中国黄金期货价格发现功能动态演进实证研究--.docx

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1、中国黄金期货价格发现功能动态演进实证研究中图分类号：F790文献标志码：A文章编号：1009-055X（2016）03-0028-10一、引言自2008年1月上市以来，中国黄金只经历了短短七年的时间，相比国外成熟的黄金市场而言，中国的黄金期货市场正处于起步阶段，中国黄金期货价格所包含信息的准确性及其价格发现功能的发挥情况尚无定论。同时，由于近年来中国通货膨胀较为严重，黄金期货市场波动剧烈，为了稳定黄金期货市场，上海期货交易所决定，自2010年11月29日收盘结算起，提高黄金期货合约的交易保证金水平，由原来的7%提高至10%，提高比例高达43%，这对中国黄金期货市场所产生的影响也有待深入分析。期

2、货市场的价格发现功能是指通过期货市场上公平合理的合约交易，形成具有权威性、预期性和连续性的期货价格信息，并通过期货市场将该价格信息及时传递给公众，指导其生产、经营和决策。在有效市场理论假设下，期货价格包含了所有相关的信息，包括已知和预测的全部价格信息。在有效市场假设下，期货价格是对未来现货价格的无偏预测。国内外对各种大宗商品期货市场的价格发现功能的实证研究很多。D.Bigman（1983）1等最早提出了期货市场检验模型，通过利用交割日的现货市场价格对距离交割日一定时间的期货市场价格加以回归，但是该模型没有对数据的平稳性进行检验的情况下直接对期货市场与现货市场之间的价格联动性进行检验。Engle

3、和Granger（1987）2针对以上研究模型所存在的缺陷，提出了E-G两步法，但是该模型在中也存在局限性：在模型中附加了“公共因子约束，在一定程度上降低了检验的有效性。Johansen（1988）3针对E-G两步法在实证中存在的上述问题，提出了以向量自回归模型为基础的协整检验方法。Shastri（2008）4等以芝加哥交易所上市的137支股票期货日收盘价格为研究对象，通过构建VAR模型和协整方程，研究单只股票期货的价格发现功能。研究结果表明，在31个交易月期间，单一股票期货对相应标的股票的价格发现的贡献约24%。近年来，也有部分学者采用新的研究方法，如EGARCH模型（ZhongM.、Dar

4、ratA.F.和OteroR.，2004）5和GARCH模型（ChunchiWu、JinliangLi和WeiZhang，2005）。6姜津、刘芳、吴文（2009）7是国内最早研究中国黄金期货市场价格发现功能的学者，他们以2008年7月14日至2008年8月25日期间上海期货交易所和黄金交易所30个样本日的收盘价为研究对象，借助协整检验、向量自回归模型（VAR）以及自回归滞后模型，对我国黄金现货市场的价格波动与期货市场的价格波动之间的关系进行实证检验，检验结果表明，两个市场的价格波动之间存在着内在的关联性。余亮、周小舟（2009）8以2008年1月9日至2008年9月8日期间上海期货交易所和黄

5、金交易所的日收盘价为研究对象，建立向量自回归模型，运用协整检验、Granger因果检验、误差修正模型和脉冲响应函数，对中国黄金期货市场与现货市场之间的价格联动关系进行实证检验，检验结果表明，两个市场的价格之间并不存在Granger因果关系，中国的黄金期货市场的价格发现功能并未完全实现。本文在扩大实证研究的数据涵盖期间的基础上，从实证分析的角度来研究中国黄金期货市场价格发现功能的动态演进。研究主要围绕如下两个问题而展开：中国黄金期货价格与中国黄金现货价格之间的引导关系。提高黄金期货保证金比例对中国黄金期货市场价格发现功能的影响。二、黄金期货价格与现货价格关系动态演进的实证检验（一）向量自回归模型

6、（VAR）简介作为分析与预测多个相关指标的模型之一，向量自回归模型（Vectorautoregression，VAR）被广泛用于分析具有关联性的时间序列系统，以及衡量随机扰动信息对各个变量所产生的动态冲击，进而可以解释各种冲击对经济系统所产生的影响。该模型于1980年由ChristopherSims引入到研究中。（二）数据;及处理本文采用文华财经提供的沪金指数的收盘价格作为中国黄金期货价格的代表。由于黄金期货市场在同一时刻一般都存在多个不同的交易合约，这些合约之间的区别只是到期的月份不同，而当到达最后交易日，该合约将因交割或交易停止而不复存在。鉴于仅选取单一的期货合约价格序列将不能形成连续有效

