國(guó)債期貨與不同期限收益率的信息傳遞實(shí)證研究

摘要： 本文從水平值和波動(dòng)性兩方面分析了我國(guó)5年期國(guó)債期貨與國(guó)債現(xiàn)貨收益率期限結(jié)構(gòu)之間的相互關(guān)系，通過建立模型測(cè)算了5年期國(guó)債期貨價(jià)格與各個(gè)標(biāo)準(zhǔn)期限現(xiàn)券到期收益率的信息分享程度，并采用模型對(duì)兩者波動(dòng)關(guān)聯(lián)性進(jìn)行了研究。

關(guān)鍵詞：國(guó)債期貨 到期收益率 信息分享模型 多元GARCH模型

國(guó)債期貨作為發(fā)展最為成熟的利率衍生品，在利率市場(chǎng)上起到對(duì)沖利率風(fēng)險(xiǎn)和價(jià)格發(fā)現(xiàn)的作用。回顧現(xiàn)有文獻(xiàn)，國(guó)內(nèi)鮮有看到關(guān)于國(guó)債期貨在利率期限結(jié)構(gòu)發(fā)現(xiàn)方面的研究，而大多是從國(guó)債期貨與某一特定現(xiàn)貨標(biāo)的（如特定年期國(guó)債現(xiàn)貨指數(shù)）出發(fā)，采用格蘭杰檢驗(yàn)的方法確定二者間的因果關(guān)系。這種思路在分析股指期貨與指數(shù)現(xiàn)貨時(shí)較為合理，因?yàn)楣善笔袌?chǎng)的期現(xiàn)對(duì)應(yīng)十分明確，不同現(xiàn)貨間并沒有明確的經(jīng)濟(jì)關(guān)系。但是同樣的方法復(fù)制到國(guó)債期貨市場(chǎng)上就有所欠妥，不能將國(guó)債期貨的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能充分體現(xiàn)。從收益率曲線角度出發(fā)，由于不同期限收益率間存在強(qiáng)相關(guān)性，因此預(yù)期國(guó)債期貨對(duì)收益率期限結(jié)構(gòu)的發(fā)現(xiàn)存在一種邊際效應(yīng)，即與對(duì)應(yīng)交割現(xiàn)貨的期限收益率關(guān)聯(lián)度最大，隨著期限變化，這種關(guān)聯(lián)度逐漸降低。

研究回顧

20世紀(jì)70年代美國(guó)芝加哥商品交易所推出3個(gè)月期國(guó)債期貨，此后國(guó)外學(xué)者對(duì)國(guó)債期貨市場(chǎng)的研究方興未艾，研究核心在于國(guó)債期貨市場(chǎng)的效率問題。國(guó)債期貨具有遠(yuǎn)期利率的發(fā)現(xiàn)功能，而估算遠(yuǎn)期利率對(duì)于債券的開發(fā)和定價(jià)有著重要意義。實(shí)證方面Brandt， Kavajecz， Underwood（2007）提出，如果想要準(zhǔn)確完整描述一條收益率曲線，則一定要考慮國(guó)債期貨的影響。兩個(gè)市場(chǎng)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)方面有著密切聯(lián)系?？傮w而言，由于交易成本的緣故，就對(duì)于信息的反映，期貨市場(chǎng)較現(xiàn)貨市場(chǎng)波動(dòng)更為頻繁。Mizrach， Neely（2007）通過信息分享模型表明，1999年至2005年，美國(guó)國(guó)債期貨價(jià)格所反映的信息下限超過了總市場(chǎng)的50%。Dungey M， Hvozdyk L. Cojumping（2012）采用二元變量跳躍性變化檢驗(yàn)方法（Jacod和Todorov， 2009）檢驗(yàn)了國(guó)債期貨和現(xiàn)貨價(jià)格的日內(nèi)聯(lián)動(dòng)跳躍性，發(fā)現(xiàn)隨著樣本頻率的增大，兩者聯(lián)動(dòng)跳躍性增強(qiáng)，聯(lián)動(dòng)跳躍程度也與期限結(jié)構(gòu)存在單調(diào)關(guān)系。

