國內外銅期貨市場價格發現功能比較研究

摘 要：本文采用日數據，運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、VAR模型、G-S模型、EGARCH模型對倫敦金屬交易所(LME)和上海期貨交易所(滬)的銅期貨市場價格發現功能進行了實證比較研究，得出：滬銅期貨市場確有價格發現的功能，且在價格發現中處于主導地位。但是與LME銅期貨市場相比，滬銅期貨市場的價格發現功能效率較低，且不具有信息優勢。此外，通過檢驗，還發現LME銅期貨價格和滬銅期貨價格具有雙向引導關系，但LME銅期貨價格對滬銅期貨價格的影響要大于滬銅期貨價格對LME銅期貨價格的影響。

關鍵詞：價格發現；期貨市場；現貨市場；G-S模型

中圖分類號：F724.5 文獻標識碼：Ａ 文章編號:１００３－９０３１(２０12)07－００49－０7 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.07.11

“價格發現”是期貨交易一個重要的經濟功能，價格發現功能是建立在期貨價格能夠充分反映相關信息的前提之上的。可以說，價格發現功能是期貨市場的中心功能，也是期貨市場有效性的一種表現。經過十幾年的發展，上海期貨交易所銅期貨市場的價格發現功能已經得到了國內廣大銅生產、流通和加工企業的廣泛認同和積極運用，但與國外成熟的期貨市場相比，上海期貨交易所的銅期貨市場還有較大的差距，價格發現功能也存在著一系列的問題。

一、研究背景及選題意義

我國是一個發展中的大國，對銅的生產和消耗規模都十分巨大。因而完善的銅期貨市場體制下形成的期貨價格對銅市場供需具有很強的指導性，能夠起到調節供需的作用。現行的銅交易機制是交易雙方所采用的交易價格是以LME銅期貨交易所形成的期貨價格為基準的[1]。由于LME能夠影響銅期貨價格，故LME握有銅定價的主動權。我國上海期貨交易所經過十幾年的發展，其價格發現和規避風險的功能在銅的生產、消費經營中發揮了極大的促進作用[2]，但與LME銅期貨市場相比，上海期貨交易所銅期貨市場還存在著一系列問題。這也使得我國雖作為第一大銅消費國，但在銅期貨市場上的地位遠不如LME。因而如何利用好銅期貨市場，追求與銅貿易相匹配的國際地位，為我國經濟建設服務，是我國目前市場經濟需要研究的一個重要的課題。如果我國在國際市場上能把握銅期貨價格，就可以增強我國在銅期貨市場上的國際話語權，抵御來自國際銅市場的風險，從而為銅企業和銅產業爭取更大更多的利益。鑒于以上原因，本文研究選取倫敦金屬交易所(LME)的銅期貨市場和上海期貨交易所(滬)的銅期貨市場價格發現功能進行比較，以期找出我國銅期貨市場發展中存在的不足，積極尋求相應的解決之道，進一步促進上海銅期貨市場的規范與發展，這無疑具有重要的理論意義及應用價值。

二、文獻綜述

（一）國外文獻綜述

從20世紀60年代末開始，國外的眾多學者對期貨市場的價格發現功能進行了廣泛的研究，在這一過程中，隨著計量經濟學的發展，不斷有新的檢驗方法產生并被加以運用。

對期貨市場價格發現的早期研究主要以傳統的單變量或多變量最小二乘回歸或簡單時間序列回歸為主要方法。Bigman、Goldfarb和Schechtman（1983）利用最小二乘法對小麥、玉米、大豆期貨價格和現貨價格進行了檢驗，結果發現近期期貨價格是最后交割日現貨價格的無偏估計量，而遠期期貨價格是最后交割日現貨價格的有偏估計量。

