摘要：本文基于滬深300股指期貨IF1108的1分鐘高頻交易數(shù)據(jù)，對中國股指期貨與現(xiàn)貨間價格引導(dǎo)關(guān)系進行了實證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：股指期貨在價格發(fā)現(xiàn)中起主導(dǎo)作用；股指期貨價格領(lǐng)先于現(xiàn)貨股指2-30分鐘，現(xiàn)貨股指領(lǐng)先于股指期貨價格的時長不超過13分鐘；股指期貨價格與現(xiàn)貨股指間存在長期均衡關(guān)系。
關(guān)鍵詞：滬深300股指期貨 股指現(xiàn)貨 價格發(fā)現(xiàn)
一、引言
在衍生金融工具中，期貨的定價效率是較高的——標準化交易將市場參與者各異的需求聚集到相同的維度上，帶來流動性的增強；場內(nèi)交易能夠有效隔離信用風險，有助于平抑市場的不利波動；競價機制提高了價格形成中的競爭度；保證金的設(shè)置則放大了交易者的交易能力，使市場更為活躍。期貨與現(xiàn)貨價格間的互動與引導(dǎo)關(guān)系是套期保值和套利、投機活動的依據(jù)，也是判斷期貨市場效率高低的重要參考。股指期貨是一種以金融產(chǎn)品為標的的期貨，是資本市場發(fā)展到一定程度時的產(chǎn)物。我國于2010年4月16日推出了滬深300股指期貨交易，為股票市場提供了賣空機制，是完善資本市場的重要舉措。雖然目前我國股票市場存在制度不完善、投資者缺乏理性等缺陷，定價效率不高，但滬深300指數(shù)集合了眾多來自不同行業(yè)的優(yōu)質(zhì)企業(yè)股票，應(yīng)能有效消除個股定價中的非理性和人為操縱因素。本文將對中國滬深300股指期貨價格與滬深300指數(shù)間的引導(dǎo)關(guān)系展開實證研究，觀察尚處于發(fā)展初期的中國股指期貨市場的運行情況。
二、文獻綜述
（一）國外文獻 西方學者對股指期貨與現(xiàn)貨價格引導(dǎo)關(guān)系的實證研究主要集中于二十世紀八、九十年代。研究思路分為兩類：研究股指期貨價格與股指現(xiàn)貨間的領(lǐng)先—滯后關(guān)系；研究股指期貨價格波動與股指波動間的傳導(dǎo)關(guān)系（波動溢出效應(yīng)）。在領(lǐng)先—滯后關(guān)系的研究中，主要的結(jié)論是：股指期貨價格對股指現(xiàn)貨具有引導(dǎo)作用，現(xiàn)貨對期貨價格的引導(dǎo)不明顯。Kawaller等（1987）運用回歸分析對1984年至1985年S&P500指數(shù)期貨價格的一分鐘高頻數(shù)據(jù)做出考察，得出股指期貨領(lǐng)先于現(xiàn)貨20-45分鐘，現(xiàn)貨指數(shù)領(lǐng)先于期貨價格的時長不超過2分鐘的結(jié)論。Harris和Lawrence（1989）對剔除了非正常交易后的S&P500指數(shù)期貨與現(xiàn)貨間的價格關(guān)系進行研究，認為股指期貨價格先行于股指現(xiàn)貨。Stoll和Whaley（1990）使用ARIMA模型對MMI指數(shù)期貨、S&P500指數(shù)期貨和現(xiàn)貨價格進行研究，得出股指期貨價格平均領(lǐng)先于現(xiàn)貨5分鐘的結(jié)論。Chan（1992）對MMI指數(shù)期貨和20只交易活躍的指數(shù)成分股進行檢驗，發(fā)現(xiàn)期貨價格先行于比其交易更活躍的股票現(xiàn)貨價格約15分鐘。在波動傳導(dǎo)關(guān)系的研究中，學者們認為股指期貨對現(xiàn)貨的波動溢出是明顯的，但在現(xiàn)貨波動溢出效應(yīng)是否顯著存在的問題上沒有統(tǒng)一意見。Chan等（1991）使用多變量GARCH模型對S&P500指數(shù)期貨、現(xiàn)貨市場做出研究，得出波動溢出效應(yīng)具有雙向性的結(jié)論。Koutmos和Tucker（1996）使用雙變量EGARCH模型進行實證，認為股指期貨市場對現(xiàn)貨市場存在波動溢出，但現(xiàn)貨市場對期貨市場的波動溢出效應(yīng)不顯著。Tse（1999）使用向量誤差修正模型和多變量EGARCH模型對道瓊斯工業(yè)指數(shù)期貨和現(xiàn)貨做出實證，認為波動溢出效應(yīng)是雙向的，但期貨市場的波動溢出強于現(xiàn)貨市場。