相對(duì)于國(guó)外成熟債券市場(chǎng)而言，我國(guó)國(guó)債期貨市場(chǎng)還處在起步階段，因此相關(guān)學(xué)術(shù)研究成果也較少。黨劍（2002）指出，國(guó)債期貨與期權(quán)交易可以將利率波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)鎖定在一定區(qū)間內(nèi)，可以針對(duì)標(biāo)的現(xiàn)貨頭寸進(jìn)行套期保值，在國(guó)外市場(chǎng)早已是成熟的利率風(fēng)險(xiǎn)管理工具；而且，國(guó)債期貨交易能夠有效提高現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率，能夠發(fā)現(xiàn)遠(yuǎn)期利率，為基準(zhǔn)利率體系提供合理預(yù)期，平抑利率波動(dòng)（鮑建平、楊建明，2004；陳晗，2014）。實(shí)證方面，張宗新、丁振華、馮亦東（2008）通過對(duì)香港市場(chǎng)3個(gè)月期同業(yè)拆借利率在利率期貨推出前后的1年半期間內(nèi)進(jìn)行GARCH建模，發(fā)現(xiàn)利率期貨推出后現(xiàn)貨市場(chǎng)能夠更快地平抑利率波動(dòng)，但是波動(dòng)率顯著增加，利率期貨的推出促進(jìn)了現(xiàn)貨市場(chǎng)信息傳遞效率。袁朝陽(yáng)、劉展言（2012）采用2012年2月至2012年5月的國(guó)債期貨仿真合約數(shù)據(jù)和特定5年期國(guó)債的價(jià)格進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，結(jié)果表明仿真交易時(shí)期不能說明國(guó)債期貨對(duì)國(guó)債現(xiàn)貨具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)作用，馬?。?013）、周冰， 陳楊龍（2013）、王震（2013）等也得出同樣結(jié)論。

綜上，從研究?jī)?nèi)容上，國(guó)外學(xué)者在研究國(guó)債期貨方面起步較早，因此也較為成熟。相比之下，國(guó)內(nèi)學(xué)者多是對(duì)期現(xiàn)兩市場(chǎng)的價(jià)格關(guān)系進(jìn)行了理論探討，相關(guān)實(shí)證文獻(xiàn)停留在期現(xiàn)市場(chǎng)價(jià)格的變化規(guī)律上。如前所述，國(guó)債期貨所具有的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能不僅體現(xiàn)在交割標(biāo)的價(jià)格上，更為重要的是對(duì)于不同期限收益率的影響可能存在一種邊際效應(yīng)，而目前國(guó)內(nèi)相關(guān)研究甚少。此外，價(jià)格發(fā)現(xiàn)是一種信息傳遞機(jī)制，信息傳遞不僅體現(xiàn)在水平價(jià)格方面，還體現(xiàn)在二階波動(dòng)率的傳遞上。故筆者擬從一階水平價(jià)格發(fā)現(xiàn)和二階波動(dòng)率溢出效應(yīng)兩方面探討國(guó)債期貨與收益率期限結(jié)構(gòu)間的信息流動(dòng)，從而反映兩者間的價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制。

針對(duì)水平價(jià)格的價(jià)格發(fā)現(xiàn)，筆者擬采用修正信息分享模型（MIS）來解決，該模型修正了原信息分享模型（IS模型）存在的上下限有時(shí)過大問題，并且信息分享類模型可將變量間的長(zhǎng)期關(guān)系和短期修正關(guān)系結(jié)合起來，對(duì)信息的利用率大幅提高。波動(dòng)率溢出效應(yīng)方面由于涉及到多個(gè)變量間的條件方差關(guān)系，故采用多元GARCH模型來刻畫。

數(shù)據(jù)選取

本文選取我國(guó)2013年9月6日至2015年2月12日中國(guó)金融期貨交易所發(fā)布的5年期國(guó)債期貨日收盤價(jià)和中央國(guó)債登記結(jié)算公司發(fā)布的標(biāo)準(zhǔn)期限1國(guó)債到期收益率作為研究對(duì)象，分別記為 和 ，其中 對(duì)應(yīng)各個(gè)標(biāo)準(zhǔn)期限。由于存在量綱差異，為了減少異方差現(xiàn)象，故對(duì)水平序列進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理，記為 和 。在水平值取對(duì)數(shù)的基礎(chǔ)上，國(guó)債期貨和到期收益率的日變化為 ， ，作為后文進(jìn)行二階波動(dòng)率研究的對(duì)象。

