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短期期貨交易策略范文1
關鍵詞：鋼鐵企業 利率 風險規避
中圖分類號:F270 文獻標識碼:A
文章編號:1004-4914（2012）03-261-02
一、國際市場如何規避匯率風險
近年來，國際鋼鐵市場上受到諸多因素影響，價格指數的不確定性愈發明顯，傳統的期貨套利方法主要專注于單一的杠桿對沖交易，高風險的期貨商品交易以及利用其相關價格利差所進行商品合約的掉期交易。這一類的交易往往在短期內能夠給企業帶來較高的收益，然而受到國際大宗商品指數劇烈波動所帶來的交易利益的損失以及長期企業債務風險是巨大的。
當前，國際上在規避匯率風險的做法諸多，如以OECD國家為例。很多企業在進行常規的期貨商品套利業務的同時，通過將杠桿金額投量控制在一定比例內，利用與外匯交易指數掛鉤的大宗商品期貨掉期以及以降低交易風險為目的遠期期貨合約進行組合方式的投資，從而達到規避受到外匯匯率波動影響的商品期貨交易損失。面對國際鋼鐵市場面臨匯率變動風險時，“組合拳”無疑為一種創新的做法。通常遠期和約的交割過程受到國際資本市場變幻莫測的期貨交易指數以及其他與貨幣匯率、國家之間的政治環境變換，同時具體交易過程還受到戰爭、等諸多復雜的不可抗力因素影響。這種對于預期收益所帶來的不利影響一方面促使了國際期貨場內外市場間避險看空情緒的日益高漲，另一方面也促使礦產資源金屬等大宗商品一度面臨被短期拋售借以保護投資本金的做法代替了傳統意義上“以小博大”的追求期貨杠桿-股指權益邊際效益最大化的投資策略。面對這種情況，投資者往往作出新的調整。通常投資者利用國與國之間的時差進行現貨交易；高峰時期的制高點在受到外部不利因素的影響下，投資者為了避免承受自己國家內部債臺高筑的窘境所帶來的私人資產的未來價值縮水以及對于自己所持大量共同基金，政府國債的未來收益的消極預期而紛紛拋售原有期貨合約。因此投資者對已有的投資套利模式由于受到上述因素影響已不僅僅滿足于原有單一的杠桿式交易模式或基于跨國期貨商品指數進行風險，收益互換并在一定程度上雙方在損益上達成一致,而是原有基礎上嘗試將所有商品期貨交易模式進行組合，利用各自在交易成本以及收益在不同市場情況下實現目標收益最大化。
二、國內市場如何規避匯率風險
在中國，大部分金屬加工制造企業由于無法在國際期貨市場發生震蕩的時刻第一時間得知有助于企業決定未來投資策略的期貨交易信息。盡管，我國目前對于允許境內企業在國際期貨市場開展QDII以及其他相關國際期貨套利及商品掉期業務在金融監管上仍存在諸多限制，但在未來人民幣境外流通的不斷放寬以及人民幣交易結算方式的國際化的整體趨勢下，國內鋼鐵制造企業如何做到既能有效規避國際外匯交易市場利率波動帶來的期貨市場價值損益變動而造成企業期貨交易成本增加，又能化解風險權重給企業的日常投資經營帶來不必要的負擔成為時代背景下的新課題。通常情況下，在企業將大部分自由資金用于投資海外鋼鐵期貨進行對沖交易的同時，由于無法預計未來交易對手所在國家貨幣在自由兌換市場上的資本市場間隔夜拆借利率在次日的浮動變化，從而導致企業在期貨對沖時“為他人做嫁衣”。因此在鋼鐵實際交易中，國內企業需要通過其他方式掌握主動權。目前比較成功的做法除了響應國家政策購買回報率相對固定的、收益風險較為均衡的國家債券之外，大多數企業采用國家政策所提倡的將企業資產進行集合管理，風險及收益相對配比的方法。該方法，在固定成本可控的前提下，在幫助企業投資國家政策扶持的產業建設項目中，通過控制資產的投入量，在未來實現現金流的穩定增量。即使海外期貨投資受到匯率的劇烈波動影響而導致預計收益無法覆蓋所投入的投資成本以及期貨共公允價值變動損益，企業也可以通過上述方式獲得后備現金流，在企業可以承受的期貨指數變化幅度范圍內進行套期保值。同時，企業還可以選擇靈活的投資標的物利用國際商品浮動利率差異彌補單一交商品交易對象所帶來的資產損失集中化的結果。
三、匯率風險規避新模式
目前國內主流鋼鐵企業往往受到國際資本市場投資恐跌情緒的影響，紛紛順應投資機構集體看多或在利空背景下集體拋售所持期貨。從而導致企業沒有對所投資的鋼鐵期貨進行即期保值處理（如利用手頭所儲蓄的短期債券或固定收益類的集合投資工具規避市場風險）。最終導致企業可交易性期貨資產組合的大幅度縮水，企業資金鏈流動風險的大幅提高。再加上國內企業用于購買國際鋼鐵期貨組合及原材料的資金一時無法回流境內，這迫使銀行在面對未來所儲備的大量可交易性資本資產受到國際市場中貨幣交易利率變化風險的影響，加大對已持有的大量交易性商品期貨進行短期逆向套利或回購國外資產所有權進行利率掉期處理。
國外在處理鋼鐵期貨在國際貨幣市場上的利率風險方面存在一些經驗。但由于目前各種期貨投資方式之間互相獨立，缺乏關聯性和延展性。由于國際匯率變化將導致國內企業與海外合作方所簽訂的期貨遠期合約實際收益受到利率折價影響，從而降低了期貨市場對沖交易的收益。本文將基于這種情況，在原有成功期貨投資策略的基礎上做了進一步改進。改進后的方法如圖1。
如圖1所示，由于受到波動劇烈的國際鋼鐵期貨交易指數等諸多資本市場因素影響，目前，國內主流鋼鐵制造企業已經從鋼鐵原材料進口或對沖交易等傳統投資套利模式轉為對鋼鐵遠期合約進行套期保值。同時，在交易模式上將企業年金等企業內部享受國家政策優惠處置的資金，投資于國家大力倡導的建設項目，將所取得的收益作為內部增量現金流補充期貨掉期以及遠期合約投資因匯率變動所受到的市場損益以及未來資本投資風險。當前，企業可作出另外嘗試。將企業內部固定權益類資產進行資產證券化適度配比，將企業年金組成固定收益類集合投資計劃,或者與國內主要信托機構進行“企信”投資合作建立長期利率風險規避方法。該方法結合各自交易結構優勢,降低了一方融資成本,同時配比量化另一方收益以及有效分散市場利率波動風險。盡管目前國際市場上受到美國第三輪寬松貨幣政策預期影響而造成期貨交易市場萎靡情緒彌漫,但由于我國人民幣/美元匯率在短期內仍處于一個相對套利區間,從而有利于國內鋼鐵企業進行穩健融資。因此，建議國內鋼鐵企業在穩健投資的基礎上，適度嘗試比較激進的期貨套利模式，如：開放式鋼鐵期貨期權指數掉期等模式,同時掛鉤于相對中性的貨幣匯率指數,做到在當前國際資本市場背景下擴大預期套利收益。
參考文獻：
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短期期貨交易策略范文2
【關鍵詞】銅期貨市場;價格發現;套期保值
導言
始于美國的國際金融危機肆虐全球,各國經濟增長速度放緩,工業增長出現大幅下滑,制造業的不景氣導致銅的需求逐漸下降,銅價格波動風云變幻。但銅期貨市場卻成為難得的一抹春色,期貨交易量爆發式增長,因為越來越多的產銅用銅企業希望利用銅期貨消除銅現貨價格劇烈波動帶來的負面影響,以達到規避風險的目的。銅作為工業生產的重要原材料對制造業乃至整個國民經濟的發展有較大的影響,我國也一直是銅的第一消費大國。因此研究金融危機對我國銅期貨市場的沖擊具有重要的理論和實踐意義。
