云投稿上海与纽约黄金期货价格联动关系实证分析.pdf
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1、沈阳农业大学学报(社会科学版),2 0 1 4 0 1,1 6(1):1 9 2 2J o u m a lo fS h e n y a n gA g r i c u l t u r a lU n i v e r s i t y(S o c i a lS c i e n c e sE d i t i o n),2 0 1 4 一0 1,1 6(1):1 9 2 2D O I:1 0 3 9 6 9,j i s s n 1 0 0 8 9 7 1 3 2 0 1 4 0 1 0 0 5上海与纽约黄金期货价格联动关系实证分析朱晓(中国工商银行浦东分行,上海2 0 0 1 2 7)摘要:为研究国内外期
2、货黄金价格之间的关联性,对2 0 1 1 2 0 1 2 年间的纽约期金日收盘价格和上海期金开盘价格进行协整检验、因果检验,建立误差修正模型,进行脉冲响应分析和方差分解研究。结果表明:上海黄金期货市场与纽约黄金期货市场价格之间存在长期均衡的关系。上海期货价格受到纽约期货市场价格的影响幅度更大,时间间隔更短。关键词:黄金期货价格;协整检验;因果检验;误差修正模型;脉冲响应;方差分解中图分类号:F 8 3 0 9 4文献标志码:A文章编号:1 0 0 8 9 7 1 3(2 0 1 4)0 1 0 0 1 9 0 4一、对象与方法中国的黄金市场自2 0 0 2 年上海黄金交易所成立以来,已走过1
3、0 年时间。2 0 0 8 年1 月9 日,黄金期货在上海期货交易所挂牌交易,实现了中国黄金市场由商品市场向金融市场质的转型M。黄金期货的推出目的是运用期货市场价格发现、套期保值和杠杆作用的功能,更好地回避黄金市场价格波动风险删。然而,我国黄金期货由于市场不成熟和交易量相对较小,我国黄金期货价格波动与国内黄金供需关系并不大,而主要受到外盘黄金价格变化的影响。那么在这种情况下我国黄金期货价格与国际黄金期货价格存在怎样关系,我国黄金价格是否已与国际价格接轨,这是黄金市场管理者和投资者十分关心的问题【4,8】。但目前研究比较多的是国内外黄金现货价格的联动关系,对于黄金期货,相关研究还比较有限p 弼。
4、为此,本研究选取2 0 1 1 2 0 1 2 年间上海和纽约黄金期货价格联动关系进行研究,通过G r a n g e r 因果检验、协整检验和因果检验,建立误差修正模型和采用脉冲响应分析等统计方法,以考察我国黄金期货价格同世界上主要黄金期货市场价格变化相互影响的方向和程度,以及这种价格变化影响的时滞性。选择2 0 1 1 0 1 0 1 2 0 1 2 1 2 3 1之问的纽约期金日收盘价格和上海期金开盘价格进行比较,这是因为纽约商品交易所黄金期货交易市场为全球最大的黄金期货交易市场,其黄金交易价格对全球金价产生巨大的影响,而上海作为中国金融中心,它的期金价格也能够代表中国黄金期货价格。在开
5、盘价和收盘价选择中,本研究准备用上海黄金期货开盘价和纽约期金前一日收盘价进行比较,这是因为纽约前日收盘价的时间为前日1 7:1 5,也就是北京时间当日0 6:1 5,而上海期金开盘时间为北京时间0 9:0 0,两者在时间上面比较接近。在交割期品种选择上,研究选取黄金连续价格。所谓连续价格,就是几个交割期品种的平均值,类似于大盘的效果。为消除两组数据可能存在的异方差性,分别对它们进行对数化处理。用L N s E R 0 1 代表对数化处理后的纽约期金前一日收盘价,用L N s E R 0 6 代表对数化处理后的上海黄金期货开盘价。二、结果与分析(一)A D F 检验、协整检验两个变量之间存在协整
6、关系的前提是变量具有相同的单整阶数,因此在建立协整模型之前,要先依据A D F 法检验各变量单整阶数。下面分别对数据序列L N S E R 0 1 和L N S E R 0 6 及其一阶差分序列D(L N S E R 0 1)和D(L N S E R 0 6)进行A D F 检验结果(表1)。分析结果表明,L N S E R 0 1,L N S E R 0 6 序列为非平稳序列,其D 0 0 5;而其一阶差分D(L N s E R 0 1)和D(L N S E R 0 6)平稳,其P 0 0 5,说明纽约黄金期货价格L N S E R 0 1 和上海黄金期货价格L N S E R 0 6 均为