?。ǘ﹪鴥?nèi)文獻 近年來，我國相繼推出了滬深300股指期貨仿真交易和現(xiàn)實交易?；谥袊臄?shù)據(jù)，學者做出了一些實證研究。王榮（2008）基于滬深300股指期貨模擬交易的數(shù)據(jù)進行研究，運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗和自回歸分布滯后模型，認為模擬期貨交易中形成的期貨價格具有很大的獨立性，且對現(xiàn)貨股指沒有引導(dǎo)作用。嚴敏、巴曙松等（2009）基于滬深300股指期貨模擬交易數(shù)據(jù)和現(xiàn)貨股指，使用向量誤差修正模型和雙變量EGARCH模型對模擬期貨市場和現(xiàn)貨股指間的價格發(fā)現(xiàn)和波動溢出效應(yīng)進行考察，認為股指現(xiàn)貨在價格發(fā)現(xiàn)中起主導(dǎo)作用，兩個市場間不存在顯著的波動溢出效應(yīng)。韓民、王培（2010）運用格蘭杰因果檢驗和脈沖響應(yīng)函數(shù)對滬深300股指期貨模擬交易數(shù)據(jù)做出分析，認為價格發(fā)現(xiàn)主要體現(xiàn)為期貨價格對現(xiàn)貨的引導(dǎo)。任遠（2010）運用格蘭杰因果關(guān)系檢驗和相關(guān)分析法對滬深300股指期貨價格和滬深300指數(shù)間的日內(nèi)關(guān)系進行考察，認為股指期貨價格領(lǐng)先于股指3-5分鐘。彭紫云（2010）采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗和EGARCH模型對滬深300股指期貨價格與現(xiàn)貨數(shù)據(jù)進行實證，認為兩者在價格上相互引導(dǎo)，兩個市場間存在雙向的波動溢出效應(yīng)。劉成立等（2010）運用向量誤差修正模型和格蘭杰因果關(guān)系檢驗進行了實證分析，認為在交割月前滬深300股指期貨價格和現(xiàn)貨指數(shù)間存在相互引導(dǎo)關(guān)系，但進入交割月后只存在期貨價格對現(xiàn)貨的引導(dǎo)。
三、研究設(shè)計
（一）研究思路和研究方法 已有的實證研究表明，西方成熟市場的股指期貨具有價格發(fā)現(xiàn)功能且對股指現(xiàn)貨具有波動性溢出效應(yīng)；對于中國市場，在仿真交易階段，股指期貨的價格發(fā)現(xiàn)和波動性溢出效應(yīng)不顯著；在真實交易推出初期，股指期貨價格對指數(shù)現(xiàn)貨具有一定的引導(dǎo)作用。中國股指期貨真實交易已推出一年有余，投資者和交易機制都更加成熟，合約的定價效率也應(yīng)有所提高。本文將著重分析中國滬深300股指期貨與滬深300指數(shù)間的價格引導(dǎo)關(guān)系，不研究兩個市場間的波動溢出效應(yīng)。在眾多實證模型和方法中，本文選擇格蘭杰因果關(guān)系檢驗和誤差修正模型，輔助性的計量研究手段包括平穩(wěn)性檢驗（ADF方法）和協(xié)整性檢驗。不同于已有的大部分研究，本文不僅將實證模型和結(jié)果做單純、獨立的羅列，而是首先理清研究方法間的邏輯聯(lián)系，將其置于整體的思路框架之下：（1）可以使用趨勢圖對股指期貨價格和現(xiàn)貨指數(shù)的走勢和互動關(guān)系做出直觀描繪。從圖形上能夠初步判斷兩個時間序列是否平穩(wěn)、是否可能存在長期均衡關(guān)系（協(xié)整關(guān)系）。