羅九發(fā)，劉 芹

(上海理工大學(xué)，上海 200093)

對于期貨市場的主要功能而言，國內(nèi)外學(xué)者較為認(rèn)同的是，一個運行良好的、有效的期貨市場應(yīng)該會至少存在價格發(fā)現(xiàn)功能、規(guī)避現(xiàn)貨價格風(fēng)險等.由此，這些功能在實際中是否得到了較好的發(fā)揮，能夠用來反映期貨市場的有效性，我們可以通過檢測以上幾項功能的有效性來檢測市場的有效性［1］.基于此，本文將從期貨市場對產(chǎn)品價格形成的價格功能出發(fā)，來研究上海期貨鋅的市場有效性.

期貨市場上關(guān)于價格發(fā)現(xiàn)的研究做得很多，較早的國外學(xué)者有Johansen、Hasbrouck等，國內(nèi)研究較早的學(xué)者包括嚴(yán)太華、劉昱洋、華仁海等.從他們的研究結(jié)果來看，較為認(rèn)同期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能相對現(xiàn)貨市場而言，功能更強(qiáng)，處于更重要的地位［2］.考慮到我國期貨市場相對國外發(fā)達(dá)市場而言，起步較晚，其價格發(fā)現(xiàn)功能處于不斷提升的過程中.

為了研究期貨市場上期貨鋅的價格發(fā)現(xiàn)功能，首先要研究期貨市場上期貨鋅和現(xiàn)貨鋅價格序列是否和現(xiàn)貨市場數(shù)據(jù)序列是協(xié)整的，為了能夠反應(yīng)兩者是否存在著長期的均衡關(guān)系，可以將其視為對問題進(jìn)一步研究的前提.在本文中，運用johansen檢驗來檢驗其是否存在協(xié)整關(guān)系.

1 研究方法

對期貨市場的價格功能進(jìn)行研究，首先要考慮具體的研究方法，來檢驗期貨市場以及現(xiàn)貨市場的數(shù)據(jù)是否平穩(wěn)，才能進(jìn)行進(jìn)一步的研究，本文采用ADF檢驗來對其平穩(wěn)性做檢驗，其階數(shù)是通過首先采用階數(shù)較高的值，然后通過stata軟件根據(jù)信息準(zhǔn)則自動選出來的.在完成ADF檢驗之后，需要考察期貨價格和現(xiàn)貨價格之間是否存在協(xié)整關(guān)系，本文應(yīng)用johansen檢驗方法對其協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗.

Garbade＆Silber于1983年構(gòu)建了GS模型，之后被應(yīng)用得比較廣泛［3］.可以發(fā)現(xiàn)，這種方法在期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能研究中，已經(jīng)成為比較成熟的方法之一.為此，本文也采用GS模型來研究上海期貨鋅的價格發(fā)現(xiàn)功能［4］.根據(jù)GS模型，期貨價格與現(xiàn)貨價格存在以下的對應(yīng)關(guān)系:

其中:Ft表示t時期對數(shù)化之后的期貨價格;St表示t時期對數(shù)化之后的現(xiàn)貨價格;rτt表示升水程度.

通過構(gòu)建GS模型，對兩期的模型進(jìn)行了推廣，推廣到多期，考慮了可儲存商品的倉儲費用等，構(gòu)建了如下的模型:

在上式中，αs、βs、αf以及 βf均是常數(shù)，是需要被估計的，est及eft均為隨機(jī)誤差項;Ft表示的是t時與現(xiàn)貨相對等的對數(shù)化之后的期貨價格，St表示的是t時期對數(shù)化之后的現(xiàn)貨價格;βs可以理解為前一期的期貨價格對現(xiàn)期現(xiàn)貨價格的影響程度，若βs值很大，表明影響力越強(qiáng)，反之，表明影響力很弱;βf可以理解為前一期的現(xiàn)貨價格對現(xiàn)期期貨價格的影響程度，同樣，βf的值越大表明影響程度越高，反之則越弱.通過令δ=1－βf－βs得:

δ可以用來表示現(xiàn)貨價格與期貨價格之間關(guān)系，他們的趨勢走向是否一致是一個較好指標(biāo)，這個值越大，表明他們沒有形成較好的一致性走勢，使得套利空間較小，難以進(jìn)行套利，反之，則可以通過套利使得兩者趨于一致.

2 樣本數(shù)據(jù)

根據(jù)上海期貨交易所公布的數(shù)據(jù)，本文獲取了期貨鋅的價格走勢數(shù)據(jù)，然而現(xiàn)貨鋅的價格走勢圖卻不太好確定，從長江金屬網(wǎng)獲取的現(xiàn)貨鋅的數(shù)據(jù)相對較短，為了配對的需要，本文選取的數(shù)據(jù)長度為2009年7月1號至2011年12月31號，共有數(shù)據(jù)573對.

鋅期貨合約的數(shù)據(jù)較多，每次都有不同月份的合約，從本月起的12個月內(nèi)都有期貨鋅合約，這樣，每天期貨鋅的價格有12個數(shù)據(jù)，為了形成較為連續(xù)和現(xiàn)貨價格配對的數(shù)據(jù)，本文選取最近的月份的期貨價格數(shù)據(jù)來進(jìn)行配對.另外期貨分1JHJ鋅期貨及0JHJ鋅期貨，這兩者的價格走勢差不多，本文選取1JHJ鋅的期貨數(shù)據(jù)與其現(xiàn)貨數(shù)據(jù)進(jìn)行配對.而現(xiàn)貨價格由于存在一定的區(qū)域性，本文選取認(rèn)同度以及交易量相對較高的長江金屬網(wǎng)的現(xiàn)貨數(shù)據(jù).用{Ft}、{St}來表示本文選取的期貨鋅、現(xiàn)貨鋅在t時期的價格.

