■傅 強(qiáng)，馬 麗，季俊偉

一、引言

2015年以來，股市環(huán)境發(fā)生重大變化，市場日內(nèi)投機(jī)氛圍日趨嚴(yán)重，滬深300股指期貨市場也受到牽連，投機(jī)氛圍高漲。為抑制投機(jī)行為，中國金融期貨交易所（以下簡稱“中金所”）出臺了提升手續(xù)費的政策，自2015年8月26日起將交易手續(xù)費由的成交額的0.23?調(diào)整為1.15?，2015年8月31日起將各合約的非套期保值持倉的交易保證金由合約價值的20%提高到30%，但效果甚微。中金所為最大限度抑制市場過度投機(jī)，促進(jìn)股指期貨市場規(guī)范平穩(wěn)運行，在2015年9月7日出臺了一系列嚴(yán)格措施，主要包括以下三方面：（1）調(diào)整股指期貨日內(nèi)開倉限制標(biāo)準(zhǔn)，自2015年9月7日起，滬深股指期貨客戶在單個產(chǎn)品、單日開倉交易量超過10手的構(gòu)成“日內(nèi)開倉交易量較大”的異常交易行為，套期保值交易的開倉數(shù)量不受此限；（2）提高股指期貨各合約持倉交易保證金標(biāo)準(zhǔn)，自2015年9月7日結(jié)算時起，將滬深股指期貨各合約非套期保值持倉交易保證金標(biāo)準(zhǔn)由30%提高至40%，將股指期貨各合約套期保值持倉交易保證金標(biāo)準(zhǔn)由10%提高至20%；（3）大幅提高股指期貨平倉手續(xù)費標(biāo)準(zhǔn)，自2015年9月7日起將股指期貨當(dāng)日開倉又平倉的平倉交易手續(xù)費標(biāo)準(zhǔn)，由按平倉成交金額的1.15?收取，提高至23?收取。這些管控措施的出臺使股指期貨市場交易量和持倉量應(yīng)聲狂跌，對市場流動性產(chǎn)生了顯著影響，而是否對市場有效性、市場深度及其關(guān)系產(chǎn)生了顯著影響則成為一個亟待考察的問題。同時，在衡量有效性和市場深度的方法選取方面，如何有效避開前期樣本對后期樣本的干擾，保持各個時段內(nèi)股指期貨市場有效性的原貌，會直接影響到檢驗效果。

二、文獻(xiàn)回顧

在國內(nèi)，一些學(xué)者對滬深300股指期貨市場有效性進(jìn)行檢驗。例如，方匡南和蔡振忠（2012）選用2010年4月～2011年6月間5分鐘高頻數(shù)據(jù)，利用信息份額模型和分位數(shù)回歸方法考察股指期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能，發(fā)現(xiàn)股指期貨與現(xiàn)貨價格是相互引導(dǎo)關(guān)系，且現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能較大；陶利斌等（2014）采用2010年4月～2012年9月間6秒鐘高頻數(shù)據(jù)，利用信息份額方法考察股指期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能，發(fā)現(xiàn)股指期貨價格發(fā)現(xiàn)功能強(qiáng)于現(xiàn)貨市場，并有增強(qiáng)趨勢。

上述研究為滬深300股指期貨市場已經(jīng)實現(xiàn)弱勢有效提供了論證，不過屬于靜態(tài)分析，無法刻畫有效性變化的過程。目前尚未有文獻(xiàn)定量研究市場深度對市場有效性的影響，所以對市場深度的作用知之甚少。Fung&Gary（1999）把持倉量作為市場深度的替代變量。酈金梁等（2012）在度量上海證券市場深度時，對價格和交易量均采取對數(shù)形式，看似度量價格變化一單位所需要的交易量，實質(zhì)是在度量引起收益率變化一單位所需要的交易量。由此可見，上述度量方法未能反映市場深度的本質(zhì)。同時，還有一些方法只能計算樣本區(qū)間的平均市場深度，屬于靜態(tài)計算，平滑掉了變化趨勢，無法反映動態(tài)演進(jìn)路徑。