期貨市場的基本功能包括風險規避功能和價格發現功能,而且風險轉移功能是通過套期保值來實現的。本文的研究正是以期貨市場兩大基本功能的發揮作為視角。銅期貨作為我國期貨市場中發展時間最長、最規范的期貨品種,其功能發揮的水平如何,一直是學術界和業界十分關心的問題。因此,本文通過比較研究金融危機發生前后我國銅期貨價格發現功能和套期保值功能發揮水平的變化來考察金融危機對我國銅期貨市場的沖擊,并根據實證結果對我國銅期貨參與者、期貨交易所以及期貨市場的監管部門提出一些建議。
國內外許多學者對期貨市場功能做了大量研究。對期貨市場價格發現功能的研究有:Bigman(1983)等最早利用最小二乘法對交割日的現貨價格與距離交割日一定時間間隔的期貨價格作回歸分析,并對在CBOT交易的玉米、大豆和小麥期貨合約的價格發現功能作了實證檢驗,發現近期期貨價格是最后交割日現貨價格的無偏估計量[1]。Garbade和Silber(1983)建立了期貨價格與現貨價格之間的相互關系模型,即G-S模型,研究出了期貨價格與現貨價格在價格發現功能中貢獻的大小[2]。Ghosh(1993)利用協整分析方法,對S&P500和CRB指數的期貨與現貨價格之間的相互關系進行了檢驗,發現S&P500的期貨價格具有較明顯的價格領先優勢,而CRB指數的現貨價格具有較明顯的價格領先優勢[3]。Hasbrouck(1995)在協整分析的基礎上,通過計算每個因子對總方差的貢獻來研究期貨市場和現貨市場在價格發現功能中作用的大小[4]。嚴太華、劉昱洋(1999)利用協整檢驗技術,通過實證分析的方法,證實了重慶銅、鄭州綠豆的期貨價格與現貨價格之間協整關系的存在,分別給出了它們各自的誤差校正模型(ECM),并就ECM給出了分析和預測的方法[5]。張宗成、王駿(2005)利用VAR模型和誤差修正模型對鄭州商品交易所的硬麥期貨的價格發現功能進行實證分析。研究發現:硬麥期貨價格與現貨價格存在協整關系和格蘭杰雙向引導關系,現貨市場在價格發現功能中起到主導作用[6]。姜洋(2006)通過VAR模型及其修正模型VECM對上海期貨交易所銅期貨的價格發現功能進行了實證分析,研究發現:銅現貨市場在價格發現功能中起到主導作用[7]。
國內外學者對期貨市場套期保值功能的研究有:Johnson(1960)最早引入馬柯維茨資產組合理論來解釋套期保值問題,提出運用最小二乘法將期貨與現貨價格的差分進行線性回歸以達到最小方差擬合[8]。Cecchetti(1988)等利用ARCH模型對美國國債期貨合約的效用最大動態套期保值比率進行估計,發現套期保值比率隨著合約持有時間的變長而變得更高[9]。Herbst等(1989)提出了雙變量向量自回歸模型(B-VAR) [10]。Baillie & Myers(1991)通過考察商品期貨市場,發現基于GARCH模型的動態套期保值策略能夠改善套期保值的效果[11]。由于以上幾種模型忽略了期貨價格與現貨價格之間的協整關系對套期保值比率的影響,于是各國學者開始利用期貨價格與現貨價格之間的協整關系探討期貨和現貨價格之間的關系。Ghosh(1993)建立了誤差修正模型(ECM),通過對利用標準普爾500指數期貨為幾種股票組合進行套期保值的實證研究,證明了考慮現貨價格與期貨價格的協整關系有利于獲得一個更優的最小風險套期保值比率[12]。Lien和Tse(1998)借助VAR-GARCH、EC-GARCH和FIEC-GARCH模型計算NSA指數的最優套期保值比率,研究表明,ECM模型是所討論的幾個模型中最優的[13]。鄭明川(1997)分析了最小風險套期保值比率方法的原理,并進行了實證研究。結果發現,與傳統的套期方法相比,最小風險套期保值比率方法確實可獲得更好的效果[14]。
一、中國銅期貨價格發現功能實證分析
1.主要模型及數據
我們利用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗和Garbade-Silber模型對銅期貨的價格發現功能進行遞進研究,由于篇幅有限,僅對Garbade-Silber模型加以介紹。
期貨市場價格發現功能的本質在于新的信息能否及時在現貨價格或期貨價格中得到及時體現。Garbade-Silber模型可用來分析是期貨價格還是現貨價格在信息傳遞和價格發現中起主導作用。GS模型可表示為:
其中,和分別表示現貨和期貨價格序列,、、、是參數,、是隨機誤差項。代表了前一時期的期貨價格對當期的現貨價格的影響程度,而代表了前一時期的現貨價格對當期的期貨價格的影響程度。/(+)可用來刻畫期貨價格和現貨價格在價格發現功能中發揮作用的程度。如果/(+)>0.5,說明在價格發現功能中,期貨價格的作用大于現貨價格的作用;如果/(+)
為了有效地估計和,克服現貨價格和期貨價格的非平穩性問題,把式(1)重新設定為:
然后,可以利用OLS來估計和。
本文的期貨價格數據來自于上海期貨交易所銅期貨合約的每日收盤價,現貨價格來自上海金屬網銅現貨的每日均價。為了構成一個連續的時間序列,期貨價格的選取方式是首先選擇距現貨價格最近期月份的期貨合約作為代表,在最近期期貨合約進入交割月后,選取下一個最近期期貨合約,這樣就得到一個連續的期貨合約序列。樣本數據的選取時間為2006年2月27日至2008年12月31日,共698組數據。為了比較分析,把這698組數據分為兩部分:2006年2月27日到2007年7月31日的數據為金融危機發生前樣本數據,共349組數據,此區間銅現貨和期貨序列分別記為S1和F1;2007年8月1日到2008年12月31日的數據為金融危機發生后樣本數據,共349組數據,此區間銅現貨和期貨序列分別記為S2和F2。以下所有實證均通過計量經濟學軟件eviews5.0完成。
2.實證檢驗
(1)平穩性檢驗
序列的平穩性檢驗結果如表1所示。
(2)變量的協整檢驗
由表1可知,時間序列S1、F1、S2及F2都是同階(一階)單整的,所以有它們之間可能存在協整關系。
采用Johansen法分別對S1和F1的協整關系以及S2和F2的協整關系進行檢驗,檢驗結果如表2和表3所示。
從表2和表3可以看出,跡統計量和最大特征值統計量在r=0的原假設下,均大于5%的臨界值,原假設被拒絕。而在r≤1的原假設下,跡統計量和最大特征值統計量均小于5%的臨界值,不能拒絕原假設。表明,金融危機發生前以及金融危機發生后銅期貨價格和現貨價格之間均存在長期均衡關系。
(3)Granger因果檢驗
進一步對銅期貨價格和現貨價格進行Granger因果檢驗(滯后階數根據最小AIC準則確定),結果見表4。
從表4可以看出,在5%的顯著性水平下,S1不是F1的格蘭杰原因,F2不是S2的格蘭杰原因,而F1是S1的格蘭杰原因,S2是F2的格蘭杰原因。表明銅期貨與現貨價格之間存在明顯的單向因果關系,在金融危機發生前的樣本區間內,期貨價格單向引導現貨價格。在金融危機發生后的樣本區間內,現貨價格單向引導期貨價格。
(4)G-S模型
Granger因果檢驗的結果說明了銅期貨價格和現貨價格是單向引導關系,但卻無法說明銅期貨價格和現貨價格之間的引導程度。因此,我們進一步采用Garbade - Silber(G-S)模型來分析銅期貨價格和現貨價格在價格發現中的作用。
銅期貨價格和現貨價格的G-S模型的估計結果如下:
即=0.090825,=0.258730,/(+ )=0.25983
這表明在金融危機發生前的樣本區間內,價格發現功能有97.31%由期貨市場完成,2.69%由現貨市場完成。而在金融危機發生后的樣本區間內,價格發現功能有25.98%由期貨市場完成,74.02%由現貨市場完成。