7、一阶单整序收稿日期:2 0 1 3 一1 1-0 9作者简介:朱晓(1 9 船一)。男。中国工商银行职员。硕士。从事期货、证券研究。万方数据http:/ QQ:1105885881http:/http:/2 0 沈阳农业大学学报(社会科学版)第1 6 卷列,满足协整检验的前提,因此,研究可对上述数据进行协整检验(表1)。协整是指几个非平稳时间序列变量的线性组合形成平稳变量,在这种情况下,就称非平稳时间序列间存在协整关系。在V A R 模型基础上,对L N S E R 0 1 和L N S E R 0 6 进行协整检验。表1L N S E R 0 1 和L N S E R 0 6 序列及其一阶差
8、分序列平稳性检验表2L N S E R 0 1 和L N S E R 0 6 序列及其一阶差分序列平稳性检验原假设N o n e 表示这两个变量间没有协整关系,在该假设下计算的迹统计量的辟o 0 1 2 2,在0 0 5 置信水平下可拒绝原假设,认为至少存在一个协整关系,下一个原假设A tm o s t l 表示最多有一个协整关系,在该假设下迹统计量的P 值为o 0 2 5 4,在0 0 5 置信水平下拒绝原假设,认为存在两个协整关系(表2)。综上所述,从迹统计量可以判断L N s E R 0 1 和L N s E R 0 6 间至少存在两个协整关系。说明在短时间内上海黄金期货价格、纽约黄金期
9、货价格可能偏离均衡状态,但长期来看,两者之间保持着长期均衡关系。(二)协整关系式及误差修正模型的参数估计在协整检验的基础上,可以建立如下协整关系式:L N S E R 0 6(一1)=1 0 2 2 6 L N S E R 0 l(一1)一O 1 2 3 4(1)从式(1)结果看,国内外黄金期货价格表现出显著的同向变动趋势,纽约黄金期货价格对伦敦黄金期货价格的长期弹性系数为1 0 2,这表示纽约期金价变化1 所引起的上海金价变化约为1 0 2。根据以上建立的协整关系,进一步建立误差修正模型(V E C M),关系式如下:D(L N S E R 0 6)=一0 1 7 7 7 1 0 e c m
10、(一1)一0 4 7 0 0 5 1D(L N S E R 0 6(一1)一0 3 0 8 0 9 3D(L N S E R 0 6(一2)(0 0 5 3 9 5)(0 0 7 0 8 6)(0 0 7 2 1 8)+0 6 1 7 0 4 4 D(L N S E R 0 1(一1)+0 4 1 9 6 9 7 D(L N S E R 0 1(一2)+(2)(0 0 6 6 5 7)(0 0 7 3 1 6)D(L N S E R 0 1)=一0 0 4 2 4 5 7 e c m(一1)一0 0 5 0 8 2 3 D(L N S E R 0 6(_ 1)一0 0 5 3 3 1 9 D(
11、L N S E R 0 6(一2)(0 0 7 2 9 2)(O 0 9 5 7 7)(0 0 9 7 5 5)+0 6 1 7 0 4 4 D(L N S E R 0 1(一1)+0 4 1 9 6 9 7 D(L N S E R 0 1(一2)+(3)(0 0 8 9 9 8)(0 0 9 8 8 8)从式(2)、式(3)结果看,国内外期金价格的长期误差修正项均显著,且为负数,说明两市场价格变化均受到长期均衡关系的调整,内期金价格的长期误差修正项数值更大,达到一0 1 7 8,显著性水平也更高,说明国内期货黄金市场价格在短期波动偏离均衡价格的时候的被回调力度较大,政府对期货黄金价格的调控比
12、较明显。从短期波动的前后期影响来看,上海期金价格差分项在各期滞后系数上显著性水平高于同期纽约市场,表明上海市场价格波动受到前几期的国内外市场价波动影响,反映出纽约市场比上海黄金期货市场更为有效,历史数据的变化对当前价格变化的影响十分有限。(三)G r a n g e r 因果检验协整关系式和误差修正模型只能说明各个解释变量之间的长期均衡关系和趋势,纽约期金价格和上海期金价格正相关关系可能是由于上海期金价格变表3 上海期金价格和纽约期金价格的G r a n g e r 因果检验动引起纽约期金价格变动,也可能是纽约期金价格变动引起上海期金价格变动,为明确彼此之间的因果关系,对L N S E R 0
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