為了解決用最小二乘法進行回歸檢驗時存在的“偽回歸”現象，Granger（1987）首次提出兩步檢驗法（簡稱E-G兩步法）。Chowdhury（1991）用協整分析法對美國有色金屬期貨價格和現貨價格之間的關系進行了實證，發現期貨價格對現貨價格有較為明顯的價格領先。此外，許多實證研究者運用Granger因果檢驗來捕捉期貨價格與同期現貨價格之間的領先滯后關系。如Min and Najand(1999)用格蘭杰因果檢驗了韓國期貨市場和現貨市場之間的關系，發現兩個市場之間存在先后引導關系。

隨著對期貨市場價格發現功能研究的增多，期貨市場價格發現功能被大多數人接受，期貨價格對現貨價格的引導作用也被大多數學者所接受。此時，一些研究開始用新的模型來衡量期貨市場價格發現功能的大小，也就是G-S模型。Paul Brockman and Yiuman Tse（1995）基于G-S模型對加拿大溫尼伯商品交易所的蓖麻、小麥、大麥、燕麥期貨市場的價格發現功能的大小進行了實證研究，最終發現這四種商品期貨市場在價格發現功能中的貢獻大小分別為：56%~99.9%、40.3%~95.7%、32.4%~96.5%、29.6%~92%[3]。

隨著世界經濟的開放性，使得各資本市場之間的聯系日趨緊密，使得不同地區的市場由于經濟運行的密切聯系而產生了溢出效應。一些學者將波動性溢出效應應用到期貨市場價格發現功能的研究中，用來檢驗期貨市場和現貨市場、國內外市場的波動性溢出效益。波動性溢出效應的主要分析方法是ARCH檢驗、EGARCH檢驗和誤差修正模型。Chan、Karolyi（1991）使用GARCH模型研究了標準普爾500指數現貨市場與期貨市場之間的波動性溢出效應，結果發現兩者之間存在雙向波動性溢出。Bhar（2001）將誤差修正項作為解釋變量引入條件方差方程，研究了澳大利亞指數期貨市場和現貨市場，發現兩個市場之間也存在波動性雙向溢出效應。

（二）國內文獻綜述

與國外的研究相比，國內對期貨市場價格發現功能的研究相對較少，而且所用方法大多是國外已經比較成熟的方法。

1999年之前，國內學者對期貨市場的價格發現功能的檢驗，主要是運用相關性分析、回歸檢驗法。從1999年起，國內學者開始運用ADF單位根檢驗法、Johansen協整檢驗法、Granger因果檢驗法以及誤差修正模型和脈沖反應模型一系列計量模型研究我國期貨市場的價格發現功能。馮春山等（2004）對石油價格進行實證分析，發現石油的現貨價格和期貨價格具有協整關系[4]。

仲偉俊（2002）、王駿、張宗成（2005）利用Johansen協整檢驗、Granger因果檢驗、G-S模型以及ECM對上海期貨交易所的金屬期銅、期鋁的價格發現功能進行了檢驗，得出的結果幾乎一致，即發現銅、鋁的期貨與現貨價格之間存在協整關系；且對銅來說，期貨與現貨價格之間存在雙向的Granger因果關系，價格發現功能主要由現貨市場完成；而對鋁來說，期貨價格與現貨價格之間存在單向引導關系，即僅存在期貨價格對現貨價格的引導關系，而現貨價格對期貨價格不具有引導關系，價格發現功能主要由期貨市場完成。

三、國內外銅期貨市場價格發現功能比較的實證研究

為了比較國內外銅期貨市場的價格發現功能，本文將利用銅期貨合約的日收盤價格和每日銅現貨價格，借助計量經濟學的一系列實證研究方法對國內外銅期貨市場間價格發現功能進行對比研究。

（一）指標選擇與樣本數據

本文選擇上海期貨交易所合約銅和倫敦金屬交易所（LME）合約銅作為實證研究對象，并且選取每日數據作為分析樣本。本文期貨數據來源于大智慧軟件、炒客輪盤軟件、倫敦金屬交易所網站和上海期貨交易所網站，而現貨數據來源于上海金屬交易網、上海有色金屬網和長江有色金屬市場每日報價。

