中国期货市场弱势效率的实证研究——基于随机游走模型细分视角的研究

中国期货市场弱势效率的实证研究——基于随机游走模型细分视角的研究 中国期货市场弱势效率的实证研究——基 于随机游走模型细分视角的研究 第26卷第12期 2O07年12月工业技术经济Vlo1.26,No.12总第 170期 中国期货市场弱势效率的实证研究 —— 基于随机游走模型细分视角的研究 常明健徐强 (南京航空航天大学,南京210016) [摘要]根据三种随机游走模型假设条件的不同,将期货市场的弱势效率进行细分, 并应用相 应的检验方法对其进行了检验.经检验发现,我国铜和铝期货市场均已达到弱势有 效,但弱势效率较 低;而大豆和小麦期货市场还未达到弱势有效. [关键词]期货市场弱势有效随机游走 [中图分类号]F830.9[文献标识码]A 市场有效性问题基本是一个实证问题.从实证检验 结果来看,普遍认为美国等发达期货市场已经达到弱势 有效.作为新兴期货市场的中国期货市场,由于其发展 历程较短,与发达的期货市场相比,在许多方面尚存在 一 定的差距,因此,对我国期货市场有效性的研究主要 围绕市场弱势有效性进行.国内学术界对于我国期货市 场是否已经达到弱势有效的问题进行了不少研究,其研 究结果尚存不同见解,造成分歧的主要原因是检验方法 和样本区间的不同. 在利用期货价格加权平均价构建价格时间序列的基 础上,本文首先对检验期货市场有效性的随机游走模型 进行了比较和细分,并利用合适的方法检验了各随机游 走模型所代表的市场有效程度. l随机游走模型的细分 期货市场的价格弱势有效性可以用如下的随机游走 模型来描述: Pt=fl+Pt一1+el,其中,fl是价格变化的期望,El为 误差项,也称为"增量",是一个随机变量. 根据对,t的不同假定,可以将随机游走分为三种不 同的形式(JohnY.Campbell,Andreww.Lo和A.Crag 1Vmekinlay1997): 随机游走模型I(RWI)——独立同分布增量 (IndependentlyandIdenticallyDistributed,简称riD)过程, 在这种状态下,,t服从皿(0,o2).这是要求最为严格 的一种随机游走性是,该过程意味着增量不相关,增量 的任意非线性函数也不相关,其经济含义是期货价格的 变化不相关,且价格变化的任意非线性函数也不相关. 随机游走模型?(RW?)——独立增量过程.该随 机游走模型假设不像RWI模型那样严格,它的假设为: ,是独立,但分布不一定相同.该过程意味着增量不相 收稿日期:2O07—1O一17 — 88一 关,但可以是非同分布和异方差. 随机游走模型IlI(rtWIlI)——非独立且不相关增量 过程.这是随机游走最弱的一种形式,它只要求el不相 关,即只要求Coy(,B,)=0,s?m,体现在经济上即 意味着收益率序列不相关但不独立. 对比三种随机游走模型的假定条件可以发现,RWI 的设定最为严格,而Rw?最弱,RWI和RW?是rtwIlI 的特例,但三种模型都要求增量的方差必须是时间段的 线性函数. 由于三种随机游走模型的假定条件不同,因此,其 反应出的期货市场的弱势有效程度也是不同的.条件要 求越高越严格,反应到期货市场上就越难以得到满足, 其检验结果的可靠性和检验效率也就越低.RWI既要求 增量序列是独立的又是同分布的,该条件在金融市场中 是最难得到满足的,其反应出的弱势效率也是最低的, 我们称RWI所代表的弱势有效性为市场弱势有效I, 它是期货市场有效和无效的分水岭;RWII的条件较RW I的条件宽松一些,它不要求增量同分布,也可以是异 方差的,因此,用RWII来检验期货市场有效性所得到 的弱势效率比用RWI检验所得到的弱势效率要高,我 们称Rw?所代表的弱势有效性为市场弱势有效II;而 RW?所表达的弱势效率是最高的,因为非独立但不相关 增量过程的随机游走含义是最弱的随机游走形式,用这 种随机游走形式就能检验出的弱势效率自然是最高的, 我们称之为期货市场弱势有效?.达到弱势有效I是达 到弱势有效?的充分必要条件,达到弱势有效?是达到 弱势有效?的充分必要条件. 在对期货市场有效性的检验过程中,检验方法的选 取异常重要.通过对比可以发现,三种随机游走模型都 要求增量的变化不相关,利用序列相关性检验似乎可以 第26卷第12期 200r7年12月工业技术经济Vo1.26,No.12总第 170期 在一定程度上说明期货市场是否已经达到弱势有效,这 也是以往的研究中较多利用序列相关性进行实证研究的 原因.