夜盤交易對我國貴金屬期貨市場的影響研究

惠曉峰， 姚 璇， 馬 瑩

(哈爾濱工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150001)

0 引言

在世界經(jīng)濟高速運轉(zhuǎn)、金融資本流動頻繁的背景下，商品期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)以及套期保值職能對市場經(jīng)濟的健康發(fā)展至關(guān)重要。上海期貨交易所分別于2008年1月9日和2012年5月10日推出了黃金和白銀期貨交易品種。黃金與白銀兼具商品和金融屬性，被視為通行的投資與風(fēng)險對沖工具。黃金與白銀期貨的推出又進一步完善了我國貴金屬及其衍生品市場；同時，內(nèi)外盤套利與期現(xiàn)的套利的市場行為促進了商品的有效定價，減小了投資風(fēng)險，保證了投資者收益。在不斷推進我國商品市場國際化的進程中，我國與國際商品期貨市場緊密聯(lián)動。但由于我國期貨市場成立時間較短，基礎(chǔ)設(shè)施不健全，市場的廣度和深度不足，難以在國際上取得定價權(quán)。另外，發(fā)達國家如歐美國家的商品期貨交易所基本可以實現(xiàn)全天候交易；而我國期貨交易所每交易日只提供幾個小時的交易時段，無法覆蓋國際市場最活躍的交易時段。當(dāng)大行情出現(xiàn)時，國內(nèi)投資者無法操作國內(nèi)賬戶進行實時交易，導(dǎo)致市場信息累積，至次日開盤，期貨價格往往出現(xiàn)劇烈波動，將國內(nèi)投資者暴露在更高的風(fēng)險中。

為了填補國內(nèi)期貨市場晚間交易時段的空白，2013年7月5日晚21點，黃金與白銀期貨連續(xù)交易(即“夜盤”交易)在上海期貨交易所正式推出。夜盤交易的推出不僅增加了超過一倍的交易時長，而且覆蓋了國際重要貴金屬期貨市場的交易時間段(圖1)，為國內(nèi)投資者根據(jù)市場信息和國際市場價格走勢更靈活的調(diào)整頭寸提供便利，也進一步加強了我國期貨市場與國際市場的聯(lián)動性。在推出黃金、白銀期貨的夜盤交易后，交易所也陸續(xù)推出了其它期貨品種的夜盤交易。截至2018年7月，已有60%的期貨品種有了夜盤交易，這是近年來我國期貨市場重大的變革，意味著我國期貨市場向國際化發(fā)展更近了一步。

圖1 國內(nèi)外貴金屬期貨交易時段對比圖

在金融市場上，如熔斷機制、融資融券等關(guān)于交易制度的創(chuàng)新往往會對金融市場產(chǎn)生深遠的影響。夜盤交易的推出作為中國商品期貨市場又一項重要的交易制度創(chuàng)新，產(chǎn)生的影響也不容小覷。夜盤交易的推出是否有效地提升了國內(nèi)商品期貨交易活躍度、定價能力和內(nèi)外盤聯(lián)動關(guān)系？與發(fā)達市場更多重疊的交易時段能否真實降低了我國商品期貨價格波動？這些問題都還有待于進一步驗證。作為國際性的金融商品，貴金屬與國際市場聯(lián)動最為緊密。因此，本文利用上海期貨交易所貴金屬期貨合約數(shù)據(jù)(黃金與白銀)，分別通過修正的流動性比率、加入虛擬變量的EGARCH模型以及VAR-BEKK-GARCH模型研究了我國貴金屬期貨市場推出夜盤交易前后流動性、波動性與聯(lián)動性的較長期與較短期的變化。在理論上可以豐富夜盤交易相關(guān)研究；實務(wù)操作中可以協(xié)助國內(nèi)投資者更有效的利用夜盤交易保證收益、降低隔夜風(fēng)險；政策上可以進一步為完善我國期貨市場夜盤交易制度提供參考，為推動我國期貨市場的健康發(fā)展作出貢獻。

1 文獻綜述

衡量金融資產(chǎn)的流動性往往需要從市場深度(depth)、市場寬度(width)、資產(chǎn)交易的即時性(immediacy)和價格彈性(resiliency)四個維度進行考察(Kyle)[1]。這四個維度實際上是包含了流動性的三個方面：價格(交易成本)、速度(交易時間)和交易數(shù)量。例如，Amihud和Mendelson認為買賣價差反映了一定時間內(nèi)實現(xiàn)市場交易需要付出的成本，代表了交易實現(xiàn)的難易程度，流動性好的市場買賣價格通常比較小，因此可以作為衡量市場流動性的指標(biāo)[2]。Glen, Pennings, Hasbrouk等學(xué)者衡量市場流動性時，在買賣價差基礎(chǔ)上，額外考慮了資產(chǎn)交易對資產(chǎn)價格波動的影響，即當(dāng)市場的流動性差時，不僅單位時間內(nèi)交易成本上升，資產(chǎn)價格也會產(chǎn)生劇烈波動[3～5]。國內(nèi)學(xué)者對期貨市場流動性的研究主要體現(xiàn)在衡量方法上。劉向麗、汪壽陽分別構(gòu)建了基于價格久期和交易量久期的流動性比率來描述我國期貨市場流動性，并研究了其日內(nèi)趨勢和影響因素，發(fā)現(xiàn)度量中國市場的流動性必須考慮交易量，即量價結(jié)合[6]。劉洋、胡堅同樣采用價量結(jié)合方法，在我國商品期貨市場制度不斷完善，交易量不斷提升的背景下，度量了硬麥期貨市場與大豆期貨市場的流動性，發(fā)現(xiàn)后者的流動性更高，且有逐年增加的趨勢[7]。羅洎、王瑩實證分析了我國股指期貨的投機性對現(xiàn)貨市場流動性的影響，發(fā)現(xiàn)股指期貨越具有投機性，現(xiàn)貨市場的流動性越差[8]。