實(shí)證研究

（一）信息共享測(cè)度

一般而言，對(duì)于市場(chǎng)信息，期貨市場(chǎng)較現(xiàn)貨市場(chǎng)反應(yīng)更為靈敏，信息變化直接體現(xiàn)在期貨的價(jià)格上，隨即反映到現(xiàn)貨標(biāo)的上。但這種信息的流動(dòng)方向并非固定不變（袁朝陽(yáng)、劉展言，2012；馬健，2013；周冰、陳楊龍，2013）。因此筆者擬針對(duì) 和 從信息分享角度進(jìn)行研究，探討兩者在遇到市場(chǎng)信息時(shí)哪類市場(chǎng)反映的信息更多一些，從而分析在價(jià)格發(fā)現(xiàn)的過程中哪類市場(chǎng)起到主導(dǎo)作用。

若序列間存在協(xié)整關(guān)系，可以通過建立向量誤差修正模型 來捕獲短期序列間的修正關(guān)系，從而進(jìn)一步建立信息分享模型 來探討不同市場(chǎng)間的信息分享問題。因此，在分析信息分享之前，需要確定 與 是否具有協(xié)整關(guān)系。表1是 與 的單位根檢驗(yàn)結(jié)果，從表中可以看出，所有被檢驗(yàn)序列均服從 過程。

表1 單位根檢驗(yàn)

變量水平值 統(tǒng)計(jì)量

一階差分 統(tǒng)計(jì)量

變量水平值 統(tǒng)計(jì)量

一階差分 統(tǒng)計(jì)量

0.472487-16.46754***

0.3136-15.436***

-1.32438-12.19167***

0.1312-15.31***

-2.35758-14.6143***

0.2534-14.267***

-1.57873-14.27067***

0.2761-15.004***

-1.2569-14.592***

0.2733-13.635***

-0.953-8.1627***

0.2123-14.293***

-1.3233-15.68***

0.0011-14.526***

-1.2229-14.423***

-0.0455-14.184***

-0.8329-9.706***

0.0766-14.306***

0.0344-15.493***

-0.0241-14.321***

注：***表示在0.01的顯著性水平下顯著。

筆者根據(jù)VAR最優(yōu)信息準(zhǔn)則（AIC、SC、HQ）確定Johansen協(xié)整檢驗(yàn)（Johansen，1991）滯后階數(shù)為2階滯后，對(duì)原序列具有確定線性趨勢(shì)。通過對(duì) 與各個(gè) 進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)，短端除了瞬時(shí)收益率 外，均不與 存在協(xié)整關(guān)系，說明國(guó)債期貨的價(jià)格變化與瞬時(shí)收益率關(guān)系較為密切。瞬時(shí)收益率由中央國(guó)債登記結(jié)算公司在發(fā)布收益率時(shí)根據(jù)插值法計(jì)算而得，從學(xué)術(shù)研究來看，對(duì)理解收益率和國(guó)債期貨價(jià)格的聯(lián)系有重要意義。以4年期收益率 為分界線，4年期以內(nèi)的收益率與 不存在協(xié)整關(guān)系，4年期及以上的收益率與 存在協(xié)整關(guān)系。這種現(xiàn)象是由于 為5年期國(guó)債期貨，交割標(biāo)的為剩余期限在5至7年的國(guó)債現(xiàn)貨，因此對(duì)于4年期以下短端的收益率影響幾乎不顯著。

按照J(rèn)ohansen檢驗(yàn)形式和滯后階數(shù)的設(shè)定，對(duì)具有協(xié)整關(guān)系的 與 建立向量誤差修正模型 為：

（1）

其中

（2）

系數(shù) 分別表示 和 誤差修正系數(shù)，表明當(dāng) 與 偏離了長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系時(shí)的調(diào)整方向和力度。

