論文摘要：年4月16日，投資者期待已久的滬深300股指期貨迎來上市交易，A股市場從此步入雙邊時代。本文擬通過在對國內(nèi)外靜、動態(tài)套期保值理論發(fā)展進(jìn)行闡述的基礎(chǔ)上，采用img1系數(shù)來動態(tài)估計股指期貨套期保值比率，并利用封閉式基金基金鴻陽與滬深300股指期貨市場數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，分析動態(tài)最優(yōu)套期保值比率的估計和套期保值的有效性。
論文關(guān)鍵詞：滬深,股指期貨,動態(tài)套期保值,最優(yōu)套期保值比率
　　一、引言
　　股指期貨（StockIndexFutures）的全稱是股票價格指數(shù)期貨，是指以股價指數(shù)為標(biāo)的物的標(biāo)準(zhǔn)化期貨合約，雙方約定在未來的某個特定日期，可以按照事先確定的股價指數(shù)的大小，進(jìn)行期貨合約的買賣。
　　1982年2月，美國堪薩斯期貨交易所(KCBT)推出價值線綜合指數(shù)期貨，成為世界上第一只股指期貨。美國股指期貨的推出，帶動了英國、香港、日本、韓國、印度等國家和地區(qū)股指期貨的相繼誕生。自股指期貨推出以來，其強大的價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能令市場趨之若鶩，其成交也日益活躍，成為各國和地區(qū)金融市場上極為重要的金融衍生品。大量事實早已證明，運用股指期貨進(jìn)行有效的套期保值是推動衍生品市場正常運行的首要動力。
　　2010年4月16日，我國的股指期貨在經(jīng)歷了3年多的仿真交易后，終于迎來正式上市交易。股指期貨的套期保值功能是其最主要的功能，而股指期貨的動態(tài)套期保值完善了靜態(tài)套期保值所存在的不足，減少了靜態(tài)套期保值不能規(guī)避的基差變動風(fēng)險，提高了套期保值的效果，有利于完善資本市場功能與體系，增強我國資本市場的國際競爭力，對我國證券市場的長遠(yuǎn)健康發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。
　　二、文獻(xiàn)綜述
　　國外關(guān)于最優(yōu)套期保值比率的研究歷史悠久，并且經(jīng)歷了一個從靜態(tài)到動態(tài)的變化過程。Johnson(1960)、Stein(1961)在方差最小化理論下，最早提出了商品期貨最優(yōu)套期保值比率，并給出了用最小二乘法回歸模型估計最優(yōu)套期保值比率的計算公式。Thompson和Bond(1985)研究認(rèn)為，方差最小化套期保值比率應(yīng)該根據(jù)現(xiàn)貨和期貨價格預(yù)期水平以及最終基差水平而進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整。BollerSlev（1986）提出了GARCH模型，GARCH模型考慮了金融時間序列的動態(tài)波動特征，因而可以得出動態(tài)的最優(yōu)套期保值比率。此后研究對套期保值比率大都使用GARCH模型來估計時變的套期保值比率。Yang&Allen（2004）利用靜態(tài)和動態(tài)的四種不同的模型對澳大利亞所有的普通股票價格指數(shù)和相應(yīng)的指數(shù)期貨合約進(jìn)行研究，然后基于兩種不同的分析方法風(fēng)險收益分析法和最大效用分析法，利用事后的（樣本內(nèi)）和事前的（樣本外）數(shù)據(jù)樣本對四種模型估計出來的套期保值比率的有效性進(jìn)行比較后發(fā)現(xiàn)，基于動態(tài)時變的多元變量GARCH模型的套期保值比率的有效性較高。
　　國內(nèi)方面，吳沖鋒、錢宏偉等(1998)利用上海期貨交易所期銅數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，通過對各個套期保值比率估計模型以及套期保值效果的比較，結(jié)論認(rèn)為風(fēng)險最小化條件下套期保值比率大于傳統(tǒng)套期保值比率。梁朝暉(2006)運用上海期貨交易所期銅合約數(shù)據(jù)，計算分析了普通最小二乘法回歸模型、誤差修正模型和多元GARCH模型在計算最優(yōu)套期保值比率方面的效果，結(jié)果表明國內(nèi)市場不能很好實現(xiàn)價格發(fā)現(xiàn)功能，套期保值效果有限。
　　國外許多學(xué)者在經(jīng)歷了靜態(tài)套期保值比率的研究后發(fā)現(xiàn)，靜態(tài)套期保值由于不能規(guī)避基差變動風(fēng)險，故影響了其套期保值的有效性，此后基于GARCH模型或GARCH模型的拓展模型，許多學(xué)者提出了不同的估計動態(tài)時變的最優(yōu)套期保值比率的策略，經(jīng)過實證研究發(fā)現(xiàn)，動態(tài)套期保值策略顯著提高了套期保值的有效性，而國內(nèi)的相關(guān)研究則顯得較為滯后，并且多以商品期貨市場為研究對象。
　　三、模型設(shè)計
　　本文擬采用封閉式基金基金鴻陽（184728）與滬深300股指期貨進(jìn)行套期保值，并采取買入基金鴻陽、賣出滬深300股指期貨的方式進(jìn)行套期保值操作，為計算方便，忽略進(jìn)行買賣操作時的手續(xù)費及沖擊成本等。
　　1.選取一定交易區(qū)間的日收盤數(shù)據(jù)，分別計算出基金鴻陽和滬深300股指期貨的日收益率，然后以基金鴻陽的日收益率數(shù)據(jù)序列為因變量，以滬深300股指期貨的日收益率數(shù)據(jù)序列為自變量進(jìn)行簡單回歸分析，并對殘差項進(jìn)行自相關(guān)性和異方差性檢驗。若殘差項不存在自相關(guān)和異方差性，則采用OLS線性回歸模型計算相應(yīng)的、及對應(yīng)的P值；若殘差項存在自相關(guān)或異方差性，則采用GARCH模型計算相應(yīng)的、及對應(yīng)的P值。
　　2.根據(jù)動態(tài)計算滬深300股指期貨合約的賣出張數(shù)，為計算方便，本文采用股指期貨合約當(dāng)月連續(xù)數(shù)據(jù)進(jìn)行計算。式中為第i期股指期貨合約的賣出張數(shù)，為所買入的基金鴻陽第i期的價值，為期貨合約第i期的價值。
　　3.當(dāng)套期保值結(jié)束后計算動態(tài)套期保值的保值效果。
　　0
　　
　　其中，表示基金鴻陽的收益率，表示基金鴻陽的方差，表示第i期最優(yōu)套期保值比率，表示基金鴻陽與滬深300股指期貨的相關(guān)系數(shù)，表示套期保值的收益率，表示滬深300股指期貨的收益率，表示套期保值的方差。套期保值的有效性用HE表示如下：
　　
　　四、實證研究
　　鑒于國內(nèi)股指期貨于2010年4月16日才正式上市交易，故本文截取2010年4月16日-2010年6月11日的基金鴻陽與滬深300股指期貨日收盤數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究。
　　1.通過相關(guān)性分析可知，在這一時間段內(nèi)，基金鴻陽與滬深300股指期貨日收盤價格的相關(guān)系數(shù)為0.9808，將其收盤價格變換成日收益率數(shù)據(jù)序列時，其相關(guān)系數(shù)為0.9011，可見基金鴻陽與滬深300股指期貨存在著較高的相關(guān)性。
　　