對波動性的考察在衍生品市場的研究中非?；钴S。傳統(tǒng)模型中，波動性可以用收益率的方差或者標(biāo)準(zhǔn)差來度量，市場波動性越大，反映在方差或者標(biāo)準(zhǔn)差上越大。然而，隨著金融理論的深化發(fā)展，研究者們發(fā)現(xiàn)了金融時間序列具有尖峰厚尾、波動聚集、長記憶性、杠桿效應(yīng)等特征，需要更有效的方法對金融市場的波動性進行刻畫，從而衍生出的GARCH族模型受到了學(xué)者廣泛的應(yīng)用。例如，Batten和Lucey通過GARCH模型對美國黃金期貨的日內(nèi)波動特征進行了考察，發(fā)現(xiàn)隨著交易量的增加，美國黃金期貨價格波動更加劇烈[9]。在我國的研究中，王蘇生等基于ARMA-GARCH-SN模型發(fā)現(xiàn)了高頻股指期貨日內(nèi)收益率存在明顯的波動聚集和條件異方差現(xiàn)象，并對其進行了刻畫與預(yù)測[10]。蕭楠通過建立ARMA-GARCH模型，發(fā)現(xiàn)了上海銅期貨市場收益率波動的長記憶性，并利用TARCH與EGARCH模型對收益率的杠桿效應(yīng)進行了檢驗[11]。張金清、劉慶富通過建立雙變量的EC-EGARCH模型探究了我國鋁、銅期現(xiàn)市場的波動性與信息傳遞方式，發(fā)現(xiàn)鋁期現(xiàn)市場信息傳遞和溢出效應(yīng)的不對稱性，而銅期現(xiàn)市場恰恰是對稱的[12]。另外，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)新期貨合約的上市緩解了商品現(xiàn)貨市場的波動，如龐貞燕、劉磊[13]，同時也顯著降低了已有品種期貨合約價格的波動性，如龍文等[14]。

金融市場間的聯(lián)動性主要是指信息在市場間相互傳遞所引起的資產(chǎn)價格的相互作用與共同變化。這種聯(lián)動性主要來自于兩個方面：首先是標(biāo)的資產(chǎn)基本面的變化。投資者在不同市場之間，針對同種標(biāo)的資產(chǎn)進行頻繁的信息交流與傳遞，會顯著增強市場間的聯(lián)動性[15]。另一個因素是金融市場的微觀結(jié)構(gòu)，不同金融市場的投資者行為與交易安排越相似，資產(chǎn)價格在不同市場間的聯(lián)動行為越明顯[16]。國內(nèi)外很多學(xué)者對不同期貨市場間的聯(lián)動性進行了實證分析，如Xu和Fung通過雙變量GARCH模型，對日、美兩國的期貨市場間的波動溢出效應(yīng)進行了研究，結(jié)果顯示美國對日本的波動溢出占有明顯的主導(dǎo)地位[17]。也有學(xué)者將研究對象轉(zhuǎn)為中、美期貨市場時得到了相似的結(jié)論，但中國期貨市場對美國的溢出效應(yīng)也在逐步增強[18]。郭樹華等利用相關(guān)性分析、VEC模型、EGARCH模型，華仁海等通過協(xié)整和格蘭杰因果關(guān)系檢驗，發(fā)現(xiàn)倫敦與上海期貨交易所的銅、鋁期貨價格之間存在的緊密的聯(lián)動性，但就市場效率而言，上海期貨交易所尚有待于提高[19,20]。熊熊等通過協(xié)整分析與ECM模型發(fā)現(xiàn)新華富時A50股指期貨對滬深300指數(shù)和上證綜指存在長期和短期的價格發(fā)現(xiàn)，但并不存在明顯的波動溢出[21]。趙樹然等利用高頻數(shù)據(jù)研究了我國股指期貨和現(xiàn)貨市場之間的短期、中期和長期波動溢出，發(fā)現(xiàn)期貨對現(xiàn)貨的溢出效應(yīng)占主導(dǎo)地位[22]。

