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一、在利率市場化進程中國債期貨的功能

（一）利用國債期貨規避利率波動風險國債期貨作為最成熟的利率期貨，起源于20世紀70年代中期美國利率市場化過程中對規避利率風險的需求，美國國債期貨的推出對其利率市場化的完成起到了積極的推動作用。目前，國債期貨已是全球最重要的利率風險管理工具之一，其規避利率風險的功能，是以在國債現貨和期貨市場之間進行套期保值交易作為手段來實現的。利用國債期貨進行套期保值的基本原理是：國債期貨價格與其標的資產現貨價格在同一時空內受相同經濟因素的影響和制約，因而一般情況下兩個市場的價格變動趨勢和方向具有一致性，只是波動幅度可能有所差異。套期保值就是利用兩個市場的這種價格關系，同時在期貨市場和現貨市場做相反方向的買賣，用一個市場的盈利彌補另一個市場的虧損，從而達到規避因為利率波動造成的國債現貨價格風險的目的。另外，當期貨合約臨近交割時，現貨價格與期貨價格趨于一致，二者的基差接近于零。兩個市場在最終價格上的“趨合性”也使套期保值交易行之有效。

（二）利用國債期貨尋找基準利率收益率曲線基準利率收益率曲線作為資本市場中各種金融資產的定價基礎，是利率市場化的核心。根據發達國家資本市場的經驗，他們通常以國債收益率作為基準利率，并由不同期限的基準利率構建基準利率收益率曲線。但是僅僅依靠國債現貨市場形成基準利率收益率曲線是有很大缺陷的，而國債期貨市場具有交易合約標準化、交易成本最小化、交易集中化的特點，以及國債期貨市場具有很高的透明度和極高的流動性，這些都彌補了國債現貨市場的不足，從而可以通過國債期貨交易發現未來某一時間國債現貨的價格，使國債期貨市場對國債現貨市場具有價格發現功能，在國債收益率的形成過程中起引導作用。因為國債期貨市場的公開、公平、公正、高效、競爭的交易機制，逐漸促進國債市場形成具有真實性、預期性、連續性和權威性的國債收益率體系，并以此構建出市場化的基準利率收益率曲線。

二、中國國債期貨核心功能發揮的實證檢驗

從2013年9月6日國債期貨上市以來的交易情況來看，上市之初短暫的交易活躍之后即遭遇冷場，但是大跌之后逐漸反彈，交易日漸活躍，各合約的交易量和持倉量穩步增加。國債期貨的平穩運行和功能發揮直接影響其對利率市場化的作用和影響，并且關系到國債期貨自身的成敗。本部分基于國債期貨上市以來的數據對國債期貨規避利率風險和價格發現的功能發揮進行實證分析。

（一）數據樣本的選擇及描述1.數據選擇及說明本文采用中債國債5~7年全價指數的日收盤價作為現貨數據，采用由國債期貨各主力合約構造的連續日收盤價序列作為期貨數據。現貨和期貨的樣本區間為2013年9月6日到2014年8月14日。剔除其中非期現貨共同交易日期的樣本點，共有228個樣本點。對于因節假日暫停交易導致的缺失數據，采用“等差數列填補法”進行處理來填補缺失的數據，從而在最大限度不影響數據趨勢的情況下，使交易數據成為滿足每周5個交易日的規則數據序列，處理后的數據擴充為245個樣本點。數據均來源于Wind資訊，計量分析軟件為Eviews6.0。國債期貨和現貨的日收盤價格分別用F、S表示，為消除時間序列可能存在的異方差，本文對國債期貨和現貨的收盤價取自然對數，以LF、LS分別表示期貨和現貨價格的對數值序列，即LF=lnF，LS=lnS。并分別對LF、LS取差分，即期貨對數收益DLF=lnFt-lnFt-1，現貨對數收益率DLS=lnSt-lnSt-1。2.數據序列的基本統計量描述首先對要研究的期貨和現貨的價格序列和收益率序列進行一個基本特征的統計（見表1）。從表1可以看出5年期國債期貨收益率的均值小于對應的現貨，但是收益率的標準差大于現貨，即期貨收益率的波動要大于現貨收益率的波動，這可能是由于期貨的交易費用比較低，對市場信息反應比較靈敏所致。另外，從J-B統計量可以看出期現貨的價格序列和收益率序列均拒絕正態分布的原假設。3.數據序列的相關性分析現貨和期貨價格的相關程度越高，兩者的引導關系就越顯著，套期保值的效果也越好。本文所選期、現貨的價格走勢圖如圖1所示。從圖1可以看出中債國債5~7年全價指數與5年期國債期貨價格長期走勢非常一致。其中，d軈為dt的算術平均值，TE越小說明兩序列的走勢越相似。經計算，樣本區間內，中債國債5~7年全價指數和5年期國債期貨的跟蹤誤差值僅為0.001608，說明二者有很高的相關度。另外，中債國債5~7年全價指數和5年期國債期貨的價格序列相關系數為0.845054，收益率相關系數為0.642394。綜上，走勢圖和兩個相關性指標均表明所選擇的現貨數據和期貨數據具有很高的相關性。