本文選取的樣本期間：2005年8月23日至2011年12月10日，樣本總數為1496個。在本文中，用ldf表示LME銅期貨價格，用lds表示LME現貨價格，用shf表示滬銅期貨價格，用shs表示滬銅現貨價格。

（二）國內外銅期貨市場價格發現功能的比較

為了直觀地說明國內外銅期貨市場價格發現功能的差異，本文首先用圖形對ldf和lds、shf和shs的相關性進行簡單地描述。圖1、圖2的橫抽分別表示LME銅市場、滬銅市場的1496個樣本數據，而縱軸表示與這1496個樣本數據各自對應的價格。由這兩個圖可以看出：LME銅期貨價格和現貨價格有極高的相關性，兩種價格的走勢幾乎重合，而滬銅期貨價格和現貨價格的走勢有一定差異，相對而言，相關性不是很高。當然，這只是筆者從圖中直觀看出來的，為了進一步說明筆者將用eviews3.1對ldf和lds、shf和shs的相關性進行計算。

（三）國內外銅期貨市場價格發現功能比較的實證研究

1.ADF檢驗

為了檢驗各經濟變量之間的關系，對各經濟變量使用單位根檢驗的方法進行數據的平穩性檢驗。首先，由平穩性檢驗的圖示判斷法可以得知，ldf/lds/shf/shs是非平穩的時間序列。筆者進一步檢驗它們的一階差分是否是平穩的時間序列，ADF 檢驗結果如表1。

由表1可以得出，ADF統計量為-1.734711，大于（1%，5%，10%）顯著性水平下的臨界值，不能拒絕原假設H0，表明序列｛ldf｝非平穩；對序列｛ldf｝差分后再對一階差分序列｛D(ldf)｝進行ADF檢驗，得到｛D(ldf)｝為平穩序列。故｛ldf｝為I（1）序列。同理，經過檢驗，｛lds｝、｛shf｝、{shs}也為I（1）序列。

2.協整檢驗

在實證研究中，大多數的宏觀經濟變量都是非平穩的或帶有趨勢的，為了避免偽回歸的情況，我們通常會對變量進行差分使其變為平穩序列，但這樣可能會導致變量之間長期關系信息的損失[5]。為了克服這一點，我們采取協整的方法。本文為了進一步驗證序列｛ldf｝與｛lds｝、｛shf｝與{shs}是否存在長期關系，采用E-G兩步法進行驗證。

（1）LME銅期貨價格和LME銅現貨價格的協整檢驗

由于期貨價格和現貨價格之間的關系較為復雜，現貨價格會影響期貨價格，而期貨價格也會影響現貨價格，因此并不能準確地確定到底誰是被解釋變量，誰是解釋變量，為此本文建立了兩個回歸方程：

ldf=?琢+?茁lds+?滋 （1）

lds=?茲+?覣ldf+?滋 （2）

首先，分別對這兩個回歸方程用ols進行估計。

式1估計后的結果如下：

式2估計后的結果如下：

由上表看出變量lds前的系數=0.967256，即LME銅現貨價格每變化1%，會引起LME銅期貨價格正向變動96.7256%。而變量ldf前的系數=0.981488，即LME銅期貨價格每變化1%，會引起LME銅現貨價格正向變動98.1488%。可見LME銅期貨價格的變動對現貨價格的作用大于現貨價格變動對期貨價格的影響。

其次，用單位根檢驗方法，檢驗兩個回歸方程的殘差序列的平穩性。

對?滋t進行ADF單位根檢驗，檢驗模型都為：?葒?滋=?酌·?滋t-1+?著t

原假設為H0:?籽=0。結果得到，式3-1的ADF統計量為-10.01706，分別小于(1%，5%，10%)顯著性水平下的臨界值(-3.4376，-2.8639，-2.5681)，故拒絕原假設，即殘差序列ut是平穩的。式3-2的ADF統計量為-10.52503，分別小于(1%，5%，10%)顯著性水平下的臨界值(-3.4376，-2.8639，-2.5681)，故拒絕原假設，即殘差序列ut也是平穩的，這表明變量ldf與lds之間存在協整關系。即LME銅期貨價格和現貨價格存在長期均衡關系。