夜盤交易是帶有中國特色的交易制度，近年也有部分國內(nèi)學(xué)者對我國夜盤交易制度進行了分析。Jin等學(xué)者研究了中國黃金期貨與現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)職能，發(fā)現(xiàn)期貨市場在價格發(fā)現(xiàn)上發(fā)揮了更大的貢獻，尤其是在夜盤交易時段[23]。Fung的研究進一步驗證了以上結(jié)論，而且發(fā)現(xiàn)夜盤交易制度有效降低了價格波動[24]。傅強等采用ARMA-EGARCH模型進行實證研究，發(fā)現(xiàn)夜盤交易推出后，白銀期貨的交易量大幅增加；在驗證白銀期貨價格波動具有杠桿效應(yīng)的基礎(chǔ)上，還發(fā)現(xiàn)夜盤交易的推出同時減弱了白銀期貨市場的波動[25]。黃卓和李超通過建立EGARCH模型，發(fā)現(xiàn)黃金期貨市場的隔夜波動率在夜盤交易制度推出后大幅下降，長期的波動水平也因夜盤交易的推出明顯降低[26]。

綜上，國內(nèi)外學(xué)者針對單一期貨品種或一類期貨合約的市場流動性，期貨合約價格的波動性以及不同市場間的聯(lián)動性開展了比較豐富的研究。本文將對比我國貴金屬期貨市場推出夜盤交易制度前后流動性、波動性與聯(lián)動性的變化，并研究該交易制度帶來的較長期與較短期的影響：首先，采用經(jīng)過修正的流動性比率衡量市場流動性，并引入虛擬變量納入回歸模型，探索夜盤交易對市場流動性的貢獻；接下來，將常規(guī)每日收益率分解為隔夜收益率和日內(nèi)收益率，建立EGARCH模型，分別考察夜盤交易對隔夜波動率和日內(nèi)波動率長期與短期的影響；最后，通過建立VAR-BEKK-GARCH模型，從均值和方差兩個層面研究了國內(nèi)外期貨市場間的聯(lián)動性，考察夜盤交易對國內(nèi)外期貨市場之間波動的溢出效應(yīng)以及是否提升了我國期貨市場國際定價影響力。

2 研究方法

2.1 變量設(shè)計

2.1.1 收益率與夜盤交易狀態(tài)

(1)每日收益率的定義與分解

為保證變量的平穩(wěn)性，本文使用對數(shù)收益率代替收盤價進行研究，定義對數(shù)收益率公式為:

Rt=[ln(Pt)-ln(Pt-1)]×100

(1)

其中，Pt表示t期的期貨價格，Pt-1表示t-1期的期貨價格，以百分比為單位。

進一步，本文將每日收益率Rt分解為兩部分：隔夜收益率R1t與日內(nèi)收益率R2t，用于研究夜盤交易制度推出后市場波動變化的主要貢獻因素，定義如下：

R1t=[ln(Popent)-ln(Pcloset-1)]×100

(2)

R2t=[ln(Pcloset)-ln(Popent)]×100

(3)

(2)夜盤交易狀態(tài)變量

在研究我國貴金屬期貨市場流動比率與波動性變化中，我們引入虛擬變量δt，以夜盤交易上市首日2013年7月5日為分割點，將研究樣本期劃分為夜盤交易時段推出前和推出后，觀察貴金屬期貨市場波動性的變化。虛擬變量δt如下：

(4)

2.1.2 流動性比率

流動性有很多種衡量方法，主要圍繞著Harris對流動性的四維描述展開，即寬度、深度、速度、彈性[27]。其中，價量結(jié)合法因其同時考慮了市場寬度和深度成為目前流動性的主流衡量方法。但考慮到我國期貨市場的特點，主流的證券市場的流動性測量比率尚存一些缺陷，詳見表1。

表1 常見的流動性衡量指標(biāo)

本文借鑒國內(nèi)學(xué)者申唯正對以上衡量市場流動性指標(biāo)的修正方法[28]，綜合期貨市場價格、成交量與持倉量，以單位換手率引起資產(chǎn)收益率的變化作為衡量市場流動性的指標(biāo)，如公式(5)所示：

(5)

其中，Vt與Nt分別表示第t期的成交量和持倉量，Vt/Nt表示換手率；分子為公式(1)中的對數(shù)收益率Rt；L的整體含義是單位換手率引起收益率的變化。需要注意的是，單位換手率引起的收益率變化越大，表明市場流動性越弱， 即L大小與市場流動性強弱呈反向關(guān)系。

2.1.3 控制變量

為了更準(zhǔn)確的判斷夜盤交易的推出對貴金屬期貨市場的流動性影響，本文在進行一般的描述性統(tǒng)計基礎(chǔ)上，進一步引入對市場流動性具有重要解釋能力的控制變量進行回歸分析。

(1)市場活躍指標(biāo)

當(dāng)市場參與者眾多，交易活躍時，市場的流動性通常較高。收益率與換手率(成交量與持倉量的比)均是反映市場活躍度的重要指標(biāo)。本文采用對數(shù)收益率Rt與換手率Turnovert作為代表市場活躍指標(biāo)的控制變量。