二、中國銅期貨套期保值功能實證分析
1.主要模型及數據
(1)最優套期保值比率的估計
為了估計套期保值功能發揮的程度,國外學者提出了多種套期保值比率的計算方法,主要運用OLS、B―VAR、ECM、EC―GARCH、VAR-GARCH、和FIEC-GARCH等模型。本文選取ECM模型進行估計,主要有兩點原因。第一,ECM模型考慮了現貨價格和期貨價格的非平穩性、長期均衡關系以及短期動態關系。第二,許多國內外文獻對期貨市場套期保值比率的實證研究中發現,與其他模型相比,ECM模型是比較優良的模型。
基于Engle 和Granger的協整理論,Ghosh(1993)提出了估計最優套期保值比率的ECM模型。即如果現貨價格序列St和期貨價格序列Ft之間存在協整關系,則最優套期保值比率可以根據下式來估計:
其中,β、γ、δ、θ均為待估計參數,ecmt為誤差修正項,νt為擾動項,是白噪聲序列。β即為最優套期保值比率。
(2)套期保值績效的衡量
套期保值績效可以用于衡量套期保值目標的實現程度。與未進行套期保值相比,進行套期保值后收益的方差越小,風險越小,套期保值的效果越好。
Ederington首先在風險最小化的框架下分析了套期保值的效果。我們采用Ederington(1979)給出的套期保值績效的衡量指標,即用和未參與套期保值時收益方差相比,參與套期保值后收益方差的減少程度來衡量套期保值的績效,用公式表示如下:
對套期保值功能實證分析所選數據與對價格發現功能實證分析所用數據相同。
2.實證檢驗
(1)誤差修正模型
由在價格發現實證中所進行的平穩性檢驗和協整檢驗可知,S1和F1以及S2和F2之間均存在協整關系,因此可以建立S1和F1以及S2和F2的誤差修正模型。
銅期貨價格和現貨價格的誤差修正模型估計結果如下:
ΔS1t=0.855974ΔF1t-0.975772ECM(-1)+μt
(6.973067)(-18.16142)
R2=0.512969,DW = 2.000618
ΔS2t=0.795176ΔF2t+0.096873ΔF2t-1-0.331567ECM(-1)+μt
(21.54889) (-5.913554)(2.649396)
R2=0.575048,DW = 1.962095
可見,在金融危機發生前的樣本區間內,銅的最優套期保值比率β1=0.855974。在金融危機發生后的樣本區間內,銅的最優套期保值比率β2=0.795176。
(2)最優套期保值績效的計算
將估計出的β值代入式(5)和(6),計算出Var(Ut)和Var(Ht),然后把Var(Ut)和Var(Ht)再代入公式(4)便可以計算出套期保值績效值。銅期貨套期保值績效如表5所示。
通過對金融危機發生前(樣本區間:2006年2月27日到2007年7月31日)和金融危機發生后(樣本區間:2007年8月1日到2008年12月31日)我國銅期貨市場功能發揮的實證研究,得出以下結論:
(1)金融危機發生后我國銅期貨價格發現功能降低。實證結果表明,金融危機發生前和金融危機發生后銅期貨價格和現貨價格之間都存在長期均衡關系。不過,金融危機發生前銅期貨價格單向引導現貨價格,價格發現功能有97.31%由期貨市場完成,2.69%由現貨市場完成,期貨市場在價格發現功能方面占有絕對優勢;金融危機發生后銅現貨價格單向引導期貨價格,價格發現功能有25.98%由期貨市場完成,74.02%由現貨市場完成,價格發現功能主要由現貨價格決定。這說明金融危機發生后我國銅期貨價格發現功能降低,銅期貨市場價格為現貨市場交易定價的能力減弱。
(2)金融危機發生后銅期貨市場套期保值功能的發揮效果有所提高。實證結果表明,金融危機發生前樣本區間內的套期保值比率和套期保值績效分別為0.855974和0.58349519,金融危機發生后樣本區間內的套期保值比率和套期保值績效分別為0.795176和0.66601353。即與不進行套期保值相比,金融危機發生前銅期貨參與者通過套期保值能使風險降低約58%,而在金融危機發生后通過套期保值能使風險降低約67%。這說明金融危機發生后銅期貨市場套期保值功能的發揮效果有所提高,銅期貨參與者通過套期保值抵抗風險的能力增強。
通過以上對我國銅期貨市場功能發揮的結果分析,可以得到以下啟示:(1)對于銅期貨參與者來說,由于金融危機發生后銅期貨價格引導現貨價格的能力變弱,一些現貨貿易商采用期貨價格作為現貨交易指引的行為需要慎重。銅期貨參與者在進行現貨交易時,不僅應參考國內銅期貨價格,還要充分考慮國外銅期貨和現貨價格等因素。金融危機發生后銅期貨市場的套期保值功能有所提高,通過套期保值能使風險降低約67%。這對我國以金屬銅為主要原材料進行生產和經營的企業來說,有著控制風險的重要意義,有利于這些企業參與金屬銅的套期保值以規避風險。(2)對于期貨交易所來說,應該積極培育期貨市場理性成熟的套期保值者群體。此次百年不遇的金融危機,檢驗了國內期貨市場的風險防范和控制能力,表明我國已經具備加快發展期貨市場的基礎和條件。期貨交易所還應積極培育期貨市場理性成熟的套期保值者群體,可以通過培訓、講座等方式引導投資者理性投資,保證我國期貨市場的有效運行。(3)對于期貨市場的監管部門來說,應該加大我國期貨市場的規范力度。金融危機使許多企業意識到了套期保值的重要性,紛紛參與到期貨市場中以規避金融危機帶給企業的風險。隨著市場規模的擴大、期貨市場的影響力增強,期貨市場的監管部門應加大規范和監管力度,進一步提高我國期貨市場的運行效率,增強我國期貨市場抵御國際金融危機沖擊的能力。
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短期期貨交易策略范文3
套利交易，按通常的標準定義，是指利用一種或多種證券在不同市場上的價格差異，通過買入和賣出相應證券，賺取價差收益的交易方式。套利交易最開始的時候只包括那些無風險或者風險非常小的交易策略，不過隨著市場交易方式的多樣化，一些事件易策略和短線交易策略也被冠以套利的名稱，很難給現在市場上所有的套利交易模式個統一的定義。我們下文將著重介紹國內市場上已有可行的套利交易策略。
ETF套利
ETF，又稱為交易型開放式指數基金，它既可以像開放式基金一樣申購和贖回，也可以像股票一樣在交易所交易基金份額。ETF通常跟蹤的是一個特定的指數，如上證50，在申購和贖回時用的也都是該指數的一籃子成分股。交易所每]5秒公布次ETF的時點凈值(10PV，Indicative OptimizedPortfolio VaIue)，當ETF時點凈值與其二級市場交易價格偏差較大時，便可利用ETF一，二級市場的交易機制實現套利。ETF套利是國內使用最早，也是最為成熟的套利交易策略，常用的策略有三種：瞬時套利，延時套利和事件套利。
ETF瞬時套利
ETF瞬時套利可以分為折價套利與溢價套利：
^)折價套利。當ETF二級市場交易價格低于基金凈值時，可以從二級市場買入ETF，然后在一級市場上申請贖回，并賣出贖回的股票。
2)溢價套利。當ETF二級市場交易價格高于基金凈值時，可以在一級市場申購ETF，然后在二級市場上賣出ETF份額。從中套利?！TF瞬時套利的流程如圖1所示+
