动具有正相关性。游程检验的结果与序列相关检验的结果相一致。
第三，大豆期货实际游程数总和与预期游程数总和的差额占预期游程数总和的百分比k为-3.10%，而且Z值不具显著性，表明实际游程数总和与预期游程数总和相差不大。游程检验表明，大豆期货价格的变动不具有相关性，呈随机波动。
四、结论
由于我国期货市场发展时间不长，目前仅有不到两年时间跨度的数据，所以计算的结果可能会受到一定的局限性。而国外对期货市场有效性的研究所选用的数据一般都有10年以上，所作的实证结果的可靠性和准确性就好些。根据实证结果，可以得出以下结论：
1.序列相关检验和游程检验的结果表明，绿豆期货价格变动具有显著的相关性，玉米期货价格变动存在着相关性。
2.序列相关检验、游程检验结果表明，大豆期货价格变动不具相关性。
结论表明了期货市场还存在着非有效因素。这可能是由我国期货市场管理的探索性，期货市场法规的不健全性，期货市场专业人才的缺乏性，信息的不能充分共享性，市场主体结构的不完善性等期货市场结构性因素所致。非有效性因素的存在，极易导致市场信息传递的结构性和技术性的阻碍，从而，少数市场信息、商品情报操纵者可能以牺牲大多数市场参与者的利益，谋取长期利润。这种情况会导致市场运作机制的恶化，加剧期货价格的波动，扭曲期货价格，影响期货市场价格发现机制的正常发挥。这种状况如果继续发展，其严重的后果是有损于客户的利益，以及市场的正常运作。因此，我们主要的任务是使市场朝规范化的方向发展，使期货市场有效运作，使期货市场更加完善。