7、的时间序列的这一问题，文华财经提供的沪金指数全面地考虑了整个黄金期货市场的交易情况，根据每个品种的持仓量和成交量设定权重，得出反映整个市场走势的指数，反映黄金期货市场价格“重心的变化趋势，更加客观与科学，具有良好的连续性。为了选取能代表黄金现货市场并且与黄金期货市场关系最为紧密的现货市场代表数据，本文采用上海黄金交易所黄金现货品种au9999与au9995日收盘价的平均值作为中国黄金现货市场的代表。根据黄金期货合约规定，金含量不小于99.95%的国产金锭及经交易所认可的伦敦金银市场协会（LBMA）认定的合格供货商或精炼厂生产的标准金锭。au9999是含量99.99%1公斤金锭，而au9995是

8、含量99.95%1公斤或者3公斤金锭，这两者都是黄金期货合约里的主要标的，两者价格的平均值能全面反映与期货合约匹配的黄金现货市场的情况。此外，这两种合约的延期交割性可以与沪金指数完全匹配，符合协整检验理论的要求，便于进行实证分析。基于以上考虑，本文选2008年1月9日至2012年1月9日之间黄金期货市场与现货市场相对应的各975个数据进行实证检验。此外，由于2010年11月29日黄金期货保证金比例提高了将近42%，可能会对黄金期货价格发现功能产生影响，因此，本文用分时间段法来进行研究，第一阶段从2008年1月9日到2010年11月28日，第二阶段从2010年11月29日到2012年1月9日，通

9、过对比两个时间段的实证检验结果，分析保证金比例的提高对黄金期货市场价格发现功能的影响。同时，为了便于发现价格数据中隐含的趋势，本文采取缩小数据分布范围的方法，对中国黄金期货价格与现货价格的时间序列分别进行对数变换：LNS代表中国黄金现货价格的对数序列；而LNF代表中国黄金期货价格的对数序列。（三）ADF单位根检验为了检验中国黄金期货价格与中国黄金现货价格之间是否存在协整关系，首先应该进行单位根检验。本文软件Eviews5.0，先后对中国黄金现货价格，中国黄金期货价格及其一阶差分序列进行单位根检验，检验结果如下表1和表2所示：由检验结果可知：在1%、5%以及10%的置信水平下，无论是第一阶段数据

10、，还是第二阶段数据，LNF和LNS的ADF检验值都大于临界值，这说明中国黄金期货价格和中国黄金现货价格序列都是非平稳的。而通过进一步对中国黄金期货价格序列以及中国黄金现货价格序列各自的一阶差分进行ADF检验，在1%、5%以及10%的置信水平下，无论是第一阶段数据，还是第二阶段数据，LNF和LNS的ADF检验值都小于临界值，零假设均不能被拒绝，说明中国黄金期货价格序列和现货价格序列各自的一阶差分是平稳序列，可进行后续的协整检验。（四）VAR模型与Johansen协整检验作为描述变量之间均衡关系的分析方法，协整检验主要是通过检验非平稳变量之间是否存在平稳的线性组合关系，从而确定经济变量之间是否存在

11、长期均衡关系。协整检验主要有两种方法，包括E-G两步法和Johansen协整检验法。本文采用的是Johansen协整检验法，原因如下：一方面，与E-G两步法相比，Johansen协整检验法不需要事先定义经济系统中哪个变量是解释变量，哪个变量是被解释变量，由于本文意在探索黄金期货市场与黄金现货市场之间的价格引导关系，并不能事先确定是哪个时间序列起到价格引导作用；另一方面，采用Johansen协整检验法可以找到经济系统中所有的协整向量，确保检验的完整性和真实性。在以上两个VAR模型的基础上，本文对中国黄金现货价格LNS和中国黄金期货价格LNF进行Johansen检验，检验结果如表3所示。对第一阶段

12、数据（2008年1月9日至2010年11月28日），当原假设为“不存在协整关系的时候，迹量为27.674，大于5%置信水平下的临界值，拒绝原假设，说明期货价格LNF与现货价格LNS之间存在协整关系；而当原假设为“至多存在一个协整关系的时候，迹量为0.161，小于5%置信水平下的临界值，接受原假设，说明第一阶段（2008年1月9日至2010年11月28日）的中国黄金期货价格LNF与黄金现货价格LNS之间存在且仅存在一个协整关系（如表4所示）。对第二阶段数据（2010年11月29日至2012年1月9日），检验结果如表5所示。当原假设为“不存在协整关系时，迹统计量为15.538，大于5%置信水平下的临界值，拒绝原假设，说明期货价格LNF与现货价格LNS之间存在协整关系；而当原假设为“至多存在一个协整关系时，迹统计量为2.133，小于5%置信水平下的临界值，接受原假设，说明第二阶段（2010年11月29日至2012年1月9日）的期货价格LNF与现货价格LNF之间存在且仅存在一个协整关系（如表6所示）。所以，中国黄金期货市场的价格波动与现货市场的价格波动之间仅存在一个长期均衡关系，这种均衡关系不随黄金期货保证金比例的上调而发生改变。对第二阶段数据（2010年11月29日至2012年1月9日），根据式（10），可知误差修正项前的系数为-0.239