ETF瞬時套利的收益一方面取決于ETF的折溢價程度，另 方面取決于套利交易過程發生的成本。ETF套利交易的成本主要包含四部分：1)ETF申購／贖回費用，經手費。過戶費，證管費，證券結算金；2)印花稅，3)ETF二級市場交易傭金，股票交易傭金，4)市場沖擊成本。
目前，第一部分的交易成本大概在3bp(1bp=0.01％)左右，第二部分的印花稅成本為10bp，只在折價套利賣出股票時繳納，第三部分的傭金費率的高低則有賴客戶同券商的談判能力，我們假設ETF和股票交易的傭金費率均為5bp。這三部分成本的總和通常稱為固定交易成本，按我們的費率估算數值，溢價套利的固定交易成本為13bp，折價套利的固定交易成本為23bp。
市場沖擊成本則有賴于ETF、股票的市場成交量和參與套利交易的資金量大小。
ETF延時套利
ETF延時套利方法也可分為折價套利和溢價套利。不同之處在于，瞬時套利要求投資者盡可能快的時間內完成套利流程的操作，降低價格變動的風險，而延時套利則允許投資者根據自己對標的指數未來走勢的判斷，適當延長操作時間。延時套利交易的收益部分決定于ETF溢價率的變化，而更多的決定于投資者對標的指數未來走勢的判斷正確與否。
確切的說，ETF延時套利并非真正的套利策略，而是通過ETF套利交易機制實現對標的指數的日內T+O投機，它需要投資者對標的指數的未來短期走勢有較好的把握。由于ETF瞬時套利的空間越來越小，延時套利策略在市場上的運用越來越廣。此外，因為溢價套利不用交10bp的股票交易印花稅，ETF延時套利一般采取溢價套利交易方式。
ETF事件套利
ETF事件套利是指在ETF跟蹤的指數成分股出現漲／跌停，停牌等事件時，通過ETF的申購／贖回機制變相實現“買八”或“賣出”本不能通過二級市場交易得到的股票。根據事件對股價影響的好壞，ETF事件套利可以分為多頭套利與空頭套利。
例如，長江電力因重大資產重組，從2008年5月7日停牌至2009年5月18目，期間上證指數先跌后漲，投資者對長江電力復牌的后的價格走勢也意見不一。那些認為復牌后長江電力將補跌的投資者，可以利用50ETF進行空頭套利，即根據上證50指數成分股比重買入其它49只股票，并按照長江電力停牌時每股14.65元的價格配備相應權重的現金作為替代，一起申購50ETF基金份額，然后立即在二級市場上賣出ETF份額。投資者申購時用的現金將在長江電力復牌后由基金公司代為買入長江電力股份，多退少補，所以長江電力的復牌價比停牌時價格低的越多，空頭套利者獲利就越大。而那些認為復牌后長江電力股價將上漲的投資者可以采用多頭套利策略，即從二級市場上買入ETF份額并申請贖回成分股，然后賣出長江電力以外的所有股票，從而可以停牌時的價格持有長江電力的股份。如果長江電力的復牌價高于停牌價，則多頭套利者獲利。而實際上長江電力復牌當天大漲了4.26％，空頭套利者將會承受虧損。
ETF事件套利的收益需要投資者熟悉上市公司的基本面情況，對事件的影響方向和程度能夠做出準確的判斷，此外ETF的折溢價率大小也會影響到套利收益。
LOF套利
LOF(Listed ODsen-endedFund)，又稱上市型開放式基金，它和ETF一樣，既可以在一級市場上申購／贖回，也可以在證交所二級市場上買賣。因此，LOF的套利原理也和ETF瞬時套利基本一致，利用的是LOF二級市場價格對其基金凈值的折／溢價，當折／溢價幅度大于交易成本時，就可以通過套利交易來獲利。不過需要注意的是LOF套利和ETF套利有以下幾點不同
1)ETF每15秒提供一個基金凈值報價，而LOF是每個交易日提供 次基金凈值報價，2)ETF在申購成功后，當日就可立即通過二級市場賣出ETF份額，而LOF申購成功后(T日)需等到T+2日才可在二級市場賣出LOF份額。因此，LOF溢價套利需承擔兩個交易日的價格變動風險，3)二級市場買入ETF后，當天即可申請贖回股票，并賣出：而二級市場買入LOF后，需等到T+1日才可申請贖回股票。因此，LOF折價套利需承擔一個交易日的價格變動風險，4)在申購和贖回基金份額時，ETF用的是“一籃子”股票，有最低規模限制，適合大資金投資者；而OF用的是現金，且規模上一般無限制，
最后需說明的是，LOF場內交易活躍度不足，限制了能參與LOF套利交易的資金量。
封基套利
封閉式基金長期以來的折價交易現狀給投資者帶來了潛在的套利交易機會，常用的封基套利方法有到期日套利
目前封閉式基全到期后都采取的是“封轉開”的方式，封基
價格隨著到期日的臨近將逐漸向基金凈值靠攏，封基折價率將最終歸于0。投資者可以在封基到期前，從二級市場折價買八封基持有到期，賺取折價的這一塊收益。這種套利交易成功的前提是，基金凈值在封基到期前的這段時間是上漲的，如果市場大幅下跌，那么套利收益就會打折扣，甚至虧損。為此，投資者也可以在買入封基的同時，做空股指期貨臺約對沖掉部分市場風險。
分紅套利
《證券投資基金運作管理辦法》第三十五條規定： “封閉式基金的收益分配，每年不得少于一次，封閉式基金年度收益分配比例不得低于基金年度已實現收益的百分之九十”。封閉式基金的分紅采取現金分紅方式，由于現金分紅部分是不會打折的，在市場不發生變化的情況下，折價的絕對數額不變，而基金的凈值和價格卻在同步下降，因此分紅后封基的折價率會上升。該種套利策略認為，封基分紅前的折價率是由市場決定，是一個大家都接受的均衡值，那么分紅導致封基折價率上升后，就有下降到原有均衡值的趨勢，因此投資者可以在預期封基分紅之前買入+賺取封基折價率下降帶來的收益。不過此種套利方式也有賴于投資者持有封基的這段時間內市場走勢，如果市場大跌，套利將有可能虧損。
分級基金套利
分級基金屬于創新型基金品種，它把基金份額按預期風險與收益的不同劃分為優先級與次級兩個子基金份額，前者享有基金收益優先分配權，以及多種收益和本金保護機制，收益相對穩定，適合低風險偏好投資者；而后者則定位于那些期望通過融資增加其投資資本額進而獲得超額收益有較高風險收益偏好的投資者。國內市場上的分級基金按交易方式的不同可以分為：
1)分級封閉基金。該類基金只能在場內交易，如：瑞福分級，長盛同慶等；
2)分級LOF。該類基金既可在場內交易，也可以在場外申購贖回，如雙禧中證100，銀華深證100指數分級，
套利策略主要針對的是分級LOF，它和LOF套利的原理類似，賺取的也是基金折／溢價超出交易成本的那一部分收益。不過與普通LOF套利不同的是，分級LOF多了“配對轉換”機制，既將母基金拆分子基金和將子基金合并成母基金份額的操作，其流程如圖3所示。
需要注意的是，在做溢價套利時，和LOF一樣，投資者T日場外申購的分級LOF份額在T+2日才可查到，如果當日選擇將母基金分拆，那么得到的子基金需等到下 個交易日(既T+3日)才可在二級市場上賣出，該類套利策略需承擔交易期間(3個交易日)市場大幅波動的風險。而在做折價套利時，投資者從二級市場上買入子基金，如果當日選擇合并成母基金份額，那么得到的母基金份額也只能在下一個交易日申請贖回?！?見圖2)
此外，還有些分級封閉式基金，如瑞福優先，平常只能在交易所場內交易，但每年都設有個開放期，期內可以進行申購和贖回，從而有可能給投資者帶來一些套利機會，套利機制與分級LOF相似。
股指期貨套利股指期貨期現套利