3 現(xiàn)貨市場和期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的實證研究

3.1 ADF 檢驗

利用ADF檢驗對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，由于數(shù)據(jù)不存在明顯的上漲或下跌趨勢，為此，本文選取不帶趨勢項的ADF檢驗，通過stata軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，得到的結(jié)果如表1所示:

表1 ADF檢驗結(jié)果

從表1可以看出，{Ft}、{St}序列都不是平穩(wěn)的，在經(jīng)過一階差分之后變成平穩(wěn)序列，所以，{Ft}、{St}均為一階單整序列.

3.2 Johansen協(xié)整檢驗

現(xiàn)貨市場價格和期貨市場價格的對比圖見圖1，我們由此看出，兩者在長期是存在均衡關(guān)系的，定量的分析可由johansen檢驗給出.

圖1 現(xiàn)貨市場價格和期貨市場價格的走勢圖

本文用Johansen方法對其進(jìn)行檢驗，選取的滯后階數(shù)最高階為3階，考慮不帶趨勢項，但是帶常數(shù)項的檢驗方法，利用stata軟件處理的結(jié)果如下:

表2 Johansen檢驗結(jié)果

通過上表可以看出，不存在協(xié)整性的假設(shè)被拒絕了，這足以表明兩者之間存在較強(qiáng)的協(xié)整關(guān)系，期貨市場和現(xiàn)貨市場價格的長期走勢是一致的，盡管在短期可能會出現(xiàn)偏離.

3.3 Granger因果檢驗

下表給出了利用stata軟件進(jìn)行的Granger因果檢驗的結(jié)果，從表3可以得知，當(dāng)滯后期是5階的時候，現(xiàn)貨和期貨價格序列互為Granger原因，而隨著滯后階數(shù)的增加，期貨市場價格是現(xiàn)貨市場價格的Granger原因，而現(xiàn)貨市場價格將不再是期貨市場價格的Granger原因.

表3 Granger因果檢驗結(jié)果

3.4 GS模型

本文選用GS模型來對期貨鋅價格及現(xiàn)貨鋅價格的走勢進(jìn)行分析，考察兩者之間的價格發(fā)現(xiàn)功能，本文選用的模型如下:

在上式中，αs、βs、αf以及 βf均是常數(shù)，是需要被估計的，est及eft均為隨機(jī)誤差項;Ft表示的是t時與現(xiàn)貨相對等的對數(shù)化之后的期貨價格，St表示的是t時期對數(shù)化之后的現(xiàn)貨價格;βs可以理解為前一期的期貨價格對現(xiàn)期現(xiàn)貨價格的影響程度;βf可以理解為前一期的現(xiàn)貨價格對現(xiàn)期期貨價格的影響程度.利用stata軟件進(jìn)行處理后得到如下結(jié)果:

上式中括號內(nèi)的值為對應(yīng)系數(shù)的t統(tǒng)計量，選取的顯著性水平是5%，帶* 號表示在這個水平下是顯著的.通過上式可以得出，βs=0.23809，βf=0.137633.由此，βs/(βs+βf)=63.37%，這表示在價格發(fā)現(xiàn)功能上，期貨市場占據(jù)了主導(dǎo)地位，其發(fā)現(xiàn)了價格形成過程的63.37%，而現(xiàn)貨價格只發(fā)現(xiàn)了價格形成過程的36.63%，由此，可以得出結(jié)論，期貨鋅市場的價格發(fā)現(xiàn)功能得到了一定的體現(xiàn)，市場相對是有效的.

4 結(jié)論

上海期貨交易所為國內(nèi)很多生產(chǎn)企業(yè)提供了一個可供套期保值的場所，通過本文的研究發(fā)現(xiàn)，上海期貨交易所期貨鋅產(chǎn)品具有較好的市場價格發(fā)現(xiàn)功能，大致能夠反映價格形成過程中的63.37%，這與國外發(fā)達(dá)國家相比，其價格發(fā)現(xiàn)功能還有待進(jìn)一步的提升［5］，為此，進(jìn)一步發(fā)展和完善我國期貨市場對于我國期貨市場的健康穩(wěn)定運行，對國民經(jīng)濟(jì)的促進(jìn)而言，是非常重要的.

［1］Johansen S，Juselius K.Maximum likelihood estimation and inference on cointegration with applications to the demand for money［J］.Oxford Bulletin of Economics and Statistics，1990，(2):169 －210.

［2］Hasbrouck J.One Security，many markets:Determining the contributions to price discovery［J］.The Journal of Finance，1995，(4):1175－1199.

［3］華仁海，仲偉俊.對我國期貨市場價格發(fā)現(xiàn)發(fā)展的實證分析［J］.南開管理評論，2002，(5):57 －61.

［4］華仁海.現(xiàn)貨價格和期貨價格之間的動態(tài)系:基于上海期貨交易所的經(jīng)驗研究［J］.世界經(jīng)濟(jì)，2005，(8):61 －62.

［5］劉慶柏，華仁海.我國大豆、豆粕和豆油期貨價格之間的聯(lián)動分析［J］.南京財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2009，(5):23 －24.