國內(nèi)少數(shù)學(xué)者圍繞股指期貨推出對現(xiàn)貨市場深度的影響進(jìn)行了考察，酈金梁等（2012）、宗計川和李先玉（2013）研究發(fā)現(xiàn)，股指期貨的啟動顯著降低了股票價格波動率，提高了股票市場深度。然而，很少有學(xué)者對股指期貨市場深度以及市場深度與市場有效性的關(guān)系進(jìn)行考察。更重要的是，管控措施對市場流動性產(chǎn)生了極強(qiáng)抑制作用，是否也影響到微觀層面的市場深度呢？對市場深度和市場有效性之間的關(guān)系是否產(chǎn)生顯著影響？這些問題直接關(guān)系著股指期貨的健康發(fā)展，對其研究具有重要現(xiàn)實意義。

本文借鑒Emerson et al.（1997）的方法，先構(gòu)建時變狀態(tài)空間模型動態(tài)考察股指期貨市場有效性演進(jìn)過程，其次提出市場深度度量方法，考察管控措施對市場有效性和市場深度的影響，最后構(gòu)建GARCH類模型來考察保證金上調(diào)政策是否對市場深度與市場有效性關(guān)系產(chǎn)生顯著影響。

三、實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與日內(nèi)投機(jī)行為變化

滬深300股指期貨在2010年4月16日正式推出，為了便于分析股指期貨市場有效性和市場深度的長期演化過程，本文選取2010年4月16日～2016年11月1所有合約日頻交易數(shù)據(jù)，樣本量為1583組。其中，投機(jī)率采用何茵等（2011）、隋顏休和郭強(qiáng)（2014）的度量方法，即日交易量除以日持倉量。

通過觀察數(shù)據(jù)可知，在2015年8月26日之前，股指期貨交易量和持倉量呈現(xiàn)緩慢遞增態(tài)勢，此后，隨著管控措施的出臺，交易量和持倉量出現(xiàn)了斷崖式下跌，可見管控措施對股指期貨流動性產(chǎn)生嚴(yán)重影響。從收盤價走勢看，在2014年12月之前，滬深300股指期貨收盤價基本上處于3000以下，然而從2015年2月份開始，收盤價開始表現(xiàn)出上升勢頭，在當(dāng)年3月下旬就沖破4000大關(guān)，隨后迅速攀升，僅過兩月，又沖破5000大關(guān)，然后雖快速下降，不過在8月16日之前仍然處于大于3000的高位，表明該時期市場嚴(yán)重受到市場投機(jī)干擾，資產(chǎn)價格嚴(yán)重偏離真實價值。從投機(jī)率走勢看，在股指期貨市場成立初期，面對新鮮事物，市場表現(xiàn)出高漲的投機(jī)氛圍，交易量與持倉量比例一度處于15以上，隨后明顯下降，維持在5到10之間。到了2015年6月初期，市場投機(jī)氛圍開始高漲，在當(dāng)年7月2日就沖破20，隨后居高不小。2015年9月7日，隨著股指期貨市場史上最嚴(yán)管控措施出臺，投機(jī)率急劇下落，投機(jī)率大部分處于0.5以下，投機(jī)氛圍得到顯著控制，表明管控措施抑制投機(jī)行為的效果非常有效。

另外，由于在2015年9月7日前與后，滬深300股指期貨市場結(jié)構(gòu)發(fā)現(xiàn)劇烈變化，故而為了對比管控措施對股指期貨市場有效性、市場深度及其關(guān)系的影響，本文以管控措施執(zhí)行首日為界限，把樣本分為觀察期1（2010年4月16日～2015年9月6日）和觀察期2（2015年9月7日～2016年11月1日）。

（二）有效性度量

Emerson et al.（1997）在GARCH-M 基礎(chǔ)上，首次采用時變狀態(tài)空間模型來度量市場的漸進(jìn)有效進(jìn)程，本文借鑒該方法，動態(tài)檢驗股指期貨市場有效性。檢驗?zāi)Ｐ涂煞譃閮刹剑旱谝徊绞菣z驗收益率滯后幾期和收益率方差滯后幾期對收益率當(dāng)期存在顯著影響；步驟二是在步驟一的基礎(chǔ)上，構(gòu)建時變狀態(tài)空間模型，計算具有顯著影響的收益率滯后期對收益率當(dāng)期影響系數(shù)的時變序列。

