后金融危机时期我国黄金期货市场的日历效应分析

杨波　夏明明

摘要：文章选取2010～2014年上海黄金期货交易所黄金连续主力合约期货日收盘价数据，通过对后金融危机时期我国黄金期货市场的对数收益率的均值和波动的状况进行实证分析，判断我国黄金期货市场的日历效应。结果显示，我国黄金期货市场有显著的正的周一效应和负的周四效应。

关键词：黄金期货；主力连续合约；日历效应；GARCH模型

一、引言

2008年1月9日，黄金期货合约正式在上海期货交易所交易，期货市场的形成完善了我国黄金市场的结构，有利于发挥黄金期货作为资源配置工具的职能，有利于实现价格发现职能。2008年受美国次贷危机及全球金融海啸的影响，世界进入了下行周期，我国黄金期货市场也受此冲击。上海黄金期货交易所的黄金期指于2008年3月17日上涨达232.41点的高位后急剧下跌，于2008年7月22日在214.15点后又再次下跌。金融危机过后，全球经济复苏阶段，作为黄金现货市场补充的期货市场，其市场有效性如何？文章将通过对我国黄金期货市场的日历效应进行实证分析来判断我国黄金期货市场的有效性。针对上述现象进行深入的研究，不仅可以揭示我国黄金期货市场的有效性，还可以为市场参与者、投资者及监管部门提供有价值的信息，这对于正确认识我国黄金期货市场具有重要的理论意义。

关于期货市场的研究，国内外学者进行了大量的研究，得出了一些有意义的结论。然而，通过对大量文献的梳理，笔者发现在期货市场日历效应研究方面，以往需要先假定金融资产的日收益率误差序列满足正态分布假设，并且方差固定不变，然后再按照计量模型进行分析。然而实证表明，期货市场价格日收益序列具有“尖峰厚尾”效应，并且价格波动具有“集聚效应”与“长期记忆性”等特征，所以其统计分析结论可能存在一些质疑。笔者认为，应使用GARCH模型来描述我国黄金期货市场价格波动的方差的“集聚效应”及收益率序列的“尖峰厚尾”的特征。文章正是在已有相关文献的基础上，在后金融危机时代的特定背景下，应用GARCH模型来分析我国黄金期货市场的日历效应。

二、实证分析

（一）数据选取与处理

文章选取有代表性的上海黄金期货交易所2010年1月4日至2014年4月30日年黄金主力连续合约日收盘价数据为研究对象，剔除节假日不开盘、没有数据外，共1042个收盘价数据。Pt代表第t个黄金连续主力期货合约收盘价格，Pt-1代表第t-1个黄金主力连续期货合约收盘价格，用Rt表示黄金连续主力合约的收益率，对每个价格取对数来消除异方差行，考虑到取对数后作差可能数据会比较小，则用Rt=100（lnPt-ln Pt-1）来表示。另外，选择D1、D2、D3、D4、D5等5个虚拟变量分别代表星期一、二、三、四、五。

Di=1 表示该日为星期i

0 表示该日非星期i i=一，二，三，四

其中，当D1、D2、D3、D4都为零时表示星期五。本文应用Eviews6.0来进行分析。

（二）实证分析过程

对数收益率时间序列的描述性统计，其中RMO、RTU、RWE、RTH 、FR分别代表周一、二、三、四、五的对数收益率，通过应用eviews6.0，其结果如下：一周收益率分析结果中，周一收益率为0.034063，明显要高出其他日的收益率，其波动也较大，而每周周四的收益率最低，JB检验统计量的数值较大，其相应的p值较小，因此总体收益率及一周中各日的收益率分析拒绝原假设，即不为正态分布。通过对收益率序列的分布状况图分析可知：系列的Kurtosis统计量值为7.80468，大于3，因此较正态分布有尖峰；skewness统计量值为-0.613481，小于0，为左偏分布，说明该序列具有尖峰厚尾的特征；Jarque-Bera统计量值为1067.632，P值为0.00000，拒绝改对数收益率序列服从正态分布的假设。

通过对Rt序列的相关性检验可以发现，可能存在AR（16）阶自回归过程，考虑到回归过程的共线性现象，因此不加入截距项。剔除检验不显著的统计量，最终拟合均值方程的结果如下。

T统计量的值都标注在下方，可以看出在5%的显著性水平下方程中的各个自变量的都通过了检验，即各变量前面的系数显著地不为0，其中D1前面的系数为正，表明周一对黄金期货收益率存在正向的影响，而周四也有日历效应，但其对收益率的影响是负的。

通过收益率的ARCH效应检验，选择滞后3阶，利用ARCH-M检验， eviews结果中 F统计量=21.59993，其概率p值非常的小，从而表明检验辅助回归的方程中所有滞后残差平方项是联合显著的。Arch效应的检验统计量是Obs*R-squared，其值是61.16460，相应的伴随概率p非常的小，因此拒绝残差不存在ARCH效应的原假设，即认为残差平方序列存在ARCH效应。

（三）建立GARCH（1，1）模型来拟合收益率的波动情况

GARCH（1，1）模型如下。

均值方程的形式为R=C1D1+C2D4+C3AR（16）。

方差方程的形式为σt2=C4+C5ε2t-1+C7σ2t-1。

应用Eviews估计结果如表1所示。

然后，拟合后通过ARCH-LM检验发现模型已不存在显著的ARCH效应了，因而设定的模型是恰当的。综上所述，我国黄金期货市场存在比较明显的收益和波动的日历效应，因此我国期货市场并不是一个完全有效的市场。

三、结论及启示

通过对上述我国黄金期货市场连续主力合约的收益和波动的日历效应分析，结论显示，在后金融危机时期，中国黄金期货市场存在显著的正的周一日历效应和负的周四日历效应。这是因为国外黄金期货市场一般存在着正的周五效应，而我国黄金期货市场比欧美市场早一天交易完成，在国外周五交易完成的信息传到我国市场上时恰好是中国市场的周一开市，因此造成我国黄金期货市场的正的周一效应。一般来说，周五交易時为了回避周末的不确定性风险，所以黄金期货市场往往都会处于看空的状态，但与以往的研究不同的是，投资者现在对星期五的交易产生的看空状态有了一个提前的预期，这样一个预期的产生使得在周四就出现了看空状态，从而出现了负的日历效应。我国黄金期货市场存在比较明显的日历效应，并不是一个完全有效的市场。

参考文献：

[1]Edel Tully，Brian M Luccy.A power GARCH examination of thegoldmaket [J].Research in International Business and France，2007（02）.

[2]王兆才.中国黄金期货市场波动特征及风险研究[D].复旦大学，2012.

[3]刘莎莎.基于日历效应和厚尾分布的收益率波动性分析[D].河北大学，2010.

[4]华仁海.我国期货市场期货价格收益及条件波动方差的周日历效应研究[J].统计研究，2004（08）.

（作者单位：杨波，云南大学经济学院；夏明明，安徽财经大学）