（二）國債期貨價格發現功能的實證分析國債期貨價格發現功能體現為在價格形成過程中國債期貨是否領先國債現貨，從而對國債現貨市場未來價格形成起到預測和引導作用。本文采用Johansen協整檢驗、Granger因果檢驗以及向量誤差修正（VEC）模型來實證分析中國國債期貨價格與國債現貨價格間的這種引導關系（華仁海，2005），在此基礎上，進一步采用方差分解的方法分析出在價格引導的過程中國債期貨和現貨的貢獻度。1.單位根檢驗和協整檢驗為了檢驗所選取數據序列的平穩性，首先采用ADF檢驗對數據序列進行單位根檢驗，結論如表2所示。從表2可以看出，國債期貨和現貨的對數價格序列在5%的顯著水平接受有單位根的原假設，即對數化后的數據序列是非平穩的。而兩個對數收益率序列都在1%的顯著水平拒絕原假設，說明一階差分后的兩個數據序列都是平穩序列。單位根檢驗的結果表明，國債期貨和現貨價格的對數值序列都是一階單整即Ι（1）的，符合協整關系檢驗的前提條件，因為協整的序列必須是同階單整的。所以，接下來對國債期貨和現貨的對數價列做協整檢驗，本文采用基于回歸系數的Jo-hansen協整檢驗法，結果如表3所示。協整檢驗的結果表明，國債期貨和現貨的對數價格序列在5%顯著水平存在長期穩定的協整關系。可見在短時間內，國債期貨和國債現貨的價格之間可能偏離均衡狀態，但從長期來看，自國債期貨推出至今它們之間已經形成了長期的均衡關系。2.格蘭杰因果檢驗格蘭杰定理表明，存在協整關系的變量至少存在一個方向上的格蘭杰因果關系。因為國債期貨和現貨價格序列存在一個協整關系，所以可以直接對期現貨價格序列做格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表4所示。格蘭杰因果檢驗結果表明，在滯后1期時，在10%的顯著水平都無法拒絕國債期貨價格和現貨價格互不為格蘭杰原因的原假設。在滯后2、3、4期時，在1%的顯著水平國債期貨價格是國債現貨價格的格蘭杰原因。在滯后2期時，在10%的顯著水平國債現貨價格仍不是國債期貨價格的格蘭杰原因。在滯后3、4期時，在5%的顯著水平國債現貨價格也是國債期貨價格的格蘭杰原因。因此，國債期貨價格和國債現貨價格之間存在雙向Granger引導關系，其中國債期貨價格對現貨價格的引導關系更加顯著。3.向量誤差修正模型因為協整檢驗說明了國債期貨價格序列和現貨價格序列之間存在長期均衡關系，所以可以進一步通過向量誤差修正模型來研究國債期貨價格與現貨價格之間的相互引導關系，對二者之間由短期的偏離向長期均衡的調節過程進行分析，從而可以從長期和短期兩個方面來刻畫國債期貨價格和現貨價格之間的動態關系。由VECM模型估計結果可知，從長期來看，國債期貨和現貨的誤差修正項調整系數均為負，符合負向調節機制。而且期貨的調整系數在1%的顯著性水平顯著，另外期貨的調整系數絕對值比現貨的調整系數絕對值相對較大，這說明在系統偏離長期均衡狀態時，期貨市場對非均衡狀態的反應更為靈敏，調整的速度更快。從短期來看，方程式（1）中D［LF（-1）］和D［LS（-2）］的系數都在1%的顯著性水平顯著，說明期貨價格存在自相關性，也說明現貨價格Granger引導期貨價格。方程式（2）中D［LF（-1）］、D［LS（-1）］和D［LS（-2）］的系數均統計顯著，說明現貨價格存在很強的自相關，也說明期貨價格Granger引導現貨價格。圖2國債期現貨價格方差分解結果綜上可得，在長期中國債期貨市場比現貨市場更快回到均衡狀態，在短期中國債期貨價格與現貨價格之間存在雙向的Granger因果關系。4.方差分解為了進一步分析國債期貨和現貨在價格形成過程中的相互作用過程和各自的貢獻度，本文運用方差分解的方法進行分析（見圖2）。由方差分解的結果可知，在國債期貨的價格形成過程中，更多地受到自身的影響，雖然貢獻率逐漸遞減，但是在10個交易日時仍保持在98.34%，而國債現貨對其的影響非常小，在第10個交易日時也只達到1.66%。在國債現貨的價格形成過程中，開始時自身的貢獻率為56.45%，稍占優勢，但是國債期貨對其貢獻率逐漸增高，且很快超過現貨對其自身的影響，在第10個交易日時達到66.7%，超過現貨自身的影響。綜上，雖然國債期貨價格和現貨價格存在雙向Granger引導關系，但是在價格形成過程中，國債期貨的價格發現能力更強，起主要引導作用。