A股做空機制目前尚不完善，國內只能從事股指期貨正向套利交易，即當股指期貨合約價格高出現貨價格的部分大于現貨的持有成本和交易成本時，買入指數現貨同時賣空股指期貨合約，等到期貨合約接近到期日，期現價差收斂時，同時平掉現貨與期貨倉位，完成套利交易。當然，在期貨合約未到期之前，如果期現價差達到有利位置，也可提前平倉了結交易。期現套利交易成功關鍵在于滬深300現貨的模擬和交易成本的控制。
滬深300指數現貨的模擬現在有三種方法全復制，抽樣復制和ETF組合復制。其中全復制的跟蹤效果最好，不過要同時按比例買到300只股票，實際交易操作難度會比較大。我們建議采用ETF組合復制的方法，可以用上證180ETF+深證100ETF來復制滬深300指數，不過上證180ETF的日成交量相對較小，資金量較大的投資者可以采用上證50ETF+深證100ETF來復制300指數，跟蹤誤差會較前者大一些，但能夠保證足夠的流動性。用ETF復制現貨指數一方面會使得交易比較便捷，另一方面，利用ETF可以實現T+O交易，抓住一些日內的機會。
正向期現套利交易的成本主要包括：1)固定交易成本：期貨交易傭金，股票或ETF交易傭金，印花稅等;2)市場沖擊成本：期貨交易的市場沖擊成本，現貨市場的沖擊成本，3)現貨模擬成本現貨模擬組合對滬深300指數的跟蹤誤差：
股指期貨當月合約的流動性充足，且合約到期日較短，可以提高資金利用效率，適宜用作期現套利。當月合約的期現價差在40個點以上時，期限套利會有比較好的安全邊際。
股指期貨跨期套利
根據持有成本模型，股指期貨合約的價格應該等于現貨價格加上持有至期貨到期日所發生的持有成本。在無風險利率，股息率不變的情況下，不同到期日的期貨合約的價格差為常數。而實際市場上的期貨價格受到流動性，投資者心理、交易費用、稅收，流動性等一系列因素影響，價格并非總是圍繞理論價格波動，可能會產生較大的偏離。但總體來說，不同到期日的股指期貨合約間的價差波動相對股指期貨價格而言平穩很多。
跨期價差在2010年10月份之前走勢總體平穩。10月份和11月份的波動較大，這主要是受到現貨指數變動的影響。滬深300指數一個月左右時間從十月初的2935 57點漲到11月8日的3548.57點，漲幅達20.9％，之后兩個星期內，又跌回11月23日的3107.18點，跌幅12.4％，相對當月期貨合約而言，下月期貨合約流動性較差，在現貨指數大漲大跌之時，下月合約的價格反應更強，造成該時間段內跨期價差劇烈波動。另外在期貨合約換月移倉的時候，當月合約的交割因素會導致跨期價差在當天出現異常值，此時價差雖然大，但是無法進行套利交易。
股指期貨跨期套利目前的障礙主要在于遠期期貨合約的流動性不足，下單指令等待成交的時間風險較大，可以考慮在主力合約移月換倉時適當參與。
可轉債套利
根據所含權證與債券是否分離+可轉債可以分為普通可轉債和可分離交易可轉債。對于普通可轉債而言，當其市場價格小于轉換價值，產生折價時，有兩種操作方式實現套利
1)上述套利機會發生在可轉債的轉換期內時，投資者可以買入轉債并當天轉股(T日)，在下一個交易日(T+1日)賣出股票。在這種套利交易方式下，投資者需承擔標的股票價格變動的風險，這也是套利交易能否成功的關鍵。
2)在標的股可以做空的情況下，投資者可以先融券賣出標的股票，然后在買入轉債行權，并用行權得到的股票平掉融券的空頭倉
位。這種操作承受的股價變動風險較小，可轉債轉換價格的折價空間能夠覆蓋期間的交易費用時，套利就可獲得正收益。
權證套利
對于認購權證而言，當權證接近行權期，如果價格處于負溢價狀態，即認購權證價格
對于認沽權證而言，當權證價格處于負溢價狀態，即認沽權證價格
市場中性套利
這里專指股票市場的中性套利策略，即是要通過在股票市場上分別建立多頭和空頭股票組合，對沖掉市場風險，獲得相對平穩的價差，利用價差往復變動的特性，低位買入價差，高位賣出價差，從而實現套利。目前，國內很多機構都做過基于協整分析的成對交易研究，它是市場中性套利的一種，不過個股股價波動較大，利用日數據得到的兩只股票的協整關系并不穩定。
商品期貨套利
商品期貨是國內最適宜做程序化套利的證券品種，優勢主要體現在市場充裕流動，T+O交易制度，保證金杠桿交易制度和高效的程序化交易技術平臺(如上期綜合交易平臺)。證監會去年四季度出臺新規+商品期貨有望納入基金專戶理財的投資范圍，商品期貨套利作為一種風險與收益相對均衡的投資策略，必將受到更多機構的重視。
商品期貨套利的方式主要有四種
期現套利
商品期貨的期現套利原理和股指期貨類似，不過需要注意的是商品期貨和股指期貨不同之處在于，合約到期時它沒有強制要求期貨合約價格收斂于現貨價格，而且交割時采用的是實物交割，因此商品期貨的期現套利交易中需要估算標的商品的倉儲成本，運輸成本等，較為繁瑣。
跨期套利
跨期套利是商品期貨套利交易中最普遍的一種，是指在同一市場同時買入和賣出同種商品不同交割月份的期貨合約，以期在有利時機將這兩個交割月份不同的合約對沖平倉而獲利。具體操作方法上有一牛市套利，熊市套利和蝶式套利。與股指期貨跨期套利相比，商品期貨跨期套利的優勢在于市場充裕的流動性。2009年我國商品期貨的成交量已經全球第一，占到全球成交量的43％，充足的流動性可以保證跨期套利交易順利進行。
跨市套利
跨市套利主要是利用同一商品在國內外市場價格之間的差異，以牟取價差變動收益的一種套利方式。這種套利方式一般是在兩市相同或相近的期貨合約上同時布下相反頭寸，待價差出現有利變動后即同時平倉，按照價差正負又分為正套和反套。另外+也有套利者會在LME做多近月合約，然后在SHFE相應遠期合約拋空(鎖定利潤)，由于可能涉及現貨交割和進口，所以這種方式的跨市套利實際上是介于套利與套期保值之間的一種實物貿易。近幾年來比較流行在國內外銅市和鋁市的跨市套利，尤其是前者?？缙贩N套利
跨品種套利策略認為：某些商品之間存在很強的關聯性，例如兩種商品是上下游產品，或可以相互替代等，品種雖然不同，但反映的市場供求關系具有同一性，相互之間的價差應該維持在一個合理水平。在此前提下，如果品種之間的價差遠遠超過(低于)正常差價，則可以買進某 相對偏低的商品，賣出另一相對偏高商品，待其價差回歸實現套利。常見的跨品種套利有兩種，一種是相關商品間的套利，如小麥和玉米，菜油和豆油；一種是原料和成品間的套利，如大豆和豆油間的提油與反向提油套利。跨品種套利的風險較前兩者要大，價差會受到多種因素的影響。
套利是未來研究的重點
以上分品種介紹了相關的套利策略，主要涉及股票基金，期貨、可轉債和權證市場，但是從套利的本質來看，這么多的套利交易策略其實又可以分為五類：
1)低風險策略。該策略主要指ETF瞬時套利、股指期貨期現套利和認沽權證套利，它們利用的都是同一證券品種在不同市場上的定價差異，只要套利交易能夠及時順利的執行，套利收益都是可以得到保證的，風險非常之小。不過由于當前市場上從事此類交易的投資者較多，低風險策略的套利機會越來越少，套利收益也相應較低。
2)風險套利策略。這類策略主要包括LOF套利、封基到期日套利，分級LOF套利、可轉債套利和認購權證套利，它們利用的也是同 證券品種在不同市場上的定價差異，不過由于交易制度的限制，它們在不同市場上的交易不能同步進行，不得不承擔期間市場價格發生變動的風險。
3)事件套利策略。當投資者有較大把握能預期到某一事件對證券未來價格的影響時間和深度時，可以采用此策略，它包括ETF事件套利封基分紅套利等。