（2）滬銅期貨價格和現貨價格的協整檢驗

下面本文用同樣的方法對變量shf和shs進行檢驗。

首先，經過ols估計，得到變量shf前的系數為0.838201，變量shs前的系數為0.819252，與LME相比，滬的銅期貨價格和現貨價格的相關性較小，變量ldf和lds對彼此的解釋力度高于97%，而變量shf和shs對對方的解釋力度遠沒有那么高，為80%左右。

其次，用eviews3.1對變量shf和shs的殘差分別進行平穩性檢驗可得， ADF統計量分別為-3.994728、 -3.975796，都分別小于(1%，5%，10%)顯著性水平下的臨界值(-3.4376，-2.8639，-2.5681)，故回歸方程的殘差是平穩的，這表明變量shf和shs存在協整關系。即滬銅期貨價格和滬銅現貨價格存在長期均衡關系。

（3）LME銅市場和滬銅市場的協整檢驗

由于涉及到兩個市場之間的協整檢驗，變量之間的關系較為復雜，很難分清哪個變量是被解釋變量，哪個為解釋變量，若用E-G檢驗法將會出現較多的回歸方程，會加大協整的難度，故本文不再用E-G兩步法，而用Johansen協整檢驗法。

實證檢驗結果表明，在這四組數據中，只有第一組數據ldf和shf的軌跡檢驗和似然比檢驗都在5%水平下拒絕原假設H00：協整向量個數為0，而分別在5%和1%水平下接受零假設H01：協整向量個數為1。這說明ldf和shf之間存在協整關系。而其它三組數據lds和shs、ldf和shs、lds和shf 都不存在協整關系。具體而言：LME銅期貨價格和滬銅期貨價格之間存在協整關系，即存在一種長期均衡關系。而LME銅期貨與滬銅現貨、LME銅現貨與滬銅現貨、LME銅現貨與滬銅期貨之間都不存在這種長期均衡關系。

3.因果檢驗

協整關系只能說明變量之間是否存在長期的均衡關系，并不能確定均衡關系中各方所起的作用。本文已經通過協整檢驗證明了LME銅期貨價格和現貨價格、滬銅期貨價格和現貨價格、LME銅期貨價格和滬銅期貨價格這三組數據之間分別存在長期的均衡關系，但并不能確定在這個均衡關系中，誰處于價格發現功能的領先地位。因此，本文用格蘭杰因果檢驗法進行進一步的檢驗，以分別驗證他們在價格發現功能中處于的領先、滯后地位。

（1）LME銅期貨價格和現貨價格的格蘭杰檢驗

檢驗結果如下：

對于表中的兩個原假設，由于P值均小于0.05，故全部拒絕原假設，即ldf是lds的格蘭杰原因，而lds也是ldf的格蘭杰原因。具體而言，LME銅期貨價格和現貨價格存在雙向引導關系，期貨價格能引導現貨價格，現貨價格也能引導期貨價格。

按照同樣的方法對滬銅期貨價格和現貨價格、LME銅市場和滬銅市場進行格蘭杰檢驗，最終得出結果：shf和shs之間也存在雙向格蘭杰因果關系，shf和ldf之間存在雙向格蘭杰因果關系，其他三組數據間不存在格蘭杰因果關系。即滬期貨價格能夠引導現貨價格，但現貨價格也能引導滬期貨價格。

4.向量自回歸模型檢驗

（1）LME銅期現貨價格和滬銅期現貨價格的VAR模型檢驗

為了研究LME銅期貨價格和LME銅現貨價格相互之間的影響，本文建立以ldf和lds為變量的VAR模型。按照AIC和SC準則進行嘗試，當滯后階數為1時，AIC達到最小，故選擇滯后階數為1，VAR模型如下：

ldf=?琢1+?茁1ldft-1+?茁2ldst-1+?滋t，1

lds=?琢2+?茁3ldst-1+?茁4ldft-1+?滋t，2 （3）

同樣，在分析滬銅期貨價格和現貨價格之間的影響時，只需把式3中的ldf換成shf，lds換成shs即可。由于該公式具有一定的代表意義，在檢驗其滬銅市場時，本文不再重述該式。