從表2的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系中可以發(fā)現(xiàn)，除瞬時(shí)收益率 與 存在正向關(guān)系以外， 的系數(shù)均為負(fù)。筆者注意到樣本期內(nèi)收益率期限結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)出不對(duì)稱的 型特征，短端收益率傾向于增大，而瞬時(shí)收益率作為短端收益率的極限值，與 存在同向變化趨勢(shì)，因此 系數(shù)為正。其余各個(gè)期限長(zhǎng)期協(xié)整系數(shù)為負(fù)值表明國(guó)債價(jià)格與收益率的負(fù)相關(guān)關(guān)系。估計(jì)系數(shù)均顯著不為0，表明國(guó)債期貨價(jià)格與到期收益率間存在穩(wěn)定關(guān)系。從表3 參數(shù)估計(jì)結(jié)果來看， 除了在 與 估計(jì)的 方程中均為正外，其余均為負(fù)值。表明在短期調(diào)整中， 項(xiàng)糾偏的方向總是與上一期方向相反；從糾偏力度上看， 對(duì) 的糾偏力度大于對(duì) 的力度。

表2 協(xié)整方程參數(shù)估計(jì)結(jié)果

4.381610.217198***

4.83591-0.214588***

4.87844-0.244696***

4.82836-0.203845***

4.85971-0.225864***

4.84471-0.213673***

4.84801-0.215349***

4.86606-0.228163***

4.89177-0.237808***

4.90425-0.238933***

4.92228-0.246597***

注：第一列是與 進(jìn)行協(xié)整變量序列。***表示在0.01的顯著性水平下顯著。

表3 參數(shù)估計(jì)結(jié)果

0.000140.0016160.114401**-0.002897**

0.0003060.208952***-0.1471330.418894***

0.000133-0.11146***0.177214***0.003771

-0.000461-0.150266-1.181129***-0.008749

0.000136-0.077856**0.167825***0.008665

-0.000409-0.125845-1.304877***-0.050626

0.000137-0.049047*0.168194**0.009965

-0.000435-0.098826-1.328555***-0.022712

0.000135-0.105446**0.192101**0.012109

-0.000462-0.304711*-1.392969***-0.097828

0.000135-0.0585530.162612**0.004432

-0.000404-0.325244***-1.144243***0.024357

0.000134-0.067517*0.16387**0.002642

-0.000385-0.385649***-1.291517***-0.030581

0.000134-0.074244**0.15628**0.000562

-0.000331-0.215716*-1.464923***-0.043145

0.000134-0.063096*0.150425**-0.001486

-0.000231-0.256604**-1.093115***0.027046

0.000134-0.050905*0.148737**-0.000206

-0.000249-0.230217***-1.000415***0.02901

0.000136-0.046973*0.168096***0.012689

-0.000195-0.228955***-0.771338***0.085627*

注：*表示在0.1的顯著性水平下顯著，**表示在0.05的顯著性水平下顯著，***表示在0.01的顯著性水平下顯著。

筆者注意到協(xié)整方程中的擾動(dòng)項(xiàng)作為描述外生隨機(jī)信息（新息）的載體，測(cè)度國(guó)債期貨市場(chǎng)與各個(gè)期限收益率對(duì)于新息的反映程度就能最為直接地體現(xiàn)出市場(chǎng)對(duì)于外部信息的吸收情況。設(shè) 為 的單位根向量，若存在 個(gè)協(xié)整向量，那么 可以寫為向量誤差修正形式（Engle和Granger，1987），即：

（3）

隨后，Hasbrouck（1995）將該方程（3）變?yōu)椋?/p>

（4）

由于序列存在協(xié)整，根據(jù)Engle-Granger表述定理（Engle和Granger，1987）方程（4）可以重新寫為：

（5）

Hasbrouck （1995）提出的信息分享模型思想在于 組成了每個(gè)序列在受到長(zhǎng)期新息沖擊時(shí)的反應(yīng)，通過第 個(gè)分量的方差在整體方差中的占比，來體現(xiàn)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)過程中市場(chǎng) 所反映的信息優(yōu)勢(shì)。設(shè) ，若 為對(duì)角陣，那么定義第 個(gè)市場(chǎng)具有的信息分享為：

（6）

若 為非對(duì)角陣時(shí)，

（7）

其中， 是對(duì) 進(jìn)行Cholesky分解的下三角陣， 表示 第 個(gè)元素。事實(shí)上，由于 很少為對(duì)角陣，因此在應(yīng)用方程（7）求解時(shí)會(huì)受到序列順序的影響。針對(duì)該問題，Lien和Shrestha（2009）對(duì) 進(jìn)行變換，即 ，得到修正信息分享模型 。重新計(jì)算方程（7）就有：