4)價差投機策略。低風險策略和風險套利策略是要通過套利交易直接賺取市場上已出現的價差，而價差投機策略則是要判斷價差未來的變動方向，賺取價差變動的收益，它包括期貨跨期套利、跨品種套利和市場中性套利，由于相關聯證券間的價差相對單個證券價格而言波動更平穩，因此價差投機策略的風險也相對較小。
5)短線投機策略。這主要是指ETF延時套利+它利用ETF的套利交易模式來實現ETF的日內短線投機。
短期期貨交易策略范文4
摘 要：依據臺灣股指期權成交檔、委托檔和持倉檔等日仁據，參考Fishe and Smith （2012） 方法識別出獲得超額報酬的外資和本土機構投資者，對應的比例分別為50.6%和44.9%?？剂揩@得超額報酬的來源，結果發現：外資和本土投資者確實擁有私有信息；交易紀律對機構投資者的績效有顯著的影響，外資和本土機構投資者中分別有78.3%和69.6%的超額報酬得益于交易紀律；交易紀律和投資者的信息優勢存在交叉效應的影響。關鍵詞： 臺指期權；超額報酬；交易紀律；私有信息中圖分類號：F830
文獻標識碼： A
文章編號：1003-7217（2016）05-0050-07一、引 言臺指期權（TXO）之標的為臺灣股票加權指數，占臺灣期貨市場總交易量的七成，TXO占外資機構投資者的期貨和期權合計交易量的50%以上。雖然期權與期貨都提供股價變動方向之交易策略，如股市看漲則作多看漲期權（long call options），期權也提供股價波動之交易策略，如預測股市將大幅波動則做多跨式交易策略（long straddle），加上高財務杠桿特性，促使信息交易者偏好期權交易[1]。因此，臺指期權市場是研究外資是否相對本地機構投資者更善于分析和判斷市場整體的走勢進而獲得更佳交易績效的絕佳場所。為了比較外資和本土機構投資者的交易績效，本文參考Fishe and Smith（2012）的方法，利用TXO市場中每個投資者每天的成交和持倉數據計算其每天的交易利潤，如果投資者在樣本期間內獲得正報酬的概率大于50%，則他為可以獲得超額報酬的機構投資者[2]。通過比較外資和本土機構投資者中獲得超額報酬的投資者比例，我們發現50.6%的外資機構投資者可獲得超額報酬，而本土機構投資者對應的比例為44.9%。這表明在TXO市場外資機構投資者交易的勝率高于本土機構。本文進一步研究哪些因素有助于這些機構投資者獲得正的報酬?，F有的文獻指出，投資者獲得超額報酬可能源于其較佳的交易紀律和他們擁有私有信息。本文參考Odean（1998） 和 Choe and Eom （2009）[3，4]的方法，以投資者處分效果（Disposition Effect，DE）作為其交易紀律的變量。處分效果即投資者會傾向持有損失的股票而去實現獲利的股票。本文發現交易紀律與投資者績效緊密相關，交易紀律較佳的機構投資者，他獲得正交易報酬的概率越大。隨后，本文使用TXO的委托檔資料，基于Cont et al. （2014） 構建的委托簿模型，利用委托單深度失衡變量（Order Flow Imbalance，OFI）檢驗這些機構投資者是否擁有私有信息[5]。既然交易紀律和私有信息都與投資者的交易績效相關，那么他們之間是否存在交叉效應的影響呢？我們的實證結果證實了交叉效應的存在，即交易紀律欠佳的機構投資者對私有信息的掌握也相對較少，而且該現象在本土機構投資者中回歸結果中更加明顯。二、文獻綜述關于外資機構投資者在新興市場的交易績效是否較佳的研究已經持續十余年。Richards （2005） 認為外資的資金流變化顯著影響了東亞六個新興市場指數的水平[6]。同時，Bae et al.（2012） 的實證研究表明新興市場中愈便于外國交易者投資的股票價格愈快地反映全球信息，即外國交易者通過其交易行為將其掌握的信息傳遞到新興市場的股票價格中去[7]。另一方面，Dvorak （2005）使用印度尼西亞股票市場的數據發現市場中外資投資者的績效不及本國投資者[8]。在臺灣市場中也有類似貌似矛盾的結果，Chang et al.（2009） 和Lin et al.（2016） 發現外資機構投資者是臺指期權市場上的表現更佳的信息交易者[9，10]，但是Lee et al.（2004） 的研究表明大型的本土機構投資者在股票市場績效更佳。雖然表面上以往的文獻提供了不一致的結論，但是通過仔細的比較我們發現外資機構投資者似乎更善于掌握全市場的信息，而本土機構投資者則在個別股票市場上的交易績效更好[11]。因此，本文專門挑選了標的指數為臺灣股票發行量加權指數的臺指期權市場作為研究對象，探討外資機構投資者的交易績效是否更佳。以往文獻在比較外資和本土機構投資者交易績效時多采用間接的方法，即利用外資和本土機構投資者的成交檔和委托檔數據構建信息變量，進而檢驗哪類投資者對標的指數或股票價格變動預測能力。代表性的文獻主要有Chang et al.（2009） 和 Pan and Poteshman（2006） 使用PutCall ratio， Lin et al.（2016） 構建委托單不平衡變量。得益于詳實的臺指期權成交檔和持倉檔數據，我們了解每位投資者在樣本期間全部的歷史成交和持倉資料，本文參考Fishe and Smith （2012）的方法可以計算每位投資者每天的交易獲利。通過比較外資和本土機構投資者中可獲得超額報酬的比例提供了一種直接比較外資和本土機構投資者交易績效的方法。探討投資者交易紀律與機構投資者交易績效的關系。以處分效果作為投資者交易紀律的變量。Odean（1998） 和 Choe and Eom（2009） 的研究表明，處分效果與投資者的績效呈負相關的關系。起初，處分效果常與股票市場中的散戶聯系在一起，隨后Choe and Eom（2009） 對韓國期貨市場的研究加入了機構投資者和散戶，本文則將處分效果的研究范圍拓展至期權市場，并研究多少獲得超額報酬機構投資者得益于他們擁有較佳的交易紀律。信息檢驗的方法很多，Kyle （1985）首次提出信息交易者的交易會引致市場價格沖擊，而價格沖擊也預示著私有信息[12]。隨著更詳實數據的出現，Lee et al.（2004） 構造了積極的委托單不平衡指標（Marketable Order Imbalance，MOI）， Hu（2014） 則使用個股期權的成交數據構建了委托單不平衡（Order imbalance）變量[13]。本文基于Cont et al.（2014） 構建的委托簿模型，利用委托單深度失衡變量（Order Flow Imbalance，OFI）檢驗獲得超額報酬的機構投資者是否擁有私有信息。與MOI變量相比，OFI充分利用了所有的委托單，其中包括撤銷的委托單，因此，OFI的信息含量更豐富。三、研究方法和變量（一）識別獲得超額報酬的機構投資者根據 Fishe and Smith （2012）的方法，本文通過計算樣本期間內各投資者每日交易的報酬，并由該績效指標來判斷投資者是否可獲得超額報酬。令SHi，k，j，t：SHi，k，0，t，SHi，k，1，t，…，SHi，k，Jk，t表示投資者i 在第t個交易日內第 j 次交易后合約 k 的持倉量，若做多，則其為正值；否則為負值。投資者i在第t日共交易K個合約，合約k的初始持倉口數為SHi，k，0，t，經過 Jk次的交易后為SHi，k，Jk，t。