【摘要】本文利用Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗以及沖擊反應(yīng)分析對上海銅期貨價格與現(xiàn)貨價格之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)進(jìn)行了實證研究,研究結(jié)果顯示:銅期貨價格與現(xiàn)貨價格之間存在長期均衡關(guān)系,期貨價格與現(xiàn)貨價格存在單向因果關(guān)系,即期貨市場在價格發(fā)現(xiàn)功能中處于主導(dǎo)地位。
【關(guān)鍵詞】期貨市場 VAR 沖出反應(yīng)分析 方差分解
一、引言
隨著科學(xué)技術(shù)的不斷進(jìn)步,金融衍生品市場的不斷創(chuàng)新推動了世界經(jīng)濟(jì)的增長,其中期貨市場扮演著極其重要的角色。伴隨著世界經(jīng)濟(jì)一體化的加快,全球制造加工中心正在向中國轉(zhuǎn)移,中國大宗商品的進(jìn)口量和消費量與日俱增。根據(jù)《中國金融發(fā)展報告(2011)》,2010年中國期貨市場客戶保證金存量首次突破2000億元,在成交量上一躍成為全球第一大商品期貨市場。其中,銅期貨的成交額在商品期貨成交額中位居第三,占市場份額的9%。由于巨額的成交量,上海期貨交易所銅期貨市場正日益受到國際社會的關(guān)注,然而,上海銅期貨市場在銅國際定價中的影響力卻不容樂觀,從長期來看,這種現(xiàn)象對我國目前的經(jīng)濟(jì)發(fā)展十分不利。因此,獲取大宗商品的國際定價權(quán)就成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中的一個必然抉擇。
綜上所述,對我國銅期貨市場進(jìn)行深入研究,挖掘我國銅期貨市場發(fā)展中的不足,并提出相應(yīng)的解決方法,在理論和實踐上都具有十分重要的意義。而價格發(fā)現(xiàn)功能是期貨市場的最重要的功能,本文依據(jù)上海銅期貨交易與現(xiàn)貨交易的歷史數(shù)據(jù),利用實證檢驗的方法對我國銅期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)能力進(jìn)行驗證,找出市場存在的問題,提出相應(yīng)的政策建議,規(guī)范我國銅期貨市場,從而使其健康有序的發(fā)展。
二、數(shù)據(jù)的搜集與處理
本文將上海期貨交易所的銅期貨合約作為研究對象,將每天交易價格數(shù)據(jù)作為研究樣本。因為在期貨市場中,數(shù)據(jù)的間隔實踐太長會導(dǎo)致許多重要信息的丟失,一方面不能精確的反映期貨市場的特征,另一方面還將影響實證結(jié)果,所以我們不是選用周或者月數(shù)據(jù)作為研究對象,而是選擇了比較適宜的日交易價格數(shù)據(jù)。
本文的期貨市場交易數(shù)據(jù)來源于上海期貨交易所網(wǎng)站公布的期貨統(tǒng)計年鑒,現(xiàn)貨市場交易數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫,樣本區(qū)間為:2010年3月12日至2012年3月30日。上海期貨交易所銅期貨每年共有12個合約,單個合約一年后都將面臨交割退市,因此我們選取的價格數(shù)據(jù)必須具有一定的連續(xù)性。因為四個月以后交割的合約交易最為活躍,所以我們選擇此合約。
三、實證結(jié)果
(一)平穩(wěn)性檢驗
由表1的檢驗結(jié)果可知:在5%的置信水平下,零假設(shè)(即時間序列是非平穩(wěn)的)不能被拒絕,這說明期貨價格和現(xiàn)貨價格序列均是非平穩(wěn)的。進(jìn)一步對期貨價格序列的一階差分和現(xiàn)貨價格序列的一階差分進(jìn)行ADF 檢驗,由表1可知,在5%的置信水平下,零假設(shè)被拒絕,也即說明期貨價格序列的一階差分和現(xiàn)貨價格序列的一階差分均是平穩(wěn)的,這說明銅的期貨價格序列和現(xiàn)貨價格序列均是一階平穩(wěn)過程。
(二)VAR模型的建立