表1 收益率回歸結(jié)果

表1顯示，回歸方程的殘差不存在自相關(guān)和異方差，滿足平穩(wěn)要求，收益率滯后二期和收益率方差滯后一期在5%和10%水平下對收益率當(dāng)期具有顯著影響。在表1基礎(chǔ)上，構(gòu)建時變狀態(tài)空間模型，見式（6）～式（8）。其中，式（6）為信號方程，式（7）和式（8）為狀態(tài)方程。采用一階馬爾科夫轉(zhuǎn)換把固定系數(shù)ωk轉(zhuǎn)換成動態(tài)序列ωt，用來刻畫市場有效性的演進(jìn)過程。如果ωt趨于0，說明市場有效程度高，反之則低，所以取其絕對值作為衡量市場有效性的指標(biāo)，見式（9）。在上述公式基礎(chǔ)上，采用卡爾曼濾波估計方法，得到時變序列ωt。圖1為市場有效性變化趨勢。

圖1顯示，我國股指期貨市場有效性是漸進(jìn)趨向弱勢有效，在2011年末有效性系數(shù)十分靠近0，并持續(xù)到2014年8月末，表明我國股指期貨市場在成立兩年時間后，即已實現(xiàn)弱勢有效，速度很快，說明我國股指期貨市場具有后發(fā)優(yōu)勢。不過本文的方法具有動態(tài)效果，與他們的靜態(tài)方法相比，更便于了解我國股指期貨市場有效性的發(fā)展規(guī)律和特點。在2014年8月后，有效性出現(xiàn)偏離0值的趨勢，逐漸增大后又有所下降，于2015年6月初又十分靠近0值，一直維持到7月初，之后開始加速遠(yuǎn)離0值，并在8月26日后一段時期內(nèi)一度大于0.05，表明在2014年11月末我國股指期貨運行已經(jīng)出現(xiàn)偏離健康軌道的征兆，不過程度較弱，但在2014年11末收益率波動幅度有所增大。2015年9月出臺保證上調(diào)措施后，市場有效性嚴(yán)重偏離0值，由此可見，管控措施對其有效性產(chǎn)生了嚴(yán)重的破壞作用。

圖1 股指期貨市場有效性系數(shù)變化趨勢

（三）市場深度度量

本文選用交易量、持倉量、收益率方差滯后一期和市場價格變化的滯后期作為股指期貨價格變化的備擇影響因素。市場深度是交易量與價格之間的微觀傳導(dǎo)機(jī)制，短期內(nèi)市場環(huán)境相對穩(wěn)定，所形成的機(jī)制較為穩(wěn)定，往往不會發(fā)生顯著變化，但會微弱變化，日漸積累，便在長期內(nèi)會顯著變化，所以市場深度具有漸進(jìn)變化的性質(zhì)，基于這一設(shè)想，本文創(chuàng)新提出動態(tài)度量方法，分為兩個步驟：

步驟一：檢驗?zāi)男﹤鋼裼绊懸蛩貢@著影響每日價格變化，檢驗方法如下：

式（10）為加權(quán)收盤價與加權(quán)開盤價價差的絕對值，式（11）為檢驗備擇影響因素方程。其中，虛擬變量dum1、dum2分別與觀察期1和2對應(yīng)。圖2是價差△Pt變化趨勢，ADF單位根檢驗表明 ||△Pt為平穩(wěn)序列，表2是根據(jù)式（11）得到的回歸結(jié)果。

圖2 股指期貨價差△Pt變化趨勢

表2 價格變化回歸結(jié)果

表2顯示，回歸方程的殘差不存在自相關(guān)，不存在異方差，滿足平穩(wěn)要求。

步驟二：根據(jù)模型回歸因子的顯著性，構(gòu)建時變狀態(tài)空間模型，式（12）為信號方程，式（13）、（14）為狀態(tài)方程。式（15）為市場深度計算方法，用價格變化一個單位除以價格變化量對交易量的敏感系數(shù)，式（16）將其對數(shù)化。圖3為股指期貨市場深度變化趨勢。