加總該投資者在t日內交易不同到期月份、不同履約價格的臺指期權合約的利潤后，我們就得到其在t日的報酬：其中，Pk，j，t表示投資者i第j次交易合約k的價格，其中pk，o，t和pk，Jk，t表示合約k在第t日的初始開盤參考價（前一日收盤價）與收盤價。Fishe and Smith （2012）因數據限制，無法觀察到投資者日內交易的數據，故將投資者的損益拆解成兩部份。第一個部份為前一天的收盤后留下的頭寸，經過一個交易日后產生的部位損益，第二個部份則為該日的部位與前一日的凈變化所帶來的交易損益。但若投資者在該日進行當沖交易，此時他的部位不變，無法捕捉到當沖交易的損益，將會錯估其該日損益，因此本研究直接以（1）式來計算期貨交易人每日損益。在計算出投資者i在t日的損益后，構造其績效指標：Fishe and Smith（2012）指出若投資者隨機買入或賣出，則其只有50%的概率可獲得正收益。這樣，θi，t每日的值即為一個二項分布的實現，通過加總投資者獲利變量θi，t就可構造統計量Zi （Zi服從漸進正態分布）。如果Zi>0.5N（N為投資者i的交易天數）則稱其能夠獲得超額報酬。這種篩選方法可能存在一定的誤差，存在遺漏某些獲得超額報酬的投資者，比如，部分投資者發生經常性的小額虧損，但是偶爾獲得巨量利潤，但這對全文的研究結論不會產生影響。（二）交易紀律的變量――處分效果（DE）本文參考Odean （1998）的方法，通過比較持有合約的平均價格和收盤價格來判斷當日發生盈利或損失。進一步，如果交易結束后其持倉量增加則其賬面盈利或損失（Paper Gain or Loss， PG 或 PL）次數加1； 否則，已實現的盈利或損失（Realized Gain or Loss，RG 或 RL）次數加1。投資者i在樣本交易期間內，已實現盈利比例（Proportion of Gains Realized， PGR）和已實現損失比例（Proportion of Losses Realized， PLR）定義為：Odean （1998） 計算處分效果僅使用了成交數據，Locke and Mam （2009） 則假設投資者每日持倉數量為零。本文計算處分效果使用了投資者完整的日內成交和每日持倉數據，因而我們的結果相對更準確[14]。本文首先檢驗處分效果是否影響投資者的績效。組合的方法能夠降低每個組別受投資者類型和交易特征（Choe and Eom， 2009）影響的程度。因此，將所有的外資和本土機構投資者按其對應的處分效果數值分為10組，并計算他們的平均績效（θtypem）。而后利用t檢驗的方法，檢驗DE最低的一組和最高的一組的績效是否存在顯著的差異。最后，我們進一步從獲得超額報酬的外資和本土機構投資者中篩選出交易紀律較佳的投資者，從而得到哪些投資者獲得超額報酬得益于較佳的交易紀律。（三）獲得超額報酬的機構投資者的信息檢驗本小節介紹如何檢驗篩選的獲得超額報酬的投資者具有私有信息。目前，已有的檢驗投資者是否擁有私有信息的文獻關注他們的交易或下單行為的信息含量。每筆交易可分為買方驅動或賣方驅動，買方驅動的交易量減賣方驅動的交易量為委托單不平衡（Order Imbalance），信息交易者的委托單不平衡能夠預測證券價格未來的變化。有了投資者委托單數據后，Lee et al.（2004） 構造了積極的委托單不平衡指標；Lin et al.（2015）重建了標準時間步長的揭示檔，利用揭示檔五檔的委托單分別構建了委托單不平衡。但是上述指標均只用了投資者的部分委托單信息。Cont et al.（2014） 構建了的委托簿模型，并利用單一的委托單深度失衡變量（OFI）概括了所有的委托簿事件――市價單、限價單和撤單，并用其檢驗獲得超額報酬的機構投資者是否擁有私有信息。與Lee et al.（2004）和Lin et al.（2015）使用的MOI變量和委托單不平衡相比，OFI充分利用了所有的委托單，其中包括取消的委托單和市價單。我們首先挑選所有獲得超額報酬的機構投資者的委托單，在給定的時間區間內，定義OFI：其中，IV 是一個指示性變量，如果委托單由交易紀律顯著較差的機構投資者提交則IV的取值為1；反之，則為零。如果交易紀律和私有信息對投資者績效存在交叉效應的影響，我們預期至少β2或β4中一個系數顯著為負。此外，為了進一步比較交易紀律和私有信息對外資機構投資者和本土機構投資者績效影響的差異，本文專門選取了兩類機構投資者的數據，并分別估計了模型（9）的結果。進一步，我們可以通過比較β1和β3的系數來判斷哪類投資者更善于分析和掌握私有信息；同時，β2和β4亦可揭示哪類機構投資者受交易紀律的影響更大。Lin et al. （2016）的敘述統計表明，臺指期權市場中60%以上的委托單在5秒內成交，而且他們從重建的委托簿中提取信息預測期權未來價格變化時發現5秒的結果最好。所以，本文選取的時間間隔為5秒。四、數據本文使用的數據集包括臺指期權的日內成交檔、委托檔和持倉檔數據，樣本期間為2007年1月2日～2012年11月30日。每筆成交和委托單數據均含有投資者賬戶、投資者類型（外資，本土機構投資者和散戶等）、價格、數量、買賣方向、合約（看漲/看跌）、執行價格和到期日等信息。此外，委托單數據還表明了委托方式（市價單，限價單）。投資者的持倉數據則包含投資者賬戶、合約（看漲/看跌）、執行價格和到期期限和其持有的頭寸。參考Chang et al.（2009） 和 Lin et al.（2016） 去除了臺指期權市場中的造市者。參考Lin et al.（2016） 和林蒼祥等（2015）的方法，挑選出每日最近月合約中交易量最大的看漲和看跌期權，以此為樣本檢驗能夠獲得超額報酬的機構投資者是否擁有私有信息。本文挑選出的看漲期權合約的在值程度主要分布在1～1.07，并在1.02處數量達到最大；看跌期權主要分布于0.93～1。這表明臺灣市場的投資者偏好淺價外期權。樣本期間內外資和本土機構投資者分別有726和912個賬戶，為剔除不活躍交易者，本文選取了樣本期間內至少5次交易的投資者，最終我們得到500和608個賬戶。投資者的交易經驗（Fishe and Smith， 2012）、交易頻率和交易量（Choe and Eom， 2009； Coval and Shumway， 2005；）和委托單大小（Lee and Yi， 2001）與信息交易緊密相關?；诖?，我們分別統計了外資和本土機投資者的經驗（平均持倉和交易天數）、交易次數和交易規模的均值、方差、最小值、中位數和最大值。表1中的統計結果表明本土機構投資者交易較為活躍，每日的交易量和交易次數均高于外資。由于，外資機構投資者有相當的比例是陸續進入TXO市場，故而其平均交易天數亦小于本土機構投資者。但是，外資對應統計量的標準差較少，這意味著外資機構投資者間的個體差異性相對較小。此外，他們都比較偏愛小型委托單。五、實證分析由于投資者較佳的交易紀律也有助于投資者獲得超額報酬；而且機構投資者交易量和交易時間較長，很少受到運氣的影響。因此，本文略微修改了Fishe and Smith （2012）的定義，并未直接稱獲得超額報酬的機構投資者為信息交易者。通過信息檢驗的方法判斷他們是否擁有私有信息，以及探究多少投資者得益于較佳的投資紀律。（一）識別獲得超額報酬的機構投資者表2分別總結了獲得超額報酬的外資和本土機構投資者的數量，及其對應交易特征的敘述統計。