（8）

其中， 。修正信息分享模型不再受到序列順序的影響，能夠給出唯一值，在Lien和Shrestha（2009）隨后的實(shí)證研究中也表明該模型較信息分享模型表現(xiàn)更為出色。

由于收益率期限結(jié)構(gòu)是從現(xiàn)貨市場(chǎng)計(jì)算而來，那么各個(gè)期限收益率實(shí)際上代表了不同剩余期限現(xiàn)貨市場(chǎng)的狀態(tài)，結(jié)合前文的 模型估計(jì)結(jié)果，筆者計(jì)算 結(jié)果見表4。

表4 計(jì)算結(jié)果

期貨市場(chǎng)現(xiàn)貨市場(chǎng)差值

0.9486220.0513780.897245

0.2910420.708958-0.41792

0.3503420.649658-0.29932

0.4127230.587277-0.17455

0.4753870.524613-0.04923

0.6251020.3748980.250203

0.6369180.3630820.273836

0.4851170.514883-0.02977

0.5798510.4201490.159703

0.6143780.3856220.228757

0.6409630.3590370.281927

注：第一列是與 進(jìn)行 估計(jì)的變量序列。

從表4的計(jì)算結(jié)果來看：首先，對(duì)于瞬時(shí)收益率而言，國(guó)債期貨市場(chǎng)在信息分享方面占據(jù)絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，從另一角度來看，瞬時(shí)收益率單向受到國(guó)債期貨的影響較為明顯，這與前文中 估計(jì)結(jié)果一致。其次，從整體上看，隨著期限增大，期貨市場(chǎng)的信息分享要多于現(xiàn)貨市場(chǎng)，表明目前中國(guó)5年期國(guó)債期貨在發(fā)掘長(zhǎng)期收益率方面是有一定功效的；而現(xiàn)貨市場(chǎng)方面恰好相反，期限越長(zhǎng)其信息分享越少，可以合理推測(cè)短端收益率更多受到現(xiàn)貨市場(chǎng)的影響。第三，從兩市場(chǎng)信息分享差值來看，7年期收益率 和10年期 絕對(duì)值最小，這其中主要是由于現(xiàn)貨市場(chǎng)中7年期和10年期國(guó)債較其他期限國(guó)債交投更為活躍，信息交換更為充分，導(dǎo)致在信息分享上與期貨市場(chǎng)幾乎相同。此外，樣本期內(nèi)5年期國(guó)債期貨的交割標(biāo)的為剩余期限在4至7年的國(guó)債現(xiàn)貨（IF1512合約起交割券年限改為4至5.25年），導(dǎo)致國(guó)債期貨交割時(shí)需要考慮最便宜交割券（CTD）問題。從 結(jié)果看，4至7年期現(xiàn)貨市場(chǎng)的信息分享大于國(guó)債期貨市場(chǎng)，表明樣本期內(nèi)期貨市場(chǎng)對(duì)中期利率的發(fā)現(xiàn)主要由現(xiàn)貨市場(chǎng)決定。

（二）波動(dòng)率關(guān)聯(lián)測(cè)度

在信息傳導(dǎo)機(jī)制的研究上，一方面是不同市場(chǎng)間水平價(jià)格的聯(lián)系，如前文所述；另一方面在于不同市場(chǎng)價(jià)格變化率間的關(guān)系特征。這是由于信息的傳遞并非只通過水平值的維度，還存在于二階波動(dòng)率層面。具體而言當(dāng)一個(gè)市場(chǎng)接受到信息沖擊時(shí)，受到信息頻率影響，信息先到達(dá)的市場(chǎng)最先出現(xiàn)價(jià)格波動(dòng)（Ross，1989）；而且，這種信息傳遞伴隨著價(jià)格波動(dòng)由標(biāo)的的緊密程度向外傳導(dǎo)，如期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)間的傳導(dǎo)，同種標(biāo)的在不同地區(qū)市場(chǎng)間的傳導(dǎo)（Yang， 2011；Lm和Tamvakis， 2001；Sunimel和Engle 1994；Hamao， 1990；等），即波動(dòng)率溢出效應(yīng)。因此，本節(jié)將針對(duì)價(jià)格變化率進(jìn)行二階波動(dòng)率的建模。