	基金鴻陽	滬深300股指期貨
基金鴻陽	1
滬深300股指期貨	0.980796	1

　　表1：基金鴻陽與滬深300股指期貨日收盤價相關(guān)系數(shù)
　　

	基金鴻陽	滬深300股指期貨
基金鴻陽	1
滬深300股指期貨	0.901111	1

　　表2：基金鴻陽與滬深300股指期貨日收益率數(shù)據(jù)序列相關(guān)系數(shù)
　　2.對基金鴻陽和滬深300股指期貨的日收益率數(shù)據(jù)序列進(jìn)行簡單回歸分析后結(jié)果為：
　　
　　(-0.0220)(12.6416)
　　=0.812002F=159.8101（p=0.0000）D-W=2.506815(p=0.3021)
　　由于模型的=0.812002，F(xiàn)=159.8101，對應(yīng)的P值小于0.0001.，可見模型參數(shù)檢驗顯著性較高；模型殘差項的D-W統(tǒng)計量為2.506815，對應(yīng)的P值為0.3021，說明殘差項不存在自相關(guān)性。
　　3.為避免股指期貨上市初期的影響，本文假設(shè)自2010年5月28日以收盤價買入1000萬份基金鴻陽，并根據(jù)值計算和賣出對應(yīng)張數(shù)的期貨合約，自2010年5月31日至2010年6月11日期間每日進(jìn)行套期保值操作，具體套期保值結(jié)果如下：
　　

日期		N	未采取套期保值的基金持有價值	采取套期保值后的持倉價值
2010-5-28	0.451381	16	6120000	6120000
2010-5-31	0.454571	16	6030000	6381360
2010-6-1	0.454079	16	6010000	6505360
2010-6-2	0.454961	16	6030000	6456240
2010-6-3	0.455342	17	5990000	6561080
2010-6-4	0.453191	16	5980000	6488680
2010-6-7	0.454918	17	5910000	6698160
2010-6-8	0.453085	16	5910000	6610800
2010-6-9	0.482289	18	6080000	6433040
2010-6-10	0.482726	18	6030000	6486720
2010-6-11	0.483218	18	6040000	6517240

　　表3：套期保值具體結(jié)果
　　套期保值效果如下表：
　　

	絕對收益	相對收益	套期保值效果
未套期保值	-90000	-1.47%	0
套期保值	397240	6.49%	81.2%

表4：套期保值效果
　　結(jié)論：在未采取套期保值的情況下，所持有的基金倉位虧損90000元，對應(yīng)的收益率為-1.47；而采取套期保值后，所持有的資產(chǎn)獲得了397240元的絕對收益，收益率為6.49%，套期保值效果為81.2%，獲得了較高的套期保值效果，但是由于本文未考慮采取動態(tài)套期保值所帶來的手續(xù)費和沖擊成本等費用，故實際套期保值效果將低于現(xiàn)有結(jié)論。
參考文獻(xiàn)
1 Johnson,L.L. The Theory of Hedging and Speculation in Commodity Futures[J].Review of Economic Studies,1960(27):139-151.
2 Stein,J.The Simultaneous Determination Of Spot and Futures Prices [J].American Economic Review,1961(51):1012-1025.
3 Bond,G.E.,S.R.,Thompson & J.A.,Geldard. Basis Risk and Hedging Strategies for Australian Wheat Exports[J].Australian Journa1 ofAgricultural Economics,1985(29):199-209.
4 Bollerslev,Tim. Generalized Autoregressive Conditional Heteroskedasticity[J]. Journal of Econometrics,1986:307-327.
5 Yang W. , D.E. Allen. Multivariate GARCH Hedge Ratios and Hedging Effectiveness in Australian Futures Markets[J].Accounting and Finance,2004(45):301-321.
6 吳沖鋒,錢宏偉.期貨套期保值理論與實證研究(I)[J].系統(tǒng)工程理論方法應(yīng)用, 1998(04).
7 梁朝暉,張維,王志強.套期保值計算模型在中國市場的有效性[J].天津大學(xué)學(xué)報,2006(S1).