但是,序列相关性 分析 定性数据统计分析pdf销售业绩分析模板建筑结构震害分析销售进度分析表京东商城竞争战略分析 依赖于两个假定,一是时 间序列必须具有方差稳定性;二是时间序列必须是线性 的.当这两个假定不满足时,序列相关性分析得出的结 论可能不是正确的.而这两个假定却是相当严格的,金 融资产的收益率序列一般都表现出非线性和方差非稳定 性的特征,如对股票的收益率序列建模时,其随机扰动 项往往在较大幅度波动后面伴随着较大幅度的波动,在 较小幅度波动后面紧接着较小幅度的波动,时间序列可 能表现为ARCH或GARCH的类型.因此,需要根据三种 随机游走模型的假定条件寻找适合的检验方法. 由于独立同分布并非某一特定 参数 转速和进给参数表a氧化沟运行参数高温蒸汽处理医疗废物pid参数自整定算法口腔医院集中消毒供应 分布族的随机变 量,因此,对RWI的检验多为非参数检验.最常用的 检验RWI的非参数检验方法为游程检验.RW11的检验 多采用滤波器法则进行检验,如过滤嘴检验和技术分析 检验等.对RW?的检验应该较为慎重,因为涉及期货 市场收益率序列的分布特征.在对RW?进行检验时, 首先应对时间序列的分布特征进行检验,检验收益率序 列是否为非线性的.如果是非线性的,则可以选择 GARCH模型,重标极差(a/s)分析,混合发散跳跃过 程模型及方差比率,马尔可夫过程分析等. 2样本选取和实证检验 2.1样本选取 截至2007年9月,我国三大商品期货交易所的期货 品种已达22种之多,但真正有影响的,最为活跃的是涵 盖金属期货和农产品期货的SHFE铜和铝,DCE大豆及 .因此,本文选取铜,铝,大豆一号和硬小麦 ZCE硬麦 四个期货合约作为研究对象.为了克服期货合约不连续 的问题,本文将每个品种各流通合约在某个交易日的收 盘价按照其交易量加权平均得到加权平均价,这样构建 的价格时间序列的不仅在价格上具有连续性,而且在时 间上亦具有较强的连续性,能够更多地反映进入期货市 场的信息对期货价格的影响.本文所用的数据中,铜和 铝期货的每日加权平均价来自上海金属交易所网站,小 麦和大豆的每日加权平均价由笔者本人处理得到.各品 种样本区间为2002年1月——200r7年7月,共1350个观 测值,可以满足检验中大样本的要求. 2.2实证检验 根据对弱势有效程度的划分,首先检验期货价格弱 势有效I,如果弱势有效I成立,再进行弱势有效?和 弱势有效?,否则,不进行后两项的工作.检验方法分 别为:游程检验,MACD技术分析检验和R/S分形检验. 2.2.1游程检验 游程检验是一种研究某一时间序列观察值中非随机 性趋势出现情况的统计分析工具,它将连续若干个具有 相同符号的价格变动zxv,连在一起. zxv,=Pl—Pt一1 对于一个时间序列,当连续出现若干个z3Pt>0时, 称为一个正游程;负游程和零游程以此类推. 令rl,r2,r3分别表示正游程,负游程和零游程的个 数,nl,n2,n3分别表示期货价格变动z3Pt为正,负和零 的个数,则游程总数r=rl+r2+r3,zxv,的总个数n=nl+ n2+n3.当n很大时随机变量r近似的服从正态分布N (j上,a2). 构造统计量Z=(r一)/a 其中,为r的期望值,62为r的方差,和62的计 算公式如下: 3 =n+1一?n2/ni=1 ?n2(?n}+n2+n)一2n?一n3 62=且—且—厂L n一n. 在显着性水平为5%时,z的临界值为1.96,如果z 值在(一1.96,1.96)之间,则接受期货价格的变动无 相关性的假设;否则,认为期货价格的变动具有相关性. 表1游程检验结果 期货品种总游程数Z值P值 铜676O.3230.747 铝666—0.513O.6o8 大豆7654.899O 小麦7765.541O 表1为利用SPSSl1.0进行游程检验的结果.由检验 结果可知,在显着性水平为5%时,接受铜和铝期货价 格的变动无相关性的假设,铜和铝期货市场已经达到弱 势有效I,有必要进行弱势有效?和弱势有效?的检验; 而大豆和小麦期货价格时间序列游程检验的Z值均落在 (一1.96,1.96)区间之外,因此,可以断定大豆和小麦 期货价格的变动具有一定的相关性,大豆和小麦期货市 场还未达到弱势有效I,也就没有必要进行弱势有效? 和弱势有效?的检验了. 2.2.2MACD技术分析检验 利用技术分析方法来检验市场有效性的原理是,当 市场有效时,运用任何技术分析方法都不可能获得超额 受益,因为技术分析试图通过历史数据来预测未来价格 走势,而在有效市场中,当前的价格己经反映了历史价 格信息,未来价格是不可预测的.如果利用技术分析方 法可以获得超额收益,那么市场就是无效的,反之,市 场就是有效的. 