依據(jù)方程(1)中所闡述的向量自回歸(VAR)模型的建立方法,我們建立期貨價格、現(xiàn)貨價格的VAR模型,依據(jù)AIC準(zhǔn)則,本文將模型中變量的最優(yōu)滯后階數(shù)確定為3?;貧w結(jié)果(由于版面限制,我們這里只提供最終結(jié)果):
以上兩式中,LN(-1)、LN(-2)、LN(-3)、.LN(-1)、LN(-2)、LN(-3)分別為期貨價格自然對數(shù)的一期滯后值、二期滯后值、三期滯后值、現(xiàn)貨價格的一期滯后值、二期滯后值、三期滯后值。由表2的判定系數(shù)可以看出,向量白回歸(VAR)模刑中方程的擬合優(yōu)度高。從估計結(jié)果可以看出,期貨價格的一期滯后值對期貨價格當(dāng)前值的預(yù)測能力比較強(qiáng)(系數(shù)達(dá)到0.8),而其二期滯后值的系數(shù)為0.26,說明期貨價格的二期滯后值對其當(dāng)前值的預(yù)測能力比較弱,而現(xiàn)貨價格的一、二、三期滯后值對期貨價格當(dāng)前值的解釋能力也比較弱;從估計結(jié)果可以看出,期貨價格的一、二期滯后值對現(xiàn)貨價格當(dāng)前值的解釋能力更弱;而現(xiàn)貨價格一期滯后值對現(xiàn)貨價格當(dāng)前值的預(yù)測能力一般,其系數(shù)僅為了0.39,而現(xiàn)貨價格滯后兩期對現(xiàn)貨價格當(dāng)前值的預(yù)測能力同樣比較弱,其系數(shù)均不足0.3。
(三)Johansen檢驗
基于以上VAR模型的結(jié)果,我們借助Johansen檢驗來進(jìn)行協(xié)整檢驗。結(jié)果如下表2:
由圖中顯示的結(jié)果可知:在0.05顯著性水平下第一個原假設(shè)被拒絕了,而第二個被接受了,故可以認(rèn)為有且只有一個協(xié)整關(guān)系。即在短時間內(nèi)期貨價格和現(xiàn)貨價格可能偏離均衡狀態(tài),但長期來看,期貨價格和現(xiàn)貨價格之間保持著長期均衡關(guān)系。
(四)Granger因果檢驗
為了證明期貨價格與現(xiàn)貨價格之間的領(lǐng)先—滯后關(guān)系,我們用格蘭杰因果關(guān)系檢驗法確定二者之間的具體的因果關(guān)系。結(jié)果如下表3:
由上表得出,原假設(shè)“期貨價格不是現(xiàn)貨價格的原因”被拒絕,原假設(shè)“現(xiàn)貨價格不是期貨價格”被接受,綜述所述,期貨價格與現(xiàn)貨價格之間存在單向格蘭杰因果引導(dǎo)關(guān)系。
(五)方差分解
從表4,當(dāng)滯后期為1時,現(xiàn)貨市場的影響為31.16%,期貨市場的影響68.83%,但隨著滯后期的增加,總方差中來自于現(xiàn)貨市場的部分呈快速的下降趨勢,最終趨于0.77%,而來自于期貨市場的部分則呈大幅上升趨勢,最終趨于99.23%,即無論短期還是長期來說,現(xiàn)貨價格變動長期作用部分的方差來自于期貨市場。而對期貨價格變動長期作用部分的方差,當(dāng)滯后期為1時,總方差全部來自期貨市場,并且,隨著滯后期的增加,總方差中來自于現(xiàn)貨市場的部分呈上升趨勢,最終趨于0.23%,而來自于期貨市場的部分則呈下降趨勢,最終趨于99.76%。因此,長期來說,期貨市場在銅的價格發(fā)現(xiàn)功能中也處于主導(dǎo)地位。
(六)脈沖響應(yīng)函數(shù)
圖1 現(xiàn)貨價格對期貨價格的沖擊反應(yīng)
圖2 期貨價格對現(xiàn)貨價格的沖擊反應(yīng)
圖1和圖2分別給出了銅的誤差修正模型中殘差項一個標(biāo)準(zhǔn)誤差的沖擊對期貨價格和現(xiàn)貨價格變動的沖擊作用的直觀表示。由圖1可知,對來自現(xiàn)貨市場的沖擊,對期貨價格的沖擊作用在前四個交易日波動較大,之后趨于平穩(wěn);而由圖2可知,對來自期貨市場的沖擊,對現(xiàn)貨價格的沖擊作用在隨后的一個交易日內(nèi)迅速的上升,之后逐步趨于平穩(wěn)。由于期貨價格變動對現(xiàn)貨價格變動沖擊的影響時間長度比現(xiàn)貨價格對期貨價格沖擊的影響時間長度要長,因此,從沖擊反應(yīng)分析同樣可以看出,相對于現(xiàn)貨價格的影響力,銅的期貨價格的影響力相對較大。
四、結(jié)論