（2）要知道兩個變量間是否存在引導(dǎo)關(guān)系、領(lǐng)先—滯后的時間間隔有多長，則可以使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗做出客觀的判斷。而格蘭杰因果檢驗是建立在經(jīng)典回歸分析之上的；要使其有效，應(yīng)保證時間序列的平穩(wěn)性。如果序列沒有通過平穩(wěn)性檢驗，則使用差分方法將其調(diào)整為平穩(wěn)序列，然后使用格蘭杰因果關(guān)系檢驗。（3）使用差分所得的序列進行估計往往不能反映變量間的長期關(guān)系和靜態(tài)均衡。為了全面描述變量間的長期和短期關(guān)系，選擇使用誤差修正模型。由格蘭杰表述定理（1987）有，如果兩變量協(xié)整，則短期非均衡關(guān)系總能由一個誤差修正模型表述。因此，在建立誤差修正模型前應(yīng)對變量的協(xié)整關(guān)系進行檢驗。以上框架可以用如簡圖（1）表示： ?。ǘ颖具x取 本文從2011年合約中選擇研究對象。從交易量和持倉量上來看，目前最活躍的股指期貨為IF1107和IF1108；而IF1107已臨近到期，交易量被明顯放大。為了得到一般性結(jié)論、剔除到期日效應(yīng)的影響，本文選擇IF1108的價格數(shù)據(jù)作為研究樣本。股指期貨的開盤時間比股市早15分鐘，收盤時間晚15分鐘。為了保證股指現(xiàn)貨價格數(shù)據(jù)的可得性， 只選取9：31-11：30和13：01-15：00的數(shù)據(jù)組成樣本。選取5個連續(xù)的交易日：6月30日，7月1日、4日、5日、6日作為觀察期，截取股指期貨和滬深300指數(shù)每1分鐘的收盤價組成樣本。樣本容量為1200對數(shù)據(jù)。
四、實證檢驗
?。ㄒ唬┟枋鲂越y(tǒng)計 圖（2）描繪了5個交易日內(nèi)股指期貨與滬深300指數(shù)的變化趨勢。發(fā)現(xiàn)期貨與現(xiàn)貨的變動方向和幅度基本一致：6月30日和7月1日開盤后首先經(jīng)歷一輪明顯的上漲，隨后開始波動，最后以下跌收盤，收盤價較之開盤價有小幅上升；7月4日，股指期貨和現(xiàn)貨雙雙高開并穩(wěn)定上升，將價格水平抬升到新的高度；7月5日，行情主要表現(xiàn)為橫盤震蕩；7月6日，價格先向下調(diào)整，再向上回升，最終以略低于前日的水平收盤。股指期貨與其股指標的走勢的一致性是兩者內(nèi)在聯(lián)系的體現(xiàn)。股指期貨價格與滬深300指數(shù)的變化并沒有呈現(xiàn)出簡單的線性遞增形態(tài)?？梢該?jù)此初步認為，兩者走勢一致性不是共同的隨時間上升的趨勢偶然造成的，而是由于兩者具有穩(wěn)定的內(nèi)在聯(lián)系。此外，還可以從圖形上初步判斷兩組時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。圖像顯示股指期貨價格和滬深300指數(shù)均有上升趨勢，均值隨時間推移而呈現(xiàn)階段化的差異。股指期貨價格和股票指數(shù)都不是平穩(wěn)時間序列。
?。ǘ└裉m杰因果關(guān)系檢驗 在期貨與現(xiàn)貨價格引導(dǎo)關(guān)系研究中，格蘭杰因果關(guān)系檢驗是一種常用方法。本文基于樣本進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗，探討在觀察期內(nèi)期貨價格與現(xiàn)貨股指間存在怎樣形式的引導(dǎo)作用，并大致判斷期貨價格對現(xiàn)貨的領(lǐng)先時間。