圖3 股指期貨市場深度變化趨勢

圖3顯示，我國股指期貨市場深度是漸進(jìn)加深的，在市場成立后的五個月內(nèi)，市場深度較低，在10000手以下。在2010年10月后，市場深度出現(xiàn)一波顯著增加趨勢，不過持續(xù)時間較短，然后進(jìn)入一段相對穩(wěn)定的階段，處于10000手附近。到了2012年9月中旬，市場深度迎來一段相對持久的快速增長階段，在2013年9月初～2014年3月24日期間出現(xiàn)了一段大于50000的峰值，隨后進(jìn)入下降階段。在2015年9月7日出現(xiàn)了斷崖式下降，當(dāng)日正是管控措施實施首日，隨后市場深度進(jìn)入緊縮期，維持在800手以下。由此可見，管控措施對我國股指期貨市場深度產(chǎn)生了非常嚴(yán)重的影響。

四、市場深度對市場有效性的影響分析

（一）市場有效性與市場深度相關(guān)系數(shù)檢驗

表3是市場有效性與市場深度的皮爾遜、斯皮爾曼相關(guān)系數(shù)檢驗結(jié)果。由表3可知，對于總樣本、觀察期1和觀察期2，二者之間的相關(guān)系數(shù)均在1%水平下顯著為負(fù)，表明市場深度與市場有效性是負(fù)相關(guān)的，觀察期1內(nèi)兩種檢驗方法得到的相關(guān)系數(shù)絕對值均較觀察期2內(nèi)小，表明觀察期2內(nèi)市場深度與市場有效性的相關(guān)程度有所增強(qiáng)。

表3 市場有效性與市場深度相關(guān)系數(shù)

（二）市場深度對市場有效性均值影響

本文從兩方面考察市場深度對市場有效性的影響，一是市場深度對市場有效性均值的影響，二是市場深度對市場有效性方差的影響。金融時間序列往往帶有尖峰厚尾、波動聚集、杠桿效應(yīng)等特征，一般模型難以刻畫，而非對稱EGARCH模型在這方面具有優(yōu)良性質(zhì)，本文使用EGARCH模型檢驗市場深度對市場有效性的影響。

式（17）是均值方程，引入兩個虛擬變量是為了考察交易管控措施是否對市場深度對市場有效性的影響機(jī)制產(chǎn)生顯著影響。若系數(shù)θ1與系數(shù)θ2存在顯著差異，則表明制度對其產(chǎn)生顯著影響。式（19）是條件方差方程，系數(shù)γ考察的是好消息和壞消息是否對市場有效性存在非對稱效應(yīng)。若顯著大于0，表明好消息的影響程度大于壞消息的；若顯著小于0，表明壞消息的影響程度大于好消息的。系數(shù)β考察序列波動持續(xù)的強(qiáng)度，若靠近1，表明波動持續(xù)時間較長。

ADF單位根檢驗表明市場有效性和市場深度對數(shù)序列均是平穩(wěn)序列。由于市場有效性序列不是正態(tài)分布，為了提高擬合效果，使用適用性較廣的廣義誤差分布（GED）。市場深度對市場有效性均值影響結(jié)果見表4。

表4顯示，模型殘差不存在相關(guān)或異方差，且GED參數(shù)顯著小于2，表明使用廣義誤差分布的假設(shè)是非常合理的，整體來看模型滿足平穩(wěn)要求。在方差方程中，系數(shù)γ不顯著，表明好消息和壞消息對我國股指期貨市場有效性波動的影響程度沒有顯著差異，系數(shù)β為0.9911，表明股指期貨市場有效性波動具有較強(qiáng)的持久性。在均值方中，六個系數(shù)均在1%水平下顯著，其中在觀察期1和2內(nèi)，市場有效性滯后一期對市場有效性的影響系數(shù)分別為0.9995和0.9935，市場深度對市場有效性的影響系數(shù)分別為-0.0003和-0.0045。因此，市場深度對市場有效性系數(shù)存在顯著負(fù)向影響，使市場有效性系數(shù)靠近0，有利于提高市場有效性，不過觀察期1內(nèi)的影響程度較弱。同時，從Wald系數(shù)顯著差異檢驗結(jié)果可知，觀察期1和2內(nèi)，市場有效性滯后一期和市場深度對市場有效性當(dāng)期的影響均存在顯著差異，在觀察期2內(nèi)市場有效性受到自身滯后一期的影響程度有所下降，但是，受到市場深度的影響程度明顯增強(qiáng)，觀察期2內(nèi)影響系數(shù)絕對值是觀察1內(nèi)的15倍，說明管控措施顯著強(qiáng)化了市場深度對市場有效性的影響，同時意味著在股指期貨市場有效性較差時，市場深度對有效性均值具有較強(qiáng)影響，對市場有效性產(chǎn)生了更加有利的影響。