由于國(guó)債現(xiàn)貨價(jià)格和其到期收益率存在一一對(duì)應(yīng)關(guān)系，收益率期限結(jié)構(gòu)實(shí)際上可以看做是現(xiàn)貨市場(chǎng)。而國(guó)債期貨的價(jià)格與國(guó)債現(xiàn)貨價(jià)格緊密相連，導(dǎo)致國(guó)債期貨的價(jià)格變化率 就應(yīng)與國(guó)債現(xiàn)貨收益率變化率 存在一定聯(lián)系。在討論 與 波動(dòng)關(guān)聯(lián)性之前，對(duì)各個(gè)序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明 與 序列均為平穩(wěn)序列。

考慮到序列間條件協(xié)方差的相關(guān)性可能存在時(shí)變性的特征，Engle和Sheppard（2001）在基于動(dòng)態(tài)條件相關(guān)的多元GARCH（DCC）模型基礎(chǔ)上，提出了一種通過向量自回歸的方法檢驗(yàn)序列間是否存在時(shí)變相關(guān)性。設(shè) ，其中 表示在常相關(guān)假設(shè)下 的標(biāo)準(zhǔn)殘差向量， 表示上拉直矩陣，待檢驗(yàn)的向量自回歸模型為：

（9）

在原假設(shè)為常相關(guān)下，所有滯后項(xiàng)系數(shù)均不顯著。對(duì)每一對(duì) ， 進(jìn)行常相關(guān)檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)所有 與 均不能拒絕常相關(guān)假定，因此采用Bollersle（1990）提出的常相關(guān)多元GARCH（CCC）模型。對(duì)于 個(gè)資產(chǎn)的收益率序列 ，滿足 ， 。其中 由每個(gè)序列的條件標(biāo)準(zhǔn)差 組成的 對(duì)角陣， 中的元素由條件相關(guān)系數(shù)構(gòu)成。但是CCC模型中的條件方差方程只考慮與自身?xiàng)l件方差相關(guān)，未考慮其他條件方差的影響，所以對(duì)于分析波動(dòng)溢出效應(yīng)無能為力。而在此基礎(chǔ)上發(fā)展的ECCC模型（Nakatani和Ter?svirta， 2007）將各個(gè)序列的滯后ARCH項(xiàng)和滯后GARCH項(xiàng)都加入條件方差方程中，彌補(bǔ)了CCC的不足。基于ECCC模型，設(shè)：

有：

（10）

（11）

對(duì)于第 組模型，系數(shù) 反映序列 波動(dòng)性受到短期自身ARCH項(xiàng)的影響；而 則是ARCH項(xiàng)的交叉影響，反映短期信息波動(dòng)的外溢效應(yīng)。同樣， 為自身GARCH效應(yīng)， 體現(xiàn)了長(zhǎng)期GARCH效應(yīng)的外溢，即現(xiàn)貨市場(chǎng)對(duì)期貨市場(chǎng)的溢出效應(yīng)和期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的溢出效應(yīng)。估計(jì)結(jié)果見表5。