?。?）平穩(wěn)性檢驗和數(shù)據(jù)調(diào)整。如前所述，格蘭杰因果關(guān)系檢驗建立在數(shù)據(jù)平穩(wěn)的基礎(chǔ)上。因此，首先對股指期貨和滬深300指數(shù)序列進行平穩(wěn)性檢驗。分別對股指期貨價格（記為F）和股票指數(shù)（記為S）做ADF檢驗?？傻茫涸?%的顯著水平下，無論使用包括趨勢項和常數(shù)項，包括常數(shù)項、但不包括趨勢項，還是不包括趨勢項和常數(shù)項的檢驗?zāi)Ｐ?，都不能拒絕時間序列存在單位根的零假設(shè)，故認為兩個序列都是非平穩(wěn)的。為了將序列調(diào)整為平穩(wěn)的，對股指期貨價格取自然對數(shù)，再進行一次差分，得到ΔFt（=㏑Ft-㏑Ft-1）；同理，可構(gòu)造ΔSt=㏑St-㏑St-1。從經(jīng)濟意義上講，ΔFt和ΔSt分別表示股指期貨和股指現(xiàn)貨在t時點相對于（t-1）時點的收益率。分別對ΔFt和ΔSt進行ADF檢驗，結(jié)果如下：在1%的顯著水平下，使用不含趨勢項和常數(shù)項的檢驗?zāi)Ｐ?，F(xiàn)t-1的t統(tǒng)計量為-36.6028，小于ADF臨界值-2.5674，拒絕存在單位根的零假設(shè)；在1%的顯著水平下，使用不含趨勢項和常數(shù)項的檢驗?zāi)Ｐ?，St-1的t統(tǒng)計量為-19.0461，小于ADF臨界值-2.5674，拒絕存在單位根的零假設(shè)?？梢哉J為ΔFt和ΔSt為平穩(wěn)時間序列。
?。?）格蘭杰因果關(guān)系檢驗?；谡{(diào)整后的數(shù)據(jù)（ΔFt，ΔSt）做格蘭杰因果關(guān)系檢驗，取滯后階數(shù)2至40，依此試驗。部分輸出結(jié)果如表（1）所示。在5%的顯著水平下，在滯后階數(shù)為2至13時，拒絕“ΔSt不是ΔFt的格蘭杰原因”的假設(shè)，亦拒絕“ΔFt不是ΔSt的格蘭杰原因”的假設(shè)。據(jù)此認為在2至13分鐘內(nèi)股指期貨收益率與股指收益率之間存在雙向的引導(dǎo)關(guān)系。還可以注意到，隨著滯后階數(shù)的增加，拒絕“ΔSt不是ΔFt的格蘭杰原因”的概率明顯減小了，說明隨著滯后時間的增長，現(xiàn)貨收益率對股指期貨收益率的引導(dǎo)作用逐漸減弱。當滯后階數(shù)取14階時，拒絕“ΔFt不是ΔSt的格蘭杰原因”，但不拒絕“ΔSt不是ΔFt的格蘭杰原因”。繼續(xù)增加滯后階數(shù)，依然不拒絕“ΔSt不是ΔFt的格蘭杰原因”，且不拒絕的概率增大了。這說明現(xiàn)貨指數(shù)收益率對股指期貨收益率的引導(dǎo)在第14分鐘以外（含第14分鐘）即不存在。當滯后階數(shù)增大到31階時，不拒絕“ΔFt不是ΔSt的格蘭杰原因”；繼續(xù)增加滯后階數(shù)，不拒絕“ΔFt不是ΔSt的格蘭杰原因”的概率加大。說明在第31分鐘以外（含第31分鐘），股指期貨收益率對股指現(xiàn)貨收益率的引導(dǎo)關(guān)系也不存在了。綜合來看，在2至13分鐘以內(nèi)，股指期貨和現(xiàn)貨價格間存在雙向的引導(dǎo)關(guān)系，但股指期貨對現(xiàn)貨價格的引導(dǎo)作用強于現(xiàn)貨對股指期貨價格的引導(dǎo)。股指現(xiàn)貨領(lǐng)先于股指期貨價格的時間不超過13分鐘。股指期貨價格對股指現(xiàn)貨的領(lǐng)先時間可達30分鐘，但不超過30分鐘。
?。ㄈ┱`差修正模型 衍生金融產(chǎn)品的價格皆依賴于其標的現(xiàn)貨的價格，股指期貨亦當如此。在此前的股指期貨價格和股票指數(shù)走勢分析中已經(jīng)指出，這兩個變量間很可能存在穩(wěn)定的內(nèi)在聯(lián)系。用遠期合約的定價來近似期貨合約的定價，有Ft=Ster（T-t），兩邊取對數(shù)，得㏑Ft=㏑St+r（T-t）?？梢姀睦碚撋现v，㏑Ft和㏑St之間存在長期穩(wěn)定的聯(lián)系。本部分將先就㏑Ft和㏑St做協(xié)整關(guān)系檢驗，再在協(xié)整檢驗的基礎(chǔ)上嘗試建立誤差修正模型，以期對滬深300股指期貨價格與股票指數(shù)間的關(guān)系做出較為全面的描述。