用樣本數據進行估計，得出結果如表3：

變量之間所對應的回歸系數反映了變量之間貢獻程度的大小，從比較可以看出，LME、滬銅期貨價格滯后一期的系數1.033922、0.915639，LME、滬銅現貨價格滯后一期的系數分別為0.986730、0.758800。本文得出：不管LME還是滬，銅期貨價格滯后一期值對當前值的預測能力遠都高于銅現貨價格滯后一期值的預測能力。換而言之，銅期貨價格對上一期價格的依賴程度較大。此外，筆者發現不管是期貨價格還是現貨價格，LME價格的滯后一期值的預測能力都高于滬滯后一期值的預測能力。說明了在銅交易市場上，期貨的價格引導作用遠大于現貨的作用，期貨在價格發現功能中起主要作用。此外，與倫敦金屬交易市場相比，我國上海期貨交易所的銅期貨價格發現功能較弱。

LME銅期貨價格和滬銅期貨價格的VAR模型檢驗。與前面的協整檢驗、格蘭杰因果檢驗一樣，本文在分別對LME、滬兩個市場的銅期現貨價格做了檢驗之后，再把LME、滬兩個市場納入同一個模型中，用來檢驗國內外兩個市場之間的關系。由協整檢驗可知，LME銅期貨價格和滬銅期貨價格之間存在長期均衡關系，而格蘭杰因果檢驗則發現LME銅期貨價格和滬銅期貨價格之間存在雙向引導關系。為此，本文繼續用VAR模型來檢驗一下這兩個市場。本檢驗仍用式3，只是3式中的變量更換即可。得出結果如表4:

Ldf滯后一期值對shf的解釋力度為0.051710，而shf滯后一期值對shf的解釋力度為0.001854，可見這兩個變量滯后一期值對對方的解釋程度都不高。換句話說，LME銅期貨價格滯后一期值對滬銅期貨價格當期值的影響為5.171%，而滬銅期貨價格滯后一期值對LME銅期貨價格當期值的影響極小，僅為0.1854%。這說明LME銅期貨價格對滬銅期貨價格具有一定的預測作用，而滬銅期貨價格對LME銅期貨價格的預測作用極小，甚至可以忽略不計。

5.基于G-S模型的檢驗

通過以上的檢驗，本文得出了一個初步結論：期貨市場在價格發現中起主導作用；且與倫敦金屬交易市場相比，我國上海期貨交易所的銅期貨價格發現功能較弱。但以上檢驗并沒有準確衡量出主導作用的大小以及兩個市場價格發現功能差異的大小。為此，本文將用G-S模型對價格發現功能的大小進行衡量。

LME銅期貨市場價格發現功能的衡量。G-S模型可以設定為：

St-St-1=?琢s+rs(ft-1-St-1)+?著st （4）

ft-ft-1=?琢f-rf(ft-1-St-1)+?著ft （5）

用ols方法對方程進行回歸，得出回歸結果見表5。

根據表5可知，式3-4ft-1-St-1前的回歸系數即為rs，而式3-5ft-1-St-1前的回歸系數即為rf。計算可得：?茲=0.84。據G-S模型的判斷標準可以得出：LME銅期貨市場價格發現功能的大小為84%，即銅期貨市場在價格發現中處于絕對的主導地位，價格發現功能84%是由期貨市場完成的。

（2）滬銅期貨市場價格發現功能的衡量

同理，按照上面的方法對滬銅期貨市場價格發現功能的大小進行衡量。回歸系數=0.015296，回歸系數即=0.00705，根據計算公式，得到參數=0.68也是介于0.5到1之間，表明價格發現功能主要是由期貨市場完成。