（三）國債期貨規避利率風險功能的實證分析國債期貨作為利率期貨其規避利率風險的功能體現在投資者利用國債期貨為其持有的國債現貨資產進行套期保值的效果。最優套期保值率記為h*，直接決定套保操作所買賣的期貨合約數目，進而影響套期保值的效果。所以合理測算h*是不同套期保值模型的共同目的，也是套期保值成功的關鍵。由于傳統的套期保值理論忽略了基差波動的風險，認為h*為1，這在現實中是不合適的，所以本文沒有采用。本文先是采用普通最小二乘法（OLS）模型和向量自回歸（VAR）模型這兩種靜態套期保值模型計算出最優套期保值比率h*（方世健、桂玲、吳博，2008），然后再基于風險最小化原則對套期保值的績效做出評價。本部分設定2014年8月1日到2014年8月14日這10個交易日為樣本外，之前的235個樣本點為樣本內。1.普通最小二乘法（OLS）模型OLS模型由Johnson（1960）提出，之后Ederington（1979）等研究者都將這一模型應用于套期保值的實證分析中。該模型認為一定時期內，現貨收益率和期貨收益率呈線性關系。式（3）中，ΔSt、ΔFt分別表示采用套期保值的現貨和期貨的對數收益率。通過將現貨對數收益率對期貨對數收益率進行普通最小二乘（OLS）回歸估計線性模型的斜率β，該斜率即代表了最佳套期保值 率h*。本文以中債國債5~7年全價指數的對數收益率DLS為被解釋變量，以5年期國債期貨的對數收益率DLF為解釋變量，建立基于OLS的線性回歸模型，結果如表5所示。首先，根據信息準則AIC和SC確定VAR模型的滯后階數為2。建立中債國債5~7年全價指數與國債期貨數據序列的二元VAR（2）模型，參數估計結果如表6所示。由VAR（2）模型的殘差序列的協方差矩陣可知，式（6）中的Cov（εst，εft）為1.70e-06，Va（rεft）為4.32e-06。由式（6）計算的最優套期保值率h*=1.70e-06/4.32e-06=0.393519。3.套期保值的績效評價求解出最優套期保值率h*并按照其對現貨資產進行套期保值后的資產組合是由套期保值工具（期貨合約）和其所保護的資產（現貨資產）所組成的一個新的資產組合，其對數收益率可表示為：套期保值前的資產組合即現貨組合的對數收益率表示為：基于風險最小化原則的套期保值績效評價，即根據Markowitz（1952）資產組合理論對跨期貨、現貨兩市場的資產組合尋求固定收益下的最小風險。令σ2u=Va（rru）表示套期保值前現貨組合對數收益率的方差，σ2h=Va（rrh）表示套期保值后資產組合對數收益率的方差。所以，風險最小化原則就是使rh的方差比套保前現貨組合收益率ru的方差減少程度最大。套保績效HE越大說明套期保值的效果越好。根據以上套保績效評價方法計算出各套保模型的績效，結果如表7所示。由表7的套保績效可知，樣本內數據利用OLS模型進行套期保值的效果略優于利用VAR模型進行套保的效果，規避資產組合所面臨的利率率達到42%。但對于樣本外數據，運用OLS模型套期保值失效，而VAR模型套保績效也幾乎為零。原因主要是在樣本外時段即2014年8月1日到2014年8月14日期間，國債期貨價格走勢與國債現貨明顯背離，國債期貨價格呈下降趨勢，而此時國債現貨價格為上升趨勢，從而導致OLS套保失效，VAR套保績效幾乎為零。綜上，國債期貨已經發揮出了規避利率風險的功能。