期貨市場具有價格發(fā)現(xiàn)功能,與期貨交易內(nèi)在特點是緊密相關(guān)的。期貨交易集中竟價及信息公開制度、保證金制度、賣空特點及對沖機(jī)制保證了其功能的實現(xiàn)。因此,可以看出,影響期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的因素主要包括:交易成本及規(guī)模、商品本身屬性的差異和交易的主結(jié)構(gòu)及現(xiàn)貨的定原則。
本文利用Johansen協(xié)整檢驗、沖擊反應(yīng)分析對上海銅期貨價格與現(xiàn)貨價格之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)進(jìn)行了實證研究,研究結(jié)果顯示:銅期貨價格與現(xiàn)貨價格確實存在長期均衡關(guān)系,即期貨市場在價格發(fā)現(xiàn)功能中處于主導(dǎo)地位,其中,在銅的價格發(fā)現(xiàn)功能中,期貨市場占99.5%,現(xiàn)貨市場占0.5%。結(jié)果表明,由于我國期貨市場起步較晚、監(jiān)管不到位,過度投機(jī)行為盛行,期貨市場秩序混亂,但經(jīng)過國家多次出臺政策規(guī)范以后,我國期貨市場運(yùn)行的市場環(huán)境已逐漸趨于良好,運(yùn)行效率得到了顯著提高,期貨市場價格發(fā)現(xiàn)和套期保值的功能逐步顯現(xiàn),這也為我國期貨市場的進(jìn)一步發(fā)展提供了良好的市場基礎(chǔ)。
參考文獻(xiàn)
[1] 華仁海,劉慶富.國內(nèi)、外期貨市場之間的波動溢出效應(yīng)研究[J].世界經(jīng)濟(jì),2007(6):64-74.
[2] 張屹山,方毅,黃琨.中國期貨市場功能及國際影響的實證研究[J].管理世界,2006(4):28-34.
[3] 易丹輝.數(shù)據(jù)分析與EviewS應(yīng)用[M].北京:中國統(tǒng)計出版社,2002.
[4] 王駿,張宗成.基于VAR模型的中國農(nóng)產(chǎn)品期貨價格發(fā)現(xiàn)的研究[J].管理學(xué)報,2005,2(6):11.
[5] 王駿,張宗成.金屬鋁期貨與現(xiàn)貨價格動態(tài)關(guān)系的實證研究[J].華中科技大學(xué)學(xué)報,2005(5).
[6]劉慶富,張金清.我國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能研究仁[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究,2006(1).
[7]Bigman.D.Goldfarb.D.and Seheeht man.E.Futures Markets Efficiency and the Time Content of the Information Sets.The Journal of Futures Markets,1983.(3):321-334.
[8] Booth,G. G.,So,R.,and Tse,Y. (1999). Price Discovery in the German Equity Index Derivatives Markets. Journal of Futures Markets,19,619-643.
[9] Dickey D. A.,and Fuller W. A. (1981),The Likelihood Ratio Statistics for Autoregressive Time Series with a Unit Root. Econometrica,49,1057-1072.
[10] Johansen,S.,Juselius,K.(1990). Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration–with Applications to the Demand for Money. Oxford Bulletin of Economics and Statistics,52,169-210.
作者簡介:王妍(1989-),女,漢族,建設(shè)銀行南京分行江寧開發(fā)區(qū)支行。
(編輯:龍大為)