无论是股票市场还是期货市场,技术分析的方法有 很多,本文只利用MACD指标构建了一个简单的交易策 一 89— 第26卷第12期 20O7年12月工业技术经济Vo1.26,No.12总第 170期 略来检验期货市场的有效性.按照惯例MACD各指标的 计算过程如下: 11 tufA(12)=素Pt+嚣m(12)l-1; ,'C tufA(26)=Pl+tufA(26)一l; DIF=m(12)一m(26); ,'o DEA~0DIF,~0DIF,一I 当DIF向上突破DEA时是买入信号(称为金叉), 当DIF向下跌破DEA时是卖出信号(称为死叉).本文 进行技术分析检验的策略为:当判断出金叉点(死叉点) 时,则在该交易日后的那个交易日买入(卖出)市场上 交易最活跃且距交割日有较长时间的一份合约开仓做多 (做空),在随后的死叉点(金叉点)平仓了结该合约, 并在此时开立一份新合约做空(做多),如此循环.完成 一 次交易(开仓——平仓)计算一次收益(不计交易成 本),将收益累加到累计收益. 由表2的检验结果可知,利用本文构建的检验交易 策略,在铜和铝期货市场上均能获得较高的超额收益, 因此,可以拒绝铜和铝期货市场达到弱势有效?的假设. 表2MACD检验结果 期货品种累计收益(元/吨)交易次数 铜6515365(3o) 铝717173(53) 注:括号内表示形成正收益的次数 2.2.3非线性过程检验 我们选用重标极差分析法(RescaledPts~eAnalysis, R/s)来进行非线检验,该模型属于分形学,它通过计 算样本的极差和 标准 excel标准偏差excel标准偏差函数exl标准差函数国标检验抽样标准表免费下载红头文件格式标准下载 差,从而比较期货价格时间序列的 相关性.Mandelbrot在1972年首次将R/S分析应用于美 国证券市场,分析股票收益的变化.此后不少学者致力 于这方面的研究,并证明Mandelbrot的这一建议不仅是 可行的,而且对资本市场的研究相当有益. 下面简要说明这一方法的分析过程: (1)将收益率序列{rl,r2,…,rm}分为连续,不 重叠且长度为n的A个子区间,此时将元素标为rka,k =1,2,3,…,n;a--1,2,3,…,A (2)对每一子区间段分别计算其均值-l和标准差sl 和累积均值离差xh — ra=i1 厂?——————一 = ?{(一) )(h=?(一),k=1,23",n 一 90 (3)计算极差和重标极差(R/s) = n ()(h)一n:I()(h),(R/s)=1A 4)对于一系列不同的n值,以lDg(n)为自变量, 以l0g(R/S)为因变量做回归分析: log(R/S)=log(c)+Hlog(n),且O?H?1. 当H=0.5时,标志着这个收益率序列是随机的,期 货价格的变化不存在相关性;当O?H?O.5时,收益率 序列具有负相关性;而当0<H?1时,嫩益率序列是正 相关的. 表3R/S检验结果 期货品种l0g(c)H值t统计两R-sq[1lared 铜O.}53llO.1『7855.o76633O.9c;264{B 铝0.413455O.17.585.791493O.915493 由于R/S检验计算较为复杂繁琐,因此,可以利用 Matlab软件编程处理,表3为铜和铝期货R/S检验结果. 由检验结果可知,铜和铝期货的H值均小于O.5,因此, 可以断定铜和铝期货价格的变动具有负相关性,不是随 机游走的,也就是说铜和铝期货市场均没有达到弱势有 效?. 3结论 本文在对随机游走模型细分的基础上,分别应用适 当的检验方法对我国铜,铝,大豆和小麦期货市场进行 了弱势效率检验.研究表明,我国铜和铝期货市场均已 经达到了弱势有效,但仅仅达到了弱势有效I,而没有 达到弱势有效?和弱势有效?,弱势效率较低;而大豆 和小麦期货市场没有通过弱势有效I的检验,说明大豆 和小麦期货市场还未曾达到弱势有效,市场效率比铜和 铝期货市场相对较低. 参考文献 1.王晓芳,刘凤根.中国证券市场弱势效率的实证 检验[J].统计与决策,20O7,(1):104—106 2.张小艳,张宗成.期货市场有效性理论与实证检 验[J].中国管理科学,2005,(6):1—5 3.程淑芳.我国期货市场有效性的实证检验[J]. 统计观察,2006,(3):87—88 4.王军慈,张艳丽.分形理论与期货市场有效性 [J].商丘职业技术学院,2006,(3):48—49 作者简介常明健,南京航空航天大学工商管理系技术 经济及管理专业硕士研究生.研究方向:金融投资技术 径济.徐强,南京航空航天大学金融系主任,教授.