表4 市場深度對市場有效性均值影響

（三）市場深度對市場有效性方差影響

由于EGARCH模型條件方差方程采用的是對數(shù)形式，不易考察市場深度對市場有效性方差的影響，本文使用GARCH模型考察市場深度對市場有效性方差影響。

式（20）是均值方程，式（22）是方差方程。若系數(shù)ψ1和系數(shù)ψ2存在顯著差異，說明管控措施對市場深度對市場有效性方差的影響產(chǎn)生了顯著影響。系數(shù)α與β之和表示市場有效性方差波動持久強(qiáng)度。表5是市場深度對市場有效性方差影響結(jié)果。

表5 市場深度對市場有效性方差影響

表5顯示，模型殘差不存在自相關(guān)或異方差，GED參數(shù)顯著小于2，表明模型滿足平穩(wěn)要求。均值方程和方差方程中的系數(shù)均在1%水平下顯著。方差方程中，系數(shù)α與β之和為0.7463，明顯小于1，表明滬深股指期貨市場有效性方差波動的持久性較差。觀察期1和2內(nèi)，市場深度對有效性方差的影響系數(shù)分別為-0.0318和-0.0517，可見市場深度對有效性方差存在顯著負(fù)向影響，抑制有效性波動，并且Wald系數(shù)顯著差異檢驗顯示，市場深度對有效性方差的影響存在顯著差異，且后者絕對值約為前者的1.6倍。因此，管控措施執(zhí)行后，市場深度對有效性方差影響效果顯著增強(qiáng)，同時也表明在市場有效性較差時，市場深度對市場有效性方差影響效果會有所增強(qiáng)。

五、結(jié)論

本文實證研究表明，2015年9月7日出臺的史上最嚴(yán)管控措施，對抑制滬深300股指期貨市場投機(jī)行為發(fā)揮了非常顯著的效果，然而卻對市場健康發(fā)展產(chǎn)生了嚴(yán)重的負(fù)面影響，因為在管控措施實施后，我國滬深300股指期貨市場有效性明顯下降，市場深度急劇降低，反映此次管控措施對股指期貨市場有效性和市場深度產(chǎn)生顯著破壞作用，不過管控措施實施后，市場深度對市場有效性的影響效果顯著增強(qiáng)，尤其是市場深度對市場有效性均值的影響效果與原來相比提升了14倍。上述發(fā)現(xiàn)具有重要啟示意義，我國股指期貨從成立至今才有七年光景，是新興市場中的新興者，得益于我國整體經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展和科技手段的強(qiáng)大支撐，表現(xiàn)出很強(qiáng)的后發(fā)優(yōu)勢，在成立半年后就基本實現(xiàn)弱勢平穩(wěn)，同時也帶有新興市場共有的問題，市場投機(jī)氛圍較為嚴(yán)重，給價格穩(wěn)定帶來了一定的干擾，是被監(jiān)管的對象。在管制期貨市場風(fēng)險，保證其平穩(wěn)運行的過程中，應(yīng)適度控制市場投機(jī)行為，不宜使用過激措施進(jìn)行嚴(yán)格打擊，因為很可能會對市場其他微觀結(jié)構(gòu)產(chǎn)生很強(qiáng)的負(fù)面沖擊。根據(jù)本文對市場有效性的動態(tài)研究，發(fā)現(xiàn)在2011年8月～2014年8月期間，市場有效性較好，該期間內(nèi)的投機(jī)率平均值為6.2，方差為2.3，所以，建議滬深300股指期貨市場投機(jī)率控制在4到8.5的區(qū)間內(nèi)。