(2)價格波動

市場微觀結(jié)構(gòu)理論認為，在流動性高的市場上，交易成本小，價格波動率就會比較小，即流動性與價格收益的波動率成反比。通常意義上，波動率估計量方法分為歷史波動率和隱含波動率。但許多研究表明，使用價格振幅(周期內(nèi)的最高價-最低價)作為波動率估計量比標(biāo)準(zhǔn)的估計方法更具有優(yōu)勢[28,29]。Sassan等提出，基于價格振幅的波動率估計量不僅更有效，而且更接近高斯分布[30]。這種結(jié)論也被國內(nèi)學(xué)者Haibin Xie與Shouyang Wang驗證[31]。因此，本文采用日度的價格振幅作為價格波動率的估計量Vol_HMLt，定義如下:

Vol_HMLt=[ln(Ht)-ln(Lt)]×100

(6)

(3)其他控制變量

為了考慮控制變量之間的交互作用對流動性指標(biāo)的影響，本文在進行回歸分析時還引入了解釋變量之間的交叉項。

2.2 研究方法

除了研究我國期貨市場的流動性，考察夜盤交易推出前后期貨價格波動性的變化可以反映我國期貨市場在夜盤交易推出后，抵抗外界沖擊的能力的提升；研究夜盤交易推出前后，我國與國外期貨市場的聯(lián)動性的變化可以推斷夜盤交易對我國期貨市場對商品合約定價能力在國際上地位的變化。因此，對這三個屬性的研究可以讓我們由內(nèi)向外，深入、全面的考察夜盤交易對我國貴金屬期貨市場的影響。

2.2.2EGARCH模型

Engle和Bollerslev等人提出的 GARCH族模型是衡量金融市場波動性最常用的方法。該類模型考慮了擾動項的條件方差隨時間變化的自相關(guān)過程，能夠很好地衡量金融序列的波動聚集性、長記憶性。鑒于金融市場的波動往往具有非對稱性，本文將采用考慮了非對稱性的指數(shù)GARCH(exponential GARCH, EGARCH)模型研究夜盤交易對我國貴金屬期貨市場波動性的影響。 標(biāo)準(zhǔn)的EGARCH(1,1)定義如下：

yt=ηxt+εt

(7)

εt=etσt,et～i.i.N(0,1)

(8)

(9)

其中，η=(η1t,η2t,…ηkt)為系數(shù)向量，xt=(x1t,x2t,…xkt)′為解釋變量向量。條件方差函數(shù)(公式9)中，ω>0，α≥0，β≥0；條件方差同時受到自身滯后項及回歸誤差滯后項的影響。可以看出，當(dāng)γ<0時，金融資產(chǎn)價格波動受負外部沖擊的影響大于受正外部沖擊的影響，體現(xiàn)了金融資產(chǎn)收益的杠桿效應(yīng)。

引入夜盤交易狀態(tài)作為虛擬變量后，條件方差函數(shù)(公式9)可表示為：

(10)

夜盤交易制度推出前，由于全球時區(qū)差異，當(dāng)歐美主要期貨交易所交易頻繁時，我國處于夜間休市狀態(tài)。信息不斷累積直至次日開盤，造成我國期貨合約價格的隔夜收益率波動劇烈；夜盤推出后，我國期貨交易時段得到了延長，與歐美主要交易所活躍交易時段的同步可以在理論上顯著減小我國期貨次日開盤價格出現(xiàn)大幅跳躍的概率，即減少隔夜收益率的波動。在實證分析中，我們將對以上分析進行了驗證。

2.2.3 VAR-BEKK-GARCH模型

在金融市場中，不同市場之間，往往存在著收益互相影響、波動相互關(guān)聯(lián)的現(xiàn)象。在研究多個市場的波動和風(fēng)險特征時，需要采用多變量的向量GARCH類模型。

(1)向量自回歸模型(VAR模型)

本文建立VAR模型用于估計無事先約束條件下，國內(nèi)外貴金屬期貨市場間聯(lián)合內(nèi)生變量的動態(tài)關(guān)系，即聯(lián)動性，其是研究系統(tǒng)內(nèi)部各個變量動態(tài)關(guān)系的有效工具，滯后p階的VAR模型定義如下:

yt=A1yt-1+… +Apyt-p+Bxt+εt,t=1,2,…,T

(11)

其中，yt是k維內(nèi)生變量列向量。xt是d維外生變量列向量，T為總樣本數(shù)，yt具有自相關(guān)性，且與xt同期相關(guān)。k×k維矩陣A1,…,Ap和k×d維矩陣B為系數(shù)矩陣，εt是k維擾動向量，是白噪聲序列。

