付 丹

(南京財經(jīng)大學(xué)，江蘇 南京 210023)

一、引言

黃金作為一種重要的貨幣和商品，一直以來廣受人們的關(guān)注，同時在生產(chǎn)和生活中，一直得到廣泛的應(yīng)用。除了本身受到廣泛關(guān)注，其金融衍生品在金融市場上也越來越重要，參與黃金期貨和期權(quán)交易的機構(gòu)和個人投資者均在逐年遞增。黃金金融衍生品的誕生為投資者提供了更多的投資渠道，為企業(yè)提供了更多的風(fēng)險對沖工具，并且優(yōu)化了市場運行效率，對實體企業(yè)的發(fā)展具有積極的作用。

黃金市場一直是完整的金融市場體系中重要的子市場，其近年來的穩(wěn)定發(fā)展對金融市場的發(fā)展和完善起到了舉足輕重的作用。隨著黃金期貨市場規(guī)模逐步擴大和黃金交易數(shù)量不斷提升，關(guān)于黃金期貨價格的研究逐漸成了理論界的焦點，而其中價格發(fā)現(xiàn)功能是最主要的一個方面。通過研究黃金期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能，可以幫助投資者及時了解投資信息和價格變化，從而減小投資風(fēng)險，促進整個黃金市場的健康發(fā)展。因此，本文通過分析黃金期貨價格和現(xiàn)貨價格之間的關(guān)系，淺析期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能。

二、文獻綜述

1974年，紐約商品交易所(COMEX)在國際期貨市場第一次提出了黃金期貨合約，自此之后，學(xué)術(shù)界就對黃金期貨的價格進行了深入研究，并逐漸得到一系列顯著的成果。但因為國內(nèi)外金融市場環(huán)境存在一定的差異性，采取的研究方法和研究視角也有所不同，因此得出的結(jié)論也有很大的差別。

(一)國外關(guān)于黃金期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的研究

早在1983年，Garbade和Silber就開始使用動態(tài)模型來檢驗期貨市場和現(xiàn)貨市場之間的關(guān)系，結(jié)果表明期貨價格在一定程度上可以影響現(xiàn)貨價格。不久之后，Johansen提出了用向量誤差修正模型(VECM)來分析短期偏離向長期均衡調(diào)整的動態(tài)過程。這種模型被后來大量的學(xué)者用來研究黃金期貨價格發(fā)現(xiàn)功能。近年來，利用數(shù)理模型研究期貨和現(xiàn)貨市場的價格關(guān)系的情形越來越多。Ewing等運用M－TAR模型研究了汽油、原油和取暖油這幾個市場價格之間的關(guān)系，結(jié)果表明它們的現(xiàn)貨與期貨價格之間是長期的協(xié)整關(guān)系。Srinivasan和Ibrahim在VECM模型的基礎(chǔ)上結(jié)合了EGARCH模型，以此來研究衍生產(chǎn)品交易所(NCDEX)的黃金期貨和現(xiàn)貨價格之間的關(guān)系，得到的結(jié)論與Garbade和Silber的卻是完全相反的，他們的結(jié)果表明現(xiàn)貨價格相比于期貨價格有更大的影響力。Kirkulak－Uludag和Lkhamazhapov利用Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)黃金期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能的表現(xiàn)并不令人滿意，相對應(yīng)地，黃金現(xiàn)貨價格卻會對期貨價格產(chǎn)生顯著的影響。

(二)國內(nèi)關(guān)于黃金期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的研究

中國黃金期貨交易雖起步較晚，但學(xué)術(shù)研究上仍取得大量成果，尤其是針對性地從我國特殊的金融環(huán)境入手，對我國黃金期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能的研究得到了顯著的成果。余亮和周小舟通過Granger因果檢驗發(fā)現(xiàn)我國的期現(xiàn)貨市場聯(lián)系并不緊密，由此導(dǎo)致了兩個市場的價格并不存在顯著的關(guān)系。高建勇利用共同因子貢獻法證明了我國的黃金期貨價格與現(xiàn)貨價格在短時間內(nèi)具有一定程度的偏差，但在長期內(nèi)變化趨勢較為一致。劉清志和蓋悅君通過一系列的定量分析方法，研究發(fā)現(xiàn)我國黃金期貨市場和現(xiàn)貨市場存在長期均衡和短期波動關(guān)系。劉飛等將VECM和PT等多個模型結(jié)合使用研究我國黃金市場的高頻數(shù)據(jù)，結(jié)果表明期貨市場在信息傳遞中起到了主要作用，并對現(xiàn)貨市場的價格有很大程度的影響。魏玲通過VECM模型和永久瞬時模型來研究我國黃金期貨和現(xiàn)貨市場的定價效率及價格發(fā)現(xiàn)功能，結(jié)果表明二者存在雙向的引導(dǎo)關(guān)系，但是黃金期貨市場的定價效率更高。陳思嘉建立VAR模型，證明了我國黃金期現(xiàn)貨價格的長期協(xié)整關(guān)系，但相比而言，現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能體現(xiàn)得更為明顯。黃國軒為了研究一個國家期貨價格對另一個國家期現(xiàn)貨價格的影響，分別收集了我國和紐約的交易價格數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國的黃金現(xiàn)貨價格對我國的黃金期貨價格的影響更快更大，并且具有一定程度的價格發(fā)現(xiàn)作用。