其中ecm為誤差修正項，表示LF對均衡水平的偏離。ecm前的系數(shù)為-0.061238，表示當（t-1）期的期貨收益率向上偏離均衡（ecm=LFt-1-0.9286LSt-1>0）時，-0.061238ecm<0，也即修正系數(shù)會減少期貨收益率的增量，使t期的股指期貨收益率向均衡水平靠攏；當（t-1）期的期貨收益率向下偏離均衡（LFt-1-0.9286LSt-1<0）時，修正系數(shù)會調(diào)高期貨收益率，使t期的股指期貨收益率向均衡水平靠攏。由誤差修正模型可得，LF關(guān)于LS的長期彈性為0.929，短期彈性為1.079。也即是說，從總體上看，LS每增加一個單位，LF增加0.938個單位；在短期內(nèi)，LS增加一個單位，LF相應(yīng)增加1.079個單位。類似地，將（3）式寫成誤差修正模型的形式得： ΔSt=0.438568ΔFt+0.169859ΔFt-1-0.028771（LSt-1-0.99948LFt-1），即ΔSt=0.438568ΔFt+0.169859ΔFt-1-0.028771ecmt-1（5）
當（t-1）期的現(xiàn)貨收益率偏高時，修正系數(shù)會向下調(diào)節(jié)現(xiàn)貨收益率；當（t-1）期的現(xiàn)貨收益率偏低時，修正系數(shù)會向上調(diào)節(jié)現(xiàn)貨收益率。總之，修正系數(shù)會推動第t期的現(xiàn)貨收益率走向均衡。LS關(guān)于LF的長期彈性為0.999，短期彈性為0.439。綜合來看，在誤差修正模型（4）和（5）中，修正系數(shù)在1%的置信水平下顯著非零，體現(xiàn)了長期非均衡誤差對LFt和LSt的控制。結(jié)合實際分析，股指期貨（或現(xiàn)貨）的收益率由短期非均衡向長期均衡的回歸體現(xiàn)了套利活動的作用——當期貨（或現(xiàn)貨）價值被低估、存在超額收益時，套利者會賣空現(xiàn)貨（期貨）、做多期貨（現(xiàn)貨），從而使得期貨（現(xiàn)貨）價格上升、收益率下降，現(xiàn)貨（期貨）價格下降、收益率上升。而換個角度來說，套利活動的存在正是基于期貨價格與現(xiàn)貨價格的內(nèi)在關(guān)聯(lián)性，也即它們的協(xié)整關(guān)系。將模型（4）和（5）的修正系數(shù)分別記為λ4和λ5，比較可知|λ4|>|λ5|，說明股指期貨對短期非均衡狀態(tài)更為敏感、調(diào)整速度更快。
?。ㄋ模┕芍钙谪泝r格發(fā)現(xiàn)功能的理論解釋 從上一部分的實證結(jié)果來看，IF1108的價格發(fā)現(xiàn)功能是較為顯著的，這從一定程度上肯定了我國股指期貨市場的定價效率。本部分將嘗試對股指期貨價格發(fā)現(xiàn)這一現(xiàn)象做出一些理論上的解釋。股指期貨是面向未來的交易品種，具有價格發(fā)現(xiàn)功能，對這一現(xiàn)象的理論解釋主要從指數(shù)成分股的異步交易、股指期貨的交易機制設(shè)計、市場參與者類型、知情交易者對信息的反應(yīng)等方面具體展開。第一，指數(shù)成分股的異步交易會影響股指，卻不會影響股指期貨。股票指數(shù)的形成依賴于眾多成分股價格的更新。在某一時點上，一部分成分股會成交產(chǎn)生新價格，另一部分成分股則因沒有達成新成交而維持之前的舊價格；新舊價格共同作用于這一時點的股指，使得股指未能完全反映最新的信息。股指期貨則是一個單獨的交易品種；在某一時點上，任何關(guān)于股指成分股的新信息一旦被知悉，都會迅速形成投資者的預(yù)期，促成股指期貨價格的更新。第二，股指期貨的交易機制有助于其價格發(fā)現(xiàn)功能的實現(xiàn)。首先，股指期貨實行保證金交易，具有杠桿效應(yīng)，能夠放大投資者的交易能力和投資收益。在掌握領(lǐng)先信息時，知情交易者傾向于將資金投入股指期貨市場以獲得放大倍數(shù)的收益，因此新信息首先會在股指期貨價格中反映。其次，股指期貨的交易時間比股市交易時間長，有更充分的時間來反映市場信息。一般地，股指期貨早于股市開盤、晚于股市收盤，有些市場還能夠?qū)崿F(xiàn)24小時連續(xù)的電子交易，這樣就存在股市休市、但股指期貨市場仍在運行的時間段。