(2)BEKK-GARCH模型

BEKK-GARCH模型是Engle和Kroner在綜合Baba、Engle、Kraft和Kroner(1991年未發(fā)表手稿)的工作基礎(chǔ)上提出的一類向量GARCH模型[29]，可以用來衡量不同金融市場間的波動溢出。BEKK-GARCH模型不僅可以對國內(nèi)外貴金屬期貨市場間的波動相關(guān)關(guān)系進行分析，還能在弱條件下保證方差的正定型，不需要過多的參數(shù)。假設(shè)均值方程(11)式中的隨機擾動項εt服從BEKK-GARCH(1,1)過程，則滿足：

其中，Ht為隨機擾動項εt的方差，A、B分別為ARCH項和GARCH項系數(shù)矩陣。本文重點考察我國與國際貴金屬期貨市場之間的波動溢出效應(yīng)，通過a12、a21、b12、b21的顯著性來反映，并提出如下假設(shè)：

H01:a12=b12=a21=b21=0H02:a12=b12=0H03:a21=b21=0

3 數(shù)據(jù)選取與實證分析

3.1 數(shù)據(jù)選取與處理

本文研究了夜盤交易制度帶來的較短期與較長期的影響。較短期是夜盤推出前后對稱的一年，即2012年7月5日至2014年7月3日；較長期指2012年7月5日至2015年7月3日。第二段時間跨度主要是為了考察在夜盤交易推出一年基礎(chǔ)上，遞延一年帶來了影響；同時，我們排除了2015年下半年到2017年期間由我國對期指交易嚴(yán)格限制的樣本區(qū)間，以保證考察的是夜盤交易制度的推出對期貨市場的相對獨立影響。期貨合約的處理是按照學(xué)者普遍采用的主力合約構(gòu)造法，選取同期最活躍的合約構(gòu)造出連續(xù)數(shù)據(jù)進行研究。在國際市場上，選擇美國紐約商品交易所(COMEX)黃金、白銀收盤價作為國外黃金、白銀期貨價格，并按照每日人民幣兌美元匯率中間價，對其進行單位與價格的轉(zhuǎn)換，以消除匯率影響，確保實證分析結(jié)果的準(zhǔn)確性。所用研究數(shù)據(jù)均來源于Wind資訊。

3.2 流動性實證結(jié)果

3.2.1 流動性指標(biāo)計算

根據(jù)公式(5)計算得到的每日流動性比率表現(xiàn)在圖2中。其中，夜盤交易制度的推出時間2013年7月5日用虛線標(biāo)出。對比黃金與白銀期貨市場流動性比率，發(fā)現(xiàn)二者波動趨勢十分相近，但黃金期貨市場的流動比率波動更劇烈。需要注意的是，由于黃金期貨合約與白銀期貨合約的單位并不一致(上期所的黃金期貨合約為1kg/手，白銀期貨合約為15kg/手)，跨市場的流動性指標(biāo)不能直接進行比較。但從時間維度觀察，兩個期貨市場的流動性指標(biāo)在夜盤交易推出后均顯著下降，表明市場流動性得到了明顯改善(流動性比率與市場流動性強弱成反比)。可以推測，夜盤交易的推出延長了國內(nèi)外期貨交易的交疊時間，使市場價格可以更及時的吸收新到達的信息。更頻繁的多空交易讓期貨市場更加活躍，更富有流動性。

圖2 黃金與白銀期貨流動性指標(biāo)變化圖

3.2.2 描述性統(tǒng)計

表2顯示了以一年為子樣本區(qū)間，對貴金屬期貨市場每日的流動性的描述性統(tǒng)計結(jié)果。整體而言，我國貴金屬期貨市場在夜盤推出后流動性顯著增強，尤其是夜盤推出后的第一年；夜盤推出后的第二年流動性稍有減弱，但仍顯著強于夜盤推出前。根據(jù)流動性指標(biāo)的偏度、峰度結(jié)果，每一年都呈現(xiàn)出明顯的尖峰厚尾、右偏的特征，且拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)。

表2 流動性指標(biāo)描述性統(tǒng)計

3.1.4 流動性回歸分析

本文采用多元線性回歸分析，為了研究流動性指標(biāo)與控制變量之間的線性關(guān)系，對流動性指標(biāo)進行對數(shù)處理。

黃金期貨控制變量之間的線性相關(guān)性如表3(樣本區(qū)間為2012年7月5日至2015年7月3日)，結(jié)果顯示相關(guān)度均沒有超過0.7，說明均可以拒絕存在多重共線性假設(shè)，進一步進行回歸分析。白銀期貨得到相似結(jié)果，此處不具體列出。

表3 黃金期貨市場解釋變量間相關(guān)性

本文采用DeepSelect工具進行變量的篩選與回歸；同時，通過殘差檢驗確定不存在自回歸條件異方差(ARCH)。 以黃金期貨為例的最優(yōu)回歸結(jié)果如表4所示。

擬合優(yōu)度的測定。黃金與白銀期貨市場流動性的回歸模型中，可決系數(shù)調(diào)整的R2分別為0.543和0.66，說明控制變量對流動性指標(biāo)的擬合程度較強；擬合結(jié)果中的F值分別為108.083與160.703，說明模型的回歸效果顯著。