表5 ECCC模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

0.007**0.0020.166***0.942***00.1140.7240.947***00.899***0.031

0.007*0.0010.159***0.465***00.0570.7250.759***00.939***-0.051

0.015***0.777***0.256***0.451***00.3330.511.811***00.408***-0.162***

0.013**0.381***0.212***1.689***00.2320.5740.256***00.544***-0.225***

0.0070.095*0.149***0.342***00.0260.6940.202***0.0010.897***-0.158***

0.007**0.262***0.162***0.06700.282**0.7150.455***00.608***-0.223***

0.007**0.117**0.179***0.47***00.372***0.7050.266***00.577***-0.216***

0.011***0.167***0.211***0.02400.474***0.6082.302***00.284***-0.402***

0.009**0.106*0.162***2.101**0.0140.133***0.2920.274***0.0190.566-0.533***

0.02***0.0740.16***1.624***0.0160.0920.251.778***0.0060.494*-0.531***

0.017***0.0740.203***1.84***0.0090.0360.3520.793***0.0050.616**-0.61***

0.011**0.0180.213***1.114***0.0080.277***0.5422.649***00.388**-0.685***

0.015**0.0430.137***1.045**0.0080.1050.3720.174***0.0120.737***-0.739***

0.013*0.0140.146***0.727**0.0140.298***0.5060.929***0.0020.576***-0.667***

0.011*0.0570.202***2.274***0.0070.227***0.5520.09600.506**-0.637***

0.0150.0840.197***2.5520.0120.1980.3180.885***0.0110.422-0.645***

0.0120.0560.139***1.2880.0140.1870.410.73***0.0130.527-0.62***

0.01**0.0630.171***1.137***0.0130.217***0.5561.028***0.0020.439-0.608***

0.011**0.0040.142***0.20.0050.23***0.497*0.928***0.0150.667***-0.543***

注：*表示在0.1的顯著性水平下顯著，**表示在0.05的顯著性水平下顯著，***表示在0.01的顯著性水平下顯著。

從表5估計(jì)系數(shù)顯著性上看， 在各個(gè)期限中始終顯著，并且 自身的長(zhǎng)期波動(dòng)項(xiàng)系數(shù) 全不顯著，結(jié)合 其他項(xiàng)系數(shù)可以發(fā)現(xiàn)，在 與各個(gè)期限的 所構(gòu)成的ECCC模型中，條件方差 始終受到自身上一期殘差 的影響，表明現(xiàn)貨市場(chǎng)收益率波動(dòng)性并未傳導(dǎo)至期貨市場(chǎng)。對(duì)于 方面， 相對(duì)于 自身殘差滯后項(xiàng)系數(shù) 在更多個(gè)期限的方程中都顯著，而 是 的系數(shù)，說明期貨上一期的波動(dòng)短期對(duì) 有顯著正向影響，信息所引起的波動(dòng)從期貨市場(chǎng)傳導(dǎo)至現(xiàn)貨市場(chǎng)；而且 中關(guān)于 項(xiàng)系數(shù) ，除 外全部顯著，說明了國(guó)債期貨的波動(dòng)性對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)影響的持久性。另外，ECCC估計(jì)的條件相關(guān)系數(shù)在短端并不顯著（如 ），意味著短期收益率波動(dòng)和5年期國(guó)債期貨價(jià)格波動(dòng)無關(guān)。從條件相關(guān)系數(shù)值上看， 與7年期 負(fù)相關(guān)達(dá)到最大，這種負(fù)相關(guān)程度向短端期限迅速下降，而向長(zhǎng)端期限則緩慢下降，呈現(xiàn)出非對(duì)稱 型特征。出現(xiàn)這種特征的原因在前文中已經(jīng)提及，即5年期國(guó)債期貨的交割標(biāo)的為4至7年國(guó)債現(xiàn)貨，但樣本期的CTD券為7年期國(guó)債，因此導(dǎo)致國(guó)債期貨與7年期收益率波動(dòng)關(guān)系最為緊密?？紤]到5年期國(guó)債期貨推出的意義在于發(fā)現(xiàn)和完善收益率曲線結(jié)構(gòu)，從條件相關(guān)系數(shù)變化趨勢(shì)中，已然能夠看出長(zhǎng)端收益率波動(dòng)與國(guó)債期貨保持較高關(guān)聯(lián)度，隨期限增長(zhǎng)呈現(xiàn)出緩慢下降的態(tài)勢(shì)，因此5年期國(guó)債從對(duì)信息反應(yīng)上基本能體現(xiàn)對(duì)中長(zhǎng)期收益率的發(fā)現(xiàn)功能。

結(jié)論

中國(guó)的利率市場(chǎng)化進(jìn)程已經(jīng)前行過半，國(guó)債期貨的推出對(duì)于完善和發(fā)現(xiàn)收益率曲線有著重要意義。本文從一階水平值和二階波動(dòng)性兩方面闡述中國(guó)國(guó)債期貨與現(xiàn)貨收益率期限結(jié)構(gòu)兩者之間的相互關(guān)系，探討了國(guó)債期貨在發(fā)現(xiàn)收益率期限結(jié)構(gòu)過程中所具有的優(yōu)勢(shì)和作用。