在這些期間發(fā)布的信息能夠馬上反映在股指期貨價格中，而股指做出反應(yīng)則必然在下個交易日開盤之后。第三，股指期貨市場的參與者多為機構(gòu)投資者。這一點在我國表現(xiàn)得尤為明顯。較之個人，機構(gòu)具有更為雄厚的資金、更充分及時的信息、更理性準確的預(yù)期和更專業(yè)的素質(zhì)，因而機構(gòu)投資者比例大的市場往往具有更高的運行效率。期貨市場資金門檻高、專業(yè)性強、風險大，給個人投資者的參與形成了障礙，卻為機構(gòu)提供了保值和投機的工具。機構(gòu)交易者的信息優(yōu)勢轉(zhuǎn)移到機構(gòu)參與比例大的股指期貨市場上，形成股指期貨價格對信息的優(yōu)先反映。第四，不同類型的信息能夠產(chǎn)生不同的領(lǐng)先—滯后結(jié)果。當掌握的信息只涉及個別公司時，知情交易者傾向于在股市進行交易。個股價格的變動傳導(dǎo)到股票指數(shù)，再通過指數(shù)的變化影響股指期貨的價格。于是，股指先于股指期貨價格對公司信息做出反應(yīng)，表現(xiàn)為現(xiàn)貨對期貨價格的引導(dǎo)。對于涉及宏觀形勢的系統(tǒng)信息，知情交易者則傾向于在流動性強、交易成本低的股指期貨市場進行交易。此外，當系統(tǒng)信息發(fā)布時，投資者將調(diào)整自己的持倉結(jié)構(gòu)，股指期貨和個股的價格會直接做出反應(yīng)，但股指的變化則須從各成分股傳導(dǎo)而來，從而形成與股指期貨價格變化間的時滯?？傊?，股指期貨價格對系統(tǒng)信息更加敏感；在系統(tǒng)信息被獲知時，股指期貨的價格引導(dǎo)股指變化。
五、結(jié)論
本文以滬深300股指期貨IF1108的1分鐘高頻交易數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對我國股指期貨與現(xiàn)貨的價格引導(dǎo)關(guān)系展開實證研究。主要結(jié)論包括如下：從運行趨勢上看，滬深300股指期貨價格與滬深300指數(shù)呈現(xiàn)高度的一致性和相關(guān)性，這種相關(guān)性顯示出兩者間穩(wěn)定的內(nèi)在聯(lián)系。將股指期貨價格與現(xiàn)貨股指進行對數(shù)差分，得到它們的收益率序列；經(jīng)檢驗，這兩個收益率序列都是平穩(wěn)的。通過格蘭杰因果關(guān)系檢驗，認為在2至13分鐘以內(nèi)，股指期貨和現(xiàn)貨價格間存在雙向的引導(dǎo)關(guān)系；但通過概率判斷可知，股指對股指期貨價格的引導(dǎo)是較弱的。股指期貨價格對股指現(xiàn)貨的領(lǐng)先時間約為30分鐘。指數(shù)成分股的異步交易、股指期貨交易的保證金機制和較長的交易時間、股指期貨市場機構(gòu)交易者參與比例大、股指期貨市場對宏觀系統(tǒng)信息反應(yīng)更為靈敏等原因解釋了股指期貨價格對現(xiàn)貨股指的領(lǐng)先現(xiàn)象。股指現(xiàn)貨對期貨的價格發(fā)現(xiàn)作用則可從公司信息的傳遞中尋求解釋。經(jīng)過協(xié)整檢驗，認為股指期貨收益率與股指現(xiàn)貨收益率之間具有長期、穩(wěn)定關(guān)系。這說明我國股指期貨的價格形成并非是無序的，而是與基礎(chǔ)資產(chǎn)顯著相關(guān)。誤差修正模型給出了股指期貨價格和股票指數(shù)對彼此的長期彈性和短期彈性，并且刻畫了套利活動消除股指期貨和股指的短期不合理定價、使價格走向長期均衡水平的過程。同時，通過修正系數(shù)的比較，可知股指期貨價格對短期非均衡狀態(tài)的調(diào)整更迅速?？傊?，當前我國股指期貨與現(xiàn)貨價格之間具有穩(wěn)定的關(guān)聯(lián)性，存在較顯著的引導(dǎo)關(guān)系。與基于此前數(shù)據(jù)的實證結(jié)果對比來看，可以發(fā)現(xiàn)我國股指期貨市場的運行效率有所提高。