解釋變量的系數(shù)顯著性。在引入控制變量后，觀察兩組回歸方程的虛擬變量的回歸系數(shù)均在-0.3附近，且在0.01水平上顯著，表明貴金屬期貨市場的流動性因為夜盤交易的推出顯著增大，與預(yù)期相符。

表4 多元線性回歸參數(shù)估計結(jié)果

3.2 波動性實證結(jié)果

3.2.1 平穩(wěn)性檢驗

對非平穩(wěn)序列建模容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，使結(jié)果失去經(jīng)濟意義。因此，本文采用運用廣泛適用于高階自回歸變量的ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)每日收益率、隔夜收益率與日內(nèi)收益率在1%顯著性水平下各收益率序列均是平穩(wěn)的，可以繼續(xù)建模分析。

3.2.2 ARCH效應(yīng)檢驗

在使用EGARCH模型前，除檢驗平穩(wěn)性，還需要檢驗所用序列是否具有ARCH效應(yīng)。以黃金期貨為例采用ARCH-LM方法進行ARCH效應(yīng)檢驗的結(jié)果如表5所示，各時序的條件異方差性得到驗證，因此可以建立EGARCH模型進行進一步分析。白銀期貨收益序列的檢驗結(jié)果相同。

表5 黃金期貨ARCH效應(yīng)檢驗結(jié)果

3.2.3 EGARCH模型估計結(jié)果

分別對黃金、白銀期貨的每日收益率Rt、隔夜收益率R1t、日內(nèi)收益率R2t時間序列建立EGARCH模型，表6展示了黃金期貨的EGARCH模型的參數(shù)估計結(jié)果。整體而言，估計參數(shù)α值比β值高，反映了黃金期貨市場具有波動聚集性；γ為負，體現(xiàn)了黃金期貨收益波動的非對稱性；其次，觀察夜盤交易狀態(tài)的參數(shù)估計值θ，對比每日收益率Rt建模結(jié)果，發(fā)現(xiàn)夜盤交易時段的推出確實降低了黃金期貨市場波動性，而且長期效果比短期效果更明顯；對比隔夜收益率R1t和日內(nèi)收益率R2t的參數(shù)估計θ值，發(fā)現(xiàn)前者遠小于后者，驗證了夜盤交易推出后主要降低了隔夜波動率的理論假設(shè)。進一步對比長短期樣本區(qū)間的估計結(jié)果，發(fā)現(xiàn)較長期隔夜收益率的θ值明顯小于較短期效應(yīng)隔夜收益率的θ值，但日內(nèi)收益率的θ值卻由負轉(zhuǎn)正，說明夜盤交易推出后，短期來看隔夜波動與日內(nèi)波動均下降，長期水平上，收益波動更集中在日內(nèi)交易中。白銀期貨EGARCH模型得到了相似的估計結(jié)果。

表6 黃金期貨EGARCH模型估計結(jié)果

EGARCH模型的估計結(jié)果驗證了我國黃金與白銀期貨價格收益率波動的杠桿效應(yīng)和集聚效應(yīng)。同時，發(fā)現(xiàn)夜盤交易制度的推出對減小貴金屬期貨市場的波動具有長期的效果，達到了我國設(shè)立夜盤交易制度的初衷：即通過推出夜盤交易時段，增加與國際市場主要交易時段的重疊時長，保證了價格的連續(xù)性，避免大幅跳空，從而減小國內(nèi)投資者的爆倉風(fēng)險。

3.3 聯(lián)動性實證結(jié)果

3.3.1 向量自回歸VAR模型

建模前首先對樣本進行平穩(wěn)性檢驗，防止出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。ADF單位根檢驗結(jié)果顯示，在夜盤推出前后，黃金、白銀期貨的日收益率序列均是平穩(wěn)的，可以建立VAR模型。

首先，根據(jù)多項準(zhǔn)則確定VAR模型的滯后階數(shù)及穩(wěn)定性。檢驗結(jié)果顯示，夜盤推出前、推出后一年、推出后兩年的黃金期貨的滯后階數(shù)均為4，即可以建立VAR(4)，且所有特征根全部落在單位圓內(nèi)，表明所構(gòu)建的VAR 模型是穩(wěn)定的；同理，在構(gòu)建白銀期貨VAR模型時，確定夜盤推出前滯后階數(shù)分別為2、5、5，且模型均是穩(wěn)定的。

3.3.2 因果關(guān)系檢驗

在VAR模型基礎(chǔ)上，通過格蘭杰因果檢驗(Granger Causality Test)可以在統(tǒng)計意義上判斷一組時間序列是否為另一組時間序列的原因。本文分別對黃金期貨、白銀期貨進行國內(nèi)外序列的格蘭杰因果檢驗，結(jié)果表明，在統(tǒng)計意義上，國外(美國)貴金屬期貨價格是我國貴金屬期貨價格的格蘭杰原因，但反之不成立。令人遺憾的是，這種情況并沒有因為夜盤交易的推出得到改變。說明國外(美國)期貨市場牢牢掌握了貴金屬商品期貨的定價權(quán)，我國的期貨市場仍需要進一步發(fā)展與完善。

