2021-11-23-国际货币网-中国国债期货与现货市场间的动态价格发现与不对称波动性溢出_29页_1mb

中国国债期货与现货市场间的动态价格发现与不对称波动性溢出总结

核心内容

本文系统分析了中国国债期货与现货市场之间的动态信息传导关系和不对称波动性溢出效应，重点探讨了5年期、10年期和2年期国债期货对现货市场的信息引导能力以及基差对波动性溢出的影响。

主要观点

1. 信息引导份额

   • 5年期和10年期国债期货已具有明显的信息优势，且交易更活跃的国债期货品种对现货市场具有更强的价格引导能力。
   • 2年期国债期货由于上市时间短、交易量低，信息引导能力较弱。
   • 2020年4月10日商业银行被允许进入国债期货市场后，国债期货的信息引导份额有所提升，信息传导效率增强。
   • 在2016年12月至2017年2月期间，市场恐慌情绪导致国债期货信息引导份额出现剧烈波动，甚至一度下降至50%以下。

2. 波动性溢出效应

   • 国债期货与现货市场之间存在非对称波动性联动关系，国债现货相比国债期货具有更强的波动率溢出效应。
   • 期货基差的扩大将加剧国债期货市场的波动性，并影响现货价格向长期协整均衡回复。

3. 市场结构与流动性

   • 我国国债期货市场投资者结构尚不完善，商业银行、保险公司等重要机构尚未全面参与。
   • 商业银行进入国债期货市场有助于提升市场流动性，但也可能带来过度投机的风险。

4. 实证方法

   • 采用信息引导份额（ILS）和非对称ECM-BEKK-GARCH模型来分析信息传导和波动性溢出。
   • ILS衡量的是市场对信息冲击的反应强度，其计算基于成分份额（CS）和信息份额（IS）的调整，剔除了市场噪音的影响。

关键信息

1. 数据与方法

• 数据来源：Wind数据库，覆盖2018年8月17日至2020年9月11日的国债期货和现货价格数据。
• 现货价格：以最廉价可交割券（CTD）的中债估值除以转换因子作为现货价格，以期更准确地反映真实交割价格。
• 信息引导份额计算：通过迭代法计算ILS，采用AIC选择滞后阶数，以刻画价格发现功能的时变特征。

2. 实证结果

• 5年期国债期货：信息引导份额平均达到72.1%，2020年4月10日后有所提升，但在2016-2017年市场暴跌期间信息引导份额下降至49.6%。
• 10年期国债期货：信息引导份额平均达到87.3%，同样在2016-2017年市场暴跌期间信息引导份额降至5%以下。
• 2年期国债期货：信息引导份额仅为47.2%，由于交易量较少，其对现货市场的价格引导能力较弱。
• 基差影响：基差的扩大对期货价格发现功能具有双重影响，一方面促进套利交易，增强价格发现功能；另一方面可能引发非理性下跌，削弱信息引导能力。
• 交易量影响：国债期货交易量增加有助于提高其信息优势，表明市场活跃度对价格发现功能具有正向作用。
• 市场行情影响：在上涨市场行情（DummyH）中，基差对信息引导份额的影响不显著；而在下跌市场行情（DummyL）中，基差对信息引导份额的影响显著为负，说明市场恐慌会削弱期货价格发现功能。

3. 宏观经济因素**

• 引入CPI、GDP和PMI等宏观经济数据作为虚拟变量，分析其对国债期货信息引导份额的影响，发现宏观经济数据公布对价格发现功能具有显著影响。

结构安排

本文分为以下部分：

1. 引言：阐述国债市场的重要性，介绍我国国债期货的发展历程。
2. 文献综述与本文贡献：总结国内外相关研究，并指出本文的创新点。
3. 数据分析：介绍数据来源、处理方式及描述性统计结果。
4. 实证研究方法：详细描述信息引导份额和非对称ECM-BEKK-GARCH模型的构建。
5. 实证结论：分析信息引导份额和波动性溢出效应的实证结果，探讨基差、交易量和市场行情对信息传导的影响。

政策建议

1. 完善投资者结构：应加快商业银行、保险公司及QFII等机构投资者进入国债期货市场，以提升市场流动性。
2. 加强市场监管：防范市场恐慌情绪引发的非理性下跌，避免期货市场对现货价格的误导。
3. 提升市场成熟度：通过引入更多市场参与者和提升市场透明度，进一步增强国债期货市场的价格发现功能。
4. 关注基差变化：基差是影响信息引导份额和波动性的重要因素，应加强基差的监测和管理。

图表说明

• 图1：主要新兴市场国家或地区国债规模情况（截至2019年末）。
• 图2、图3、图4：国债期货价格及其对应CTD券价格序列图。
• 图5、图6：5年期和10年期国债期货信息引导份额的时间序列趋势图。
• 图7、图8：5年期和10年期国债期货基差变化趋势图。

参考文献

• Cox, J. C. (1976)
• Hasbrouck, J. (1995)
• Holland, B. P., & Vila, J. L. (1998)
• Kogan, L., et al. (2009)
• Yan, X., & Zivot, E. (2010)
• Putnins, A. (2013)
• Indriawan, R. et al. (2019)
• 鲍建平和杨建明（2004）
• 张屹山，方毅和黄琨（2004）
• 徐雪和罗克（2014）
• 华仁海和刘庆富（2007）
• 郭沁和杨之曙（2007）
• 李晓峰和陈华（2008）
• 金洪飞和金荦（2008）
• 陶利斌，潘婉彬和黄筠哲（2014）
• 郭彦峰，魏宇和肖倬（2016）
• 王苏生，于永瑞等(2017)
• 刘成立和周新苗（2017）
• 张劲帆等(2019)
• 周颖刚等(2020)

表格说明

• 表1：国债期货和现货对数收益率及基差的描述性统计。
• 表2：期现货价格序列的平稳性检验结果。
• 表3：国债期现货价格之间的协整检验结果。
• 表4：Granger因果检验结果，显示国债期货对现货具有单边引导效应。
• 表5：国债期货信息引导份额估计结果。
• 表6：5年期国债期货信息引导份额的影响因素回归结果。

总结

本文通过实证研究，揭示了中国国债期货与现货市场间的信息传导机制和波动性溢出效应。研究发现，5年期和10年期国债期货具有较强的信息引导能力，而2年期国债期货由于交易量较低，其信息优势不明显。市场恐慌和基差扩大可能削弱国债期货的价格发现功能，而交易量增加有助于提升其信息引导能力。此外，宏观数据公布、市场行情变化等因素对信息引导份额也有显著影响。未来，应进一步完善投资者结构，加强市场监管，提升国债期货市场的成熟度和流动性。