6.基于EGARCH模型的流動性溢出檢驗

本文首先設立收益率方程如下：

R=ln（pt）-ln（pt-1） （6）

（1）LME銅期現貨市場、滬銅期現貨市場的流動性溢出檢驗

分別對ldf和lds、shf和shs進行EGARCH檢驗，得到基于EGARCH模型的流動性溢出檢驗的結果：

通過檢驗結果， ldf的?酌值為0.012798，顯然大于零，而lds的?姿值為-0.006543，顯然小于零，由此根據波動性溢出模型的檢驗標準可以得到：在LME銅期貨市場上信息首先流入期貨市場，再從期貨市場流向現貨市場，也就是說來自LME銅期貨市場信息的沖擊同方向影響了現貨市場的波動性，LME銅期貨市場具有信息集聚的優勢。同樣，本文分析滬銅期貨市場：shf的?酌值為-0.037517，顯然小于零，而shs的?姿值為0.028522，顯然大于零，由此筆者通過EGARCH模型發現滬銅期貨市場沒有信息優勢，信息是由現貨市場流向期貨市場的，這表明現貨市場沖擊的增加會使得期貨市場的波動率增加。

（2）LME銅市場和滬銅市場的波動性溢出檢驗

下面檢驗LME和滬兩個市場間是否存在波動性溢出效應。

同樣，可以檢驗LME銅期貨市場和滬銅期貨市場、LME銅現貨市場和滬銅現貨市場之間的波動性溢出效應。檢驗結果如下：

根據EGARCH的判斷標準，由于?酌=0.0055943，顯然大于零，可知LME銅期貨市場和滬銅期貨市場之間存在波動性溢出；同樣，由?姿=-0.055835也小于零，故LME銅現貨市場和滬銅現貨市場之間也不存在波動性溢出。總之，LME銅市場和滬銅市場，作為國內外的兩個重要銅交易市場，這兩個市場的期貨價格之間存在波動性溢出，而現貨價格之間則不存在波動性溢出。

（四）實證研究小結

本文采用日數據，運用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗、VAR模型、G-S模型、EGARCH模型對倫敦金屬交易所(LME)和上海期貨交易所(滬)的銅期貨市場價格發現功能進行了實證比較研究，得出如下結論：

1.通過協整檢驗，本文發現LME銅期現貨價格、滬銅期現貨價格、LME銅期貨價格和滬銅期貨價格這三組變量存在協整關系。且通過格蘭杰因果檢驗，本文發現LME銅期貨價格與現貨價格、滬銅期貨價格和現貨價格、LME銅期貨價格和滬銅期貨價格三組變量之間分別存在雙向因果關系。

2.為了更直接地比較倫敦金屬交易所和上海期貨交易所銅期貨市場的價格發現功能的大小，本文用G-S模型進行了準確的衡量。結果顯示：倫敦金屬交易所銅期貨市場價格發現功能大小為84%，即銅期貨市場在價格發現中處于絕對的主導地位，價格發現功能84%是由期貨市場完成的。而上海期貨交易所銅期貨市場價格發現功能的大小為68%。由此可見，與倫敦金屬交易所銅期貨市場相比，上海期貨交易所價格發現功能較弱。

3.基于EGARCH模型的波動性檢驗可知，在倫敦金屬交易所銅期貨市場上信息首先流入期貨市場，再從期貨市場流向現貨市場，也就是說LME銅期貨市場具有信息的優勢。而上海期貨交易所銅期貨市場則沒有信息優勢，信息是由現貨市場流向期貨市場的。這也說明了上海期貨交易所銅期貨市場價格發現功能效率不高，對信息的傳遞并不處于優勢。而通過對LME銅市場和滬銅市場這兩個國內外市場的比較，本文發現這兩個市場的期貨價格之間存在信息溢出，即期貨市場存在波動性溢出效應。這說明我國上海期貨交易所的銅期貨已在國際期貨市場中具備了一定的影響力。總體而言，我國期貨市場還處于信息溢出影響的弱勢地位，在國際價格形成中發揮的影響力非常有限。