表7 夜盤推出前后黃金期貨格蘭杰因果檢驗

3.3.3 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

對國內(nèi)外期貨收益率做脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)分析能夠看出某個內(nèi)生變量的一個標(biāo)準(zhǔn)差變化對自身和其它內(nèi)生變量產(chǎn)生的影響的大小。由于本文關(guān)注的是國內(nèi)外市場間的聯(lián)動性，因此圖3中僅展示了國內(nèi)外黃金期貨市場間的脈沖響應(yīng)圖。從總體上，國內(nèi)外期貨收益率的脈沖響應(yīng)趨勢沒有因為夜盤交易的推出而有明顯改變。其中，國內(nèi)外黃金期貨對自身沖擊的響應(yīng)是最強烈的，國內(nèi)黃金期貨受到國外黃金期貨沖擊的響應(yīng)強度在第1期為0，但在第2期迅速增加到最大值，此后逐漸收斂，第6期達到穩(wěn)定；國外黃金期貨受到國內(nèi)黃金期貨沖擊的響應(yīng)強度在第1期較大，此后迅速收斂于0。說明，我國黃金期貨價格的波動可以在極短時間內(nèi)沖擊到國外期貨市場，但同時也會被迅速消化，也體現(xiàn)了國外期貨市場的市場效率較高。國內(nèi)外白銀期貨脈沖響應(yīng)結(jié)果與黃金期貨相似。綜上，夜盤推出后，短期內(nèi)國外對國內(nèi)貴金屬期貨影響大且持續(xù)，國內(nèi)對國外貴金屬期貨影響較小且短暫。

圖3 國內(nèi)外黃金期貨脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

3.3.4 ARCH效應(yīng)檢驗

通過采用ARCH-LM方法對樣本序列進行ARCH效應(yīng)檢驗，由表9的檢驗結(jié)果可知，序列具有顯著的異方差性，可以建立BEKK-GARCH模型。

表9 ARCH效應(yīng)檢驗結(jié)果

3.3.5 BEKK-GARCH模型實證結(jié)果

表10展示了利用BEKK-GARCH模型估計的溢出強度及原假設(shè)H0對應(yīng)的p值。以黃金期貨市場估計結(jié)果為例，根據(jù)P值結(jié)果，可以得出夜盤推出前后，國內(nèi)外黃金期貨市場間存在顯著的波動溢出效應(yīng)；進一步觀察溢出強度，發(fā)現(xiàn)溢出強度I12與I21的值在夜盤推出后均大幅度減小，且隨著時間推移持續(xù)減少，說明夜盤推出后，國內(nèi)的隔夜收益與國外黃金期貨市場的收益之間的波動溢出效應(yīng)均持續(xù)減弱。

有趣的現(xiàn)象是，白銀期貨市場并沒有得到與黃金期貨市場相似的結(jié)果。其中，在夜盤交易推出后一年，并不能認為國外白銀期貨收益波動對國內(nèi)隔夜市場存在波動溢出效應(yīng)，但在推出后兩年，這種波動溢出效應(yīng)變得十分顯著，且溢出強度較推出前明顯提升。而國內(nèi)隔夜收益對國外市場的波動溢出強度與黃金期貨市場結(jié)果一致，在夜盤推出后持續(xù)減弱。

表10 BEKK-GARCH模型溢出強度估計

綜上，在均值層面，夜盤交易制度的推出并沒有明顯改變國內(nèi)貴金屬期貨市場受國外市場新息沖擊的響應(yīng)趨勢；在方差層面，國內(nèi)貴金屬期貨市場隔夜收益與國外期貨市場之間的波動溢出效應(yīng)明顯減弱，溢出強度降低，說明夜盤交易的推出增強了國內(nèi)外貴金屬期貨市場間的聯(lián)動性。主要可能的原因是夜盤交易的推出增加了國內(nèi)外市場共同交易時段，使國內(nèi)外市場間的信息傳遞的更加頻繁且迅速，保證了投資者能夠根據(jù)市場上的信息及運行情況調(diào)整資產(chǎn)。

4 結(jié)論、政策啟示與研究不足

4.1 結(jié)論

本文選擇不同樣本區(qū)間，對比分析了我國貴金屬期貨市場推出夜盤交易制度前后流動性、波動性及與國際期貨市場聯(lián)動性的變化，分別研究了其對我國貴金屬期貨市場產(chǎn)生的較長期與較短期的影響，得到了以下結(jié)論：

第一，通過直接對比夜盤交易制度推出前后我國貴金屬期貨市場的流動比率，發(fā)現(xiàn)夜盤交易制度的推出顯著加強了我國貴金屬期貨市場的流動性，但長期效果有所減弱；進一步引入控制變量對夜盤交易與市場流動比率進行回歸分析，驗證了以上發(fā)現(xiàn)，說明我國推出夜盤交易為了增強市場流動性的目標(biāo)已初步實現(xiàn)。