三、結論及啟示

國債期貨因為具有規避利率風險和促進基準收益率曲線形成的功能，從而被寄予了推進利率市場化進程的厚望。然而國債期貨從上市到成熟需要經歷一個漫長的完善和發展的過程。在這個過程中，我們需要加強對國債期貨的跟蹤分析，并對其功能發揮效果進行實證評價，以及時發現市場運行存在的問題，不斷完善相關制度，從而可使中國國債期貨市場健康穩健有序地運行。本文基于中國國債期貨上市后的交易數據，首先運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、向量誤差修正模型和方差分解等方法，對中國國債期貨價格發現功能發揮的效果進行了分析。隨后運用OLS套期保值模型和VAR套期保值模型對中國國債期貨規避利率風險的功能進行了研究。結果發現目前中國國債期貨已經初步發揮了價格發現和規避利率風險的功能。在實證研究的過程中也得到了一些結論和啟示：1.通過對國債期貨價格發現功能的實證分析，發現國債現貨與國債期貨存在長期的協整關系，并且在短期內存在雙向的Granger引導關系。這一結論說明，中國國債期貨從合約設計和交易制度上來講是有效的。但是從數據分析過程中也可以看出，目前中國國債期貨市場的流動性有待提高，從這個角度來講，我們需要完善國債現貨市場結構，擴大國債規模，并加快銀行間債券市場的發展，從而保證了國債期貨運行所需的流動性基礎。2.通過對國債期貨規避利率風險功能的實證分析，發現在樣本內運用OLS套保模型和VAR套保模型進行套期保值的效果較好，國債期貨發揮出了規避利率風險的功能。但是在樣本外套期保值則失效，分析數據可以看出是因為在樣本外期間國債期貨價格走勢和國債現貨完全背離。這說明，國債期現貨價格走勢對國債期貨規避利率風險功能發揮效果有很大影響。這就提示我們不能忽視基差風險，應盡量保證進入交割月份之后期現貨價格逐漸聚合并趨于一致。為此在期貨交易制度設計上可以嘗試在交割月份逐漸放開漲跌停板限制，以保證期現貨價格有效收斂。另外影響本文套期保值績效實證結果的因素還有套期保值模型的選取和現貨樣本數據的選取等。國債現貨市場的不斷發展和完善、國債期貨合約品種增加和完善、國債期貨交易制度的改革和完善以及銀行等機構投資者的進入等，都會促進中國國債期貨更有效地發揮規避利率風險和價格發現的功能，從而推進中國利率市場化進程。

作者：王蕾馮倩楠單位：陜西師范大學國際商學院金融系