四、存在的問題、產生的原因及政策建議

（一）存在的問題及產生的原因

隨著我國期貨市場的發展，上海期貨交易所銅期貨市場的價格發現功能已初步得以實現，通過實證檢驗發現：上海期貨交易所的銅期貨價格與倫敦金屬交易所的銅期貨價格之間還有了雙向引導的關系，雖然這種關系較弱，但這也在一定程度上說明我國銅期貨市場獲得了較快的發展，銅期貨市場的價格發現功能在不斷完善。當然，與倫敦金屬交易所銅期貨市場相比，上海期貨交易所銅期貨市場還存在較大的不足。具體表現有三點：

第一，價格發現功能的效率不高；第二，銅期貨市場信息透明度不高，沒有明顯的信息優勢；第三，銅期貨市場的國際影響力較小。

產生這些問題的原因較為復雜，但主要有以下幾點：

1.我國期貨市場整體發展水平不高。這是導致銅期貨市場價格發現功能效率不高的首要原因，期貨市場價格發現功能的發揮必須有一個成熟的期貨市場作為前提。我國期貨市場總體而言還存在著交易品種少，品種結構存在缺陷等問題，這造成了期貨市場總規模過小，不利于建立統一、開放競爭有序的現代市場體系。期貨市場的功能和作用是通過上市品種來實現的，品種過少必然使期貨市場失去發揮作用的基礎，從而從總體上制約期貨市場功能的發揮。

2.我國期貨市場的倉儲體系和交割制度還存在較大的缺陷。上海期貨交易所銅的交割倉庫集中于上海，具有極強的區域性，沒有估計中國華南地區的龐大消費者意愿，目前還未真正解決好異地交割問題，國內的倉儲公司實力薄弱，倉單市場尚未形成[6]。

3.我國期貨市場的投資主體不合理，缺乏足夠的機構投資者。在國際期貨市場上，機構投資者是最重要的投資主體，90%以上的中小投資者都是委托機構投資者進行投資[7]。而目前參與我國銅期貨市場交易的主要是銅的生產、消費、流通等企業，這些企業多是進行套期保值，真正對銅期貨市場有促進作用的機構投機者的比重較低，這就在一定程度上影響了市場流動性，不利于信息的傳遞，使得期貨市場不能發揮應有的功能。

（二）政策建議

基于實證研究的結論及我國銅期貨市場存在的種種問題，本文提出以下建議：

1.引入做市商制度，提高市場流動性，提高銅期貨市場價格發現功能的效率。我國應積極借鑒和研究國外期貨市場的成熟做法，嘗試引入做市商制度，市場做市商的存在使得參與者可以隨時入市買入或賣出，這有利于提高市場流動性。

2.完善信息披露制度，建立有效的期貨市場信息傳播機制。盡快完善銅期貨市場的信息披露制度，杜絕信息的不對稱傳遞，只有這樣才能保證價格信息能夠盡快、全面地傳播給市場各方。

3.營造寬松的市場準入環境，吸引更多的參與者，優化銅期貨市場投資主體結構。必須修改現行的期貨市場法規條例，吸引更多的參與者，使具有避險需求的銅現貨相關企業和愿意通過承擔風險而獲取高收益的企業、基金、個人等都可以進入銅期貨市場進行交易。

4.建立健全期貨市場法律法規，規范銅期貨市場交易。期貨管理機構應該在修改《期貨交易管理條例》的基礎上，應盡快制定《期貨法》，從根本上為我國期貨市場的發展提供法律保障，使期貨交易真正走上規范化、法制化的軌道[8]。

5.積極穩妥地推進我國銅期貨市場的國際化，擴大銅期貨市場的國際影響力。由于滬銅期貨市場是我國管理水平較高，運作最為規范，發展最為成熟的期貨市場，可以考慮把銅期貨市場作為試點，有限度地開放國內銅期貨市場，使國外投資者可以進入我國期貨市場進行交易，使國內銅價不但能夠反應國內的供求狀況也能反應世界的供求。■

（責任編輯：張恩娟）

參考文獻：

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