第二，通過建立引入虛擬變量的EGARCH模型，發(fā)現(xiàn)我國貴金屬期貨價格收益率波動確實存在集聚效應(yīng)和杠桿效應(yīng)。同時，發(fā)現(xiàn)夜盤交易制度的推出對減小貴金屬期貨市場的波動具有長期的效果，達到了我國設(shè)立夜盤交易制度的初衷：即通過推出夜盤交易時段，增加與國際市場主要交易時段的重疊時長，保證了價格的連續(xù)性，避免大幅跳空，從而減小國內(nèi)投資者的爆倉風(fēng)險。

第三，在研究夜盤交易制度對國內(nèi)外期貨市場間聯(lián)動性的影響時建立了VAR模型，從均值層面發(fā)現(xiàn)夜盤交易制度的推出并沒有明顯改變國內(nèi)貴金屬期貨市場受國外市場新息沖擊的響應(yīng)趨勢；進一步建立了BEKK-GARCH模型，發(fā)現(xiàn)在方差層面，夜盤交易的推出降低了國內(nèi)貴金屬期貨市場的隔夜收益與國外市場之間的波動溢出強度，說明夜盤交易的推出使國內(nèi)外期貨市場交易時間交疊，提升了信息在兩個市場間傳遞的效率，也使我國貴金屬期貨市場的國際影響力進一步增強。

4.2 政策啟示

夜盤交易的推出是中國期貨市場一項重要的交易制度創(chuàng)新，給我國期貨市場帶來了積極的影響。黃金、白銀期貨夜盤交易率先被推出以來，市場運行順暢，交易活躍，在市場流動性、風(fēng)險控制，以及內(nèi)外盤聯(lián)動方面均有不錯的表現(xiàn)。貴金屬夜盤交易的順利開展為我國期貨市場提供了寶貴的經(jīng)驗，同時，也引發(fā)了我們對如何進一步完善期貨市場夜盤交易進一步的思考。

首先，關(guān)于夜盤交易品種及交易時段的合理選擇。當(dāng)前，我國已有將近一半的期貨品種推出了夜盤交易。其中，與外盤走勢有較強相關(guān)性的品種是金屬、農(nóng)產(chǎn)品和原油。但真正做到能與外盤時間聯(lián)動的只有金屬和原油，其交易時間到凌晨2∶30，與外盤基本一致。而農(nóng)產(chǎn)品市場如大豆及豆粕，其交易時間僅到晚上23∶30，并不能覆蓋到國外重要的報告發(fā)部時間(0點以后)，也就是說可能當(dāng)前的豆類夜盤交易的推出不僅不能讓國內(nèi)交易者即時對沖外部風(fēng)險，還徒增了盯盤壓力，不符合我國期貨交易所推出夜盤交易的初衷。反觀黑色系品種如螺紋，焦煤，焦炭，玻璃，瀝青等與國際并不直接接軌(除了鐵礦石，國際市場沒有黑色系品種)，只是由原料端可能會引發(fā)價格反饋。綜上，本文建議適度取消黑色系以及化工類夜盤交易，僅保留鐵礦石期貨品種；延長豆類交易時間至凌晨2∶00后。

另外，雖然夜盤交易的推出并不能改變期貨價格的長期走勢，但可以防止系統(tǒng)性風(fēng)險，減少市場跳空引起的恐慌性行情，這一點很好的體現(xiàn)了夜盤交易的重要性。但值得注意的是，可能存在部分機構(gòu)將夜盤交易視作干擾市場的一種渠道，在外盤正式開盤前，通過資金利用夜盤大幅洗盤，使中小投資者被強制止損；外盤開盤后，內(nèi)外價格再逐漸同步修復(fù)價差。這種行為極大地破壞了市場環(huán)境，應(yīng)該給予重視。作為一項長期交易制度，夜盤交易的推出為我國期貨市場的整體運行送上了新的臺階，同時也對市場的技術(shù)保障與監(jiān)管力度方面提出了更高的要求。只有全面升級相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施，進一步開放金融市場，建立良好的交易環(huán)境，夜盤交易制度才能更好地發(fā)揮創(chuàng)造流動性、控制風(fēng)險、提升定價效率等作用，為我國期貨品種的國際化之路貢獻力量。

4.3 研究不足與展望

本文研究了我國貴金屬期貨市場推出夜盤交易前后流動性、波動性與聯(lián)動性的變化。在選擇研究樣本時間跨度時，分別考慮了貴金屬夜盤交易推出前一年與較短期后一年及較長期后兩年的期貨市場表現(xiàn)進行對比。這樣雖然排除了因2015年下半年之后的18個月里，政策上的交易限制導(dǎo)致的我國期貨市場整體的低迷，可以更獨立的考察夜盤交易推出對期貨市場的影響。但如果將上述時間跨度以及限制放開后2017年至2018年的時間范圍分階段的納入本文中會讓研究更加全面、立體，這也是本文未來進一步展開研究的方向。