Panel A中的數據顯示外資機構投資者中253個投資者能夠獲得超額報酬，比例達到50.6%；本土機構投資者則對應了273個賬戶，比例為44.9%。和Lin et al.（2016） 與Chang et al.（2009）的結果一致，雖然外資機構投資者交易量和賬戶數量相對較少，但是他們在臺指期權市場中交易績效卻比本土機構投資者較好；這也間接驗證了外資對市場整體信息分析和判斷較佳。Panel B和C則分別總結了他們對應的交易特征。結合表1和2中Panel B的數據發現，和Fishe and Smith （2012）的結論一致，獲得超額報酬的外資機構投資者更有經驗，交易時間均比較長。本土機構投資者則展現了略微不同的圖景。與全部本土機構投資者相比，獲得超額報酬的投資者平均每日的交易次數和交易量分別增加了40.05% 和33.93%。他們的差異可能主要源于他們資金實力的差異。外資資金雄厚，且基于市場整體走勢的判斷交易臺指期權；而本土機構投資者資金量相對較小，主要靠快速的周轉賺取短期價差。最后，我們發現所有獲得超額報酬的機構投資者均偏好中小型委托單，這一結果與Lee and Yi （2001） 和 Chang et al. （2013） 的結論一致。（二）交易紀律本文以投資者的處分效果作為其交易紀律的變量。Odean（1998） 和Choe and Eom （2009） 的實證結果表明投資者獲得超額報酬可能源于其交易不存在處置偏誤，即具有較佳的交易紀律。參考Odean（1998）方法，首先檢驗處分效果是否有助于解釋投資者的績效差異；其次，分析能夠獲得超額報酬的外資和本土機構投資者中多少投資者得益于較佳的交易紀律。為了檢驗處分效果是否對投資者績效具有影響，這里將所有的外資和本土機構投資者分為10組，而后運用t檢驗的方法，檢驗DE最低的一組和最高的一組是否存在績效差異（θtypem）。表3中的Panel A 總結了本部分的實證結果，從實證結果可以發現DE越低則該組投資者的績效越好，且該結論適用于外資和本土機構投資者。這一結果與Odean（1998） 和Choe and Eom （2009） 的結論一致，同時也在臺指期權市場中驗證了處分效果對績效的影響。30.4 %Panel B 總結了獲得超額報酬的機構投資者的處分效果。結果表明獲得超額報酬的外資中有21.7%的投資者交易績效較差，本土機構對應的比例為30.4%。這表明168名外資機構投資者和150名本土機構投資者得益于其較佳的交易紀律，而剩余的其他投資者則可能主要源于其對信息的分析和掌握。（三）獲得超額報酬機構投資者的信息檢驗利用獲得超額報酬的機構投資者的委托下單數據，通過構建OFI指標檢驗他們是否擁有私有信息。 從表4中Panel A的結果可以發現，獲得超額報酬的機構投資者的滯后一期委托單深度不平衡變量能夠顯著地預測看漲和看跌期權的價格變化，這意味著此類型機構投資者確實依靠私有信息交易獲取超額報酬（Cont et al.2014）。此外，注意到OFIk，t-2的系數與預期的符號相反，這可能源于本土機構執行逆向策略， 從而導致他們頻繁下單以追求短期利潤。上一節的結果表明機構投資者的績效還與其交易紀律相關，為了研究交易紀律和私有信息對機構投資者交易績效的影響是否存在交叉效應，本文分別針對外資和本土機構投資者的數據估計了模型（9），對應的結果分別保存在表4中Panel B和Panel C。Panel B 中落后一期的OFIC/Pk，t-1的系數1.32E-05和4.46e-06在1%的顯著性水平上顯著為正，而且落后二期的結果未出現價格反轉（Price Reverse）的現象；Panel C中的本土機構投資者的回歸結果與外資機構投資者類似； 這表明外資和本土機構投資者很可能是臺指期權市場中信息交易者（Hu， 2014）。但是，對比外資和本土機構投資者的回歸結果我們發現，外資機構投資者對應的委托單深度不平衡變量的系數較大，這意味著和Chang et al.（2009） 與Lin et al.（2016） 的結果一致，外資機構投資者在臺指期權市場更善于分析和掌握全市場的信息。變量OFIC/Pk，t-1?IV和OFIC/Pk，t-2?IV的回歸系數反映了交易紀律和私有信息的交叉效應，如果系數為負則意味著交易紀律較差的機構投資者無信息優勢，從而投資者的交易績效亦欠佳。Panel B的結果表明，在看漲期權市場中交易紀律欠佳的外資機構投資者的落后一期的委托單深度不平衡變量的系數顯著為負；在看跌期權市場中，落后二期的委托單深度不平衡變量的系數顯著為負。一方面，這與上一節中的結果一致，即外資機構投資者交易績效與其交易紀律相關；另一方面，本文的結果證實了交易紀律和投資者擁有的私有信息的交叉效應，加入交易紀律欠佳之外資機構投資者提交的委托單會降低委托單深度不平衡變量對未來期權價格變動的預測能力。關于本土機構投資者的回歸提供了類似的結果。但是，比較外資和本土機構投資者變量OFIC/Pk，t-1?IV和OFIC/Pk，t-2?IV的回歸系數，我們發現交易紀律對本土機構投資者的委托單深度不平衡變量關于未來期權價格變動的預測能力的影響更大。六、結論和政策建議一般來說，外資機構投資者資金實力較為雄厚，且對市場總體走勢的信息的掌握和分析優于其他投資者[9]。擁有市場整體信息的投資者會偏好在指數期權市場交易（Lin et al.2016）。因此，本文利用臺指期權市場檢驗了外資機構投資者是否優于本土機構投資者。本文參考Fishe and Smith（2012）的方法，利用投資者的成交檔和持倉檔數據找出外資和本土機構投資者中獲得超額報酬的機構投資者，并以此衡量外資和本土機構投資者的績效。結果顯示253個外資機構投資者可以獲得超額報酬，比例達到50.6%；本土機構投資者則對應了273個賬戶，相應的比例為44.9%。這表明臺指期權市場中外資整體績效優于本土機構投資者。通過對比外資和本土機構投資者中獲得超額報酬的機構投資者的交易特征發現：（1）獲得超額報酬的外資機構投資者的更有經驗（交易時間比較長）；（2）本土機構投資者對應的更高的交易頻率和更大的交易量。二者的差異可能源于他們的資金實力：外資實力雄厚，他們基于信息交易；本土機構投資者資金量相對較小，這使得他們致力于頻繁的交易以賺取每日價差。獲得超額報酬的機構投資者獲得超額報酬可能源于較佳的交易紀律和擁有私有信息。采用Cont et al.（2014）的委托單深度不平衡指標（OFI）檢驗發現獲得超額報酬的投資者確實具有私有信息；同時，以處分效果作為交易紀律的變量發現獲得超額報酬的機構投資者中，170名外資機構投資者和150名本土機構投資者還得益于他們具有較佳的交易紀律；此外，我們發現交易紀律和私有信息存在交叉效應，交易紀律欠佳的機構投資者的委托單深度不平衡變量的系數顯著為負，而且本土機構投資者所受影響更大。臺灣與中國大陸同文同種，市場的參與者結構和投資者的交易行為相似，因此本文的研究結果對于監管者了解機構投資者的交易行為具有重要的意義。同時，中國過去印鈔票發展經濟，現在需要印股票、債壞髡經濟結構并推動一帶一路，導錢潮入證皇諧 N避免系統性風險需要吸引世界錢潮，使得全球投資人共同分擔中國風險，中國需要積極推動指數期貨和期權市場的發展，使得全球投資人有合適的避險手段。
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