通過對以往學(xué)者的成果進行梳理可以發(fā)現(xiàn)，目前的研究結(jié)果有很大的差異性，并沒有得到一個統(tǒng)一的結(jié)論。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，采用2018年1月到2020年7月的黃金期現(xiàn)貨的交易價格，并結(jié)合VAR模型和多種研究方法進行實證分析，進一步得到更多關(guān)于我國黃金期貨市場的研究結(jié)論。

三、實證分析

(一)研究方法

本文實證研究的思路主要是:首先檢驗時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，然后確定模型使用的滯后階數(shù)，在此基礎(chǔ)上建立VAR模型，通過Johanson協(xié)整檢驗來判斷數(shù)據(jù)的序列之間是否存在長期的均衡關(guān)系，之后再通過Granger因果關(guān)系得到序列之間的因果關(guān)系，最后使用脈沖響應(yīng)函數(shù)檢驗黃金期現(xiàn)貨價格對外部沖擊的反應(yīng)。

(二)樣本選取和數(shù)據(jù)處理

本文選取的樣本是上海期貨交易所黃金期貨主力合約和上海黃金交易所現(xiàn)貨Au9999合約收盤價，為方便起見，文中用F代表黃金期貨價格，用S代表黃金現(xiàn)貨價格。樣本區(qū)間為2018年1月2日至2020年7月31日。為了減小實證過程中產(chǎn)生的誤差，從而提高結(jié)果的準確性和結(jié)論的可信度，對數(shù)據(jù)進行了對數(shù)處理，并用ln F代表黃金期貨價格的對數(shù)序列，用ln S代表黃金現(xiàn)貨價格的對數(shù)序列。數(shù)據(jù)序列的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

(三)實證結(jié)果

圖1為黃金期和現(xiàn)貨價格的走勢圖，圖中期貨價格和現(xiàn)貨價格之間存在明顯的相關(guān)性，通過Stata軟件對其相關(guān)性進行檢驗，兩者的相關(guān)系數(shù)達到0.9920，因此初步判斷兩者具有協(xié)整關(guān)系。

圖1 黃金期貨價格和黃金現(xiàn)貨價格的走勢圖

1.平穩(wěn)性檢驗

構(gòu)建VAR模型要求的變量數(shù)據(jù)必須是平穩(wěn)時間序列，否則可能會造成“偽回歸”問題。本文采用ADF單位根檢驗對對數(shù)化后的兩個價格進行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表2所示。

表2 對數(shù)平穩(wěn)性檢驗

黃金期貨價格和黃金現(xiàn)貨價格的對數(shù)序列的ADF值分別為0.413和0.753，大于顯著水1%、5%和10%的臨界值，并且原假設(shè)發(fā)生概率p值分別是0.9820和0.9908，因此不能拒絕原假設(shè)。所以在99%的置信水平下，序列l(wèi)n F和序列l(wèi)n S都有單位根，即表明對數(shù)化處理過的序列為非平穩(wěn)序列。因此我們對ln F和ln S再做一階差分處理，檢驗結(jié)果如表3所示。經(jīng)過一階差分之后，序列l(wèi)n F和序列l(wèi)n S的ADF值分別為－12.700和－12.733，均小于顯著水平在1%、5%和10%的臨界值，并且p值都為0.0000，小于0.05，因此二者都是平穩(wěn)的序列。

表3 一階差分平穩(wěn)性檢驗

2.建立VAR模型

在建立VAR模型之前，本文利用LR準則、AIC準則和SC準則確定合適的滯后階數(shù)為一階，因此建立一階滯后項的VAR模型。模型為下式:

為了檢驗建立的VAR模型的穩(wěn)定性，需要對建立的VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，當(dāng)特征根倒數(shù)的模都在單位圓內(nèi)，該VAR模型才是穩(wěn)定的，才可以進行進一步的分析。結(jié)果如圖2所示，可以看出所建立的VAR模型是穩(wěn)定的。

圖2 VAR模型特征根圖

3.協(xié)整檢驗

接下來要通過協(xié)整檢驗來檢驗序列l(wèi)n F和序列l(wèi)n S是否存在長期的均衡關(guān)系。具體做法是:首先要對這兩個序列進行OLS回歸，接著對回歸得到的該殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗。OLS回歸結(jié)果為下式:

從表4可以看出，殘差序列的ADF值是－11.620，p值為0.0000，因此殘差序列是平穩(wěn)序列，序列l(wèi)n F和序列l(wèi)n S之間存在協(xié)整關(guān)系，即黃金期貨價格和現(xiàn)貨價格之間存在長期均衡關(guān)系。

表4 殘差序列單位根檢驗

4.Granger因果關(guān)系檢驗

接下來利用Granger因果關(guān)系檢驗來檢驗二者之間是否存在因果關(guān)系，檢驗結(jié)果如表5所示。可以看出，ln F不是ln S的格蘭杰成因檢驗的p值為0.000，可以拒絕原假設(shè)，即黃金期貨價格是現(xiàn)貨價格變動的原因；而ln S不是ln F的格蘭杰成因檢驗p值是0.715，不能拒絕原假設(shè)，說明黃金現(xiàn)貨價格不是期貨價格變動的格蘭杰成因。

表5 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

5.脈沖響應(yīng)分析

接下來對黃金期現(xiàn)貨價格進行脈沖響應(yīng)分析，結(jié)果如圖3所示。從圖3中可以看出，黃金期貨價格對其來自自身的沖擊迅速做出反應(yīng)，在第1期就開始下降，隨后一路呈現(xiàn)緩慢下降狀態(tài)，并在第3期逐漸趨向于零。黃金期貨市場對現(xiàn)貨市場進行一個標(biāo)準差的沖擊后，期貨價格對來自現(xiàn)貨價格的沖擊也做出了反應(yīng)，但相對而言反應(yīng)比較緩慢，沖擊剛開始呈現(xiàn)短暫的上升趨勢，此后一直處于較為平穩(wěn)的狀態(tài)?，F(xiàn)貨市場對期貨市場的沖擊表現(xiàn)強烈，呈現(xiàn)迅速上升趨勢，在第3期出現(xiàn)小幅度的下降之后開始呈現(xiàn)緩慢上升走勢。黃金現(xiàn)貨價格對來自自身的沖擊做出正向反應(yīng)，并在第2期之后趨于緩慢上升。

圖3 黃金期貨價格和黃金現(xiàn)貨價格脈沖響應(yīng)函數(shù)分析結(jié)果

總的來看，黃金期現(xiàn)貨市場面對來自期貨市場的沖擊時，都產(chǎn)生了強烈的反應(yīng)，不同的是，期貨市場產(chǎn)生的是負向的響應(yīng)，而現(xiàn)貨市場產(chǎn)生了正向的響應(yīng)；但是當(dāng)黃金現(xiàn)貨市場進行沖擊時，黃金期現(xiàn)貨市場反應(yīng)并不強烈，并且這種反應(yīng)在短時間內(nèi)消失。這個結(jié)論與Granger因果關(guān)系檢驗的結(jié)論是一致的，黃金期貨價格在黃金市場中的作用更加顯著，它會對現(xiàn)貨價格產(chǎn)生一定的引導(dǎo)作用。

四、結(jié)論和政策建議

綜合以上研究，可以得出結(jié)論:第一，我國黃金期貨價格和現(xiàn)貨價格之間有很強的相關(guān)性，并且存在長期均衡關(guān)系，二者價格走勢趨于一致；第二，我國黃金價格之間的影響是單向的，黃金期貨價格對現(xiàn)貨價格的有較大的影響，并且這種影響會持續(xù)較長的時間，但是黃金現(xiàn)貨價格對期貨價格的影響較小，并且在短時間內(nèi)就會消失。

根據(jù)本文的研究結(jié)果，提出以下的政策建議:第一，完善市場監(jiān)管體系。我國的期貨市場發(fā)展時間比較短，相關(guān)的監(jiān)管體系不是十分完善，不可避免地會導(dǎo)致市場運行效率低下，運行環(huán)境波動頻繁，甚至?xí)泶蠓秶呢撁嬗绊?。因此必須加強市場監(jiān)管體系的完善，建立相關(guān)的法律規(guī)定，為黃金期貨和現(xiàn)貨市場的健康運行提供堅實的基礎(chǔ)。第二，優(yōu)化投資者結(jié)構(gòu)。目前我國期貨市場以中小投資者為主，他們的投資較為分散，相關(guān)知識也并不專業(yè)。相對而言，機構(gòu)投資者的資金運行量較大，投資信息全面且專業(yè)，能提高整個市場的風(fēng)險承擔(dān)能力。因此，我國的期貨市場應(yīng)該進一步優(yōu)化投資者結(jié)構(gòu)，適度加大機構(gòu)投資者的比例，加強期貨市場的風(fēng)險抵御能力。第三，增強期貨市場的流動性。目前我國的黃金期貨市場還處于不斷成長的階段，相關(guān)的金融衍生品也不是特別完善，導(dǎo)致市場流動性不高，投資者的參與度也較低。因此要加快拓展投資渠道，開發(fā)金融衍生品的種類，為投資者提供更多的投資選擇，加強期貨市場的流動性，提高市場穩(wěn)定性。