筆者在VEC基礎(chǔ)上采用MIS模型對(duì)國(guó)債期貨價(jià)格與各個(gè)標(biāo)準(zhǔn)期限到期收益率進(jìn)行了信息分享測(cè)度。整體上來看，除去3年期以內(nèi)的短端收益率與國(guó)債期貨價(jià)格不存在協(xié)整關(guān)系因而不存在信息分享外，中短端收益率的發(fā)現(xiàn)主要由國(guó)債現(xiàn)貨市場(chǎng)完成。伴隨著期限增大，國(guó)債期貨市場(chǎng)對(duì)于收益率發(fā)現(xiàn)所具有的信息優(yōu)勢(shì)逐步增大，已經(jīng)成為發(fā)現(xiàn)中端收益率的主要市場(chǎng)。此外，在探討7年和10年期收益率時(shí)，國(guó)債期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)在信息分享上幾乎達(dá)到了相同水平，說明兩市場(chǎng)在發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)端收益率方面效率相同，信息交換充分。通過對(duì)國(guó)債期貨價(jià)格和收益率期限結(jié)構(gòu)的波動(dòng)關(guān)聯(lián)性進(jìn)行研究，可發(fā)現(xiàn)各個(gè)期限收益率的波動(dòng)均受到國(guó)債期貨短期波動(dòng)和長(zhǎng)期波動(dòng)的顯著影響，信息從期貨市場(chǎng)向現(xiàn)貨市場(chǎng)流動(dòng)；而國(guó)債期貨的波動(dòng)性僅受到自身短期波動(dòng)影響，不受到現(xiàn)貨市場(chǎng)影響。從兩者條件相關(guān)系數(shù)的變化趨勢(shì)來看，以7年期為中點(diǎn)，隨著期限向兩端移動(dòng)，波動(dòng)的條件相關(guān)性也在逐漸減弱，但短端減弱的速度要明顯快于長(zhǎng)端，表明信息所反映的價(jià)格波動(dòng)向長(zhǎng)端傳導(dǎo)得較好，向短端傳導(dǎo)得較差。

結(jié)合中國(guó)5年期國(guó)債期貨和收益率期限結(jié)構(gòu)在一階、二階層面的探討，可以看出國(guó)債期貨的推出在穩(wěn)定和發(fā)現(xiàn)中端收益率方面表現(xiàn)較好。值得注意的是，5年期國(guó)債期貨對(duì)長(zhǎng)端收益率的發(fā)現(xiàn)也能起到一定作用，不足之處就在于對(duì)短端收益率發(fā)現(xiàn)作用不大，這也符合經(jīng)濟(jì)學(xué)原理。另外，樣本期期貨合約的交割標(biāo)的券為5～7年期，導(dǎo)致CTD券多穩(wěn)定在7年期上，造成了國(guó)債期貨期限和現(xiàn)貨標(biāo)的期限的錯(cuò)配，最直接的后果是導(dǎo)致對(duì)5年期遠(yuǎn)期利率的錯(cuò)誤預(yù)期。當(dāng)然，中金所已經(jīng)規(guī)定自IF1512合約后將會(huì)縮小可交割券的剩余期限范圍，使期現(xiàn)兩市場(chǎng)達(dá)到期限對(duì)等，但對(duì)于本文在樣本期內(nèi)基于信息傳導(dǎo)效率的研究并不構(gòu)成實(shí)質(zhì)影響。因此，在利率市場(chǎng)化進(jìn)程中，利率錨的完善離不開利率期貨的發(fā)展，未來短期利率期貨的推出勢(shì)必將填補(bǔ)5年期國(guó)債期貨的短板，與剛剛推出的10年期國(guó)債期貨一并成為構(gòu)建中國(guó)市場(chǎng)化利率曲線的重要組成部分。

注：

1. 中央國(guó)債登記結(jié)算公司發(fā)布的標(biāo)準(zhǔn)期限為0月、1個(gè)月、2個(gè)月、3個(gè)月、6個(gè)月、9個(gè)月、1年、2年、3年、4年、5年、6年、7年、8年、9年、10年、15年、20年和30年。

作者單位：西南財(cái)經(jīng)大學(xué)

責(zé)任編輯：牛玉銳 劉穎

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