基于VAR模型的中國銅期貨的價格發現的研究

【摘要】本文利用Johansen協整檢驗、Granger因果檢驗以及沖擊反應分析對上海銅期貨價格與現貨價格之間的內在關聯進行了實證研究，研究結果顯示：銅期貨價格與現貨價格之間存在長期均衡關系，期貨價格與現貨價格存在單向因果關系，即期貨市場在價格發現功能中處于主導地位。

【關鍵詞】期貨市場 VAR 沖出反應分析 方差分解

一、引言

隨著科學技術的不斷進步，金融衍生品市場的不斷創新推動了世界經濟的增長，其中期貨市場扮演著極其重要的角色。伴隨著世界經濟一體化的加快，全球制造加工中心正在向中國轉移，中國大宗商品的進口量和消費量與日俱增。根據《中國金融發展報告（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，這種現象對我國目前的經濟發展十分不利。因此，獲取大宗商品的國際定價權就成為我國經濟發展過程中的一個必然抉擇。

綜上所述，對我國銅期貨市場進行深入研究，挖掘我國銅期貨市場發展中的不足，并提出相應的解決方法，在理論和實踐上都具有十分重要的意義。而價格發現功能是期貨市場的最重要的功能，本文依據上海銅期貨交易與現貨交易的歷史數據，利用實證檢驗的方法對我國銅期貨市場的價格發現能力進行驗證，找出市場存在的問題，提出相應的政策建議，規范我國銅期貨市場，從而使其健康有序的發展。

二、數據的搜集與處理

本文將上海期貨交易所的銅期貨合約作為研究對象，將每天交易價格數據作為研究樣本。因為在期貨市場中，數據的間隔實踐太長會導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果，所以我們不是選用周或者月數據作為研究對象，而是選擇了比較適宜的日交易價格數據。

本文的期貨市場交易數據來源于上海期貨交易所網站公布的期貨統計年鑒，現貨市場交易數據來源于Wind數據庫，樣本區間為：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據必須具有一定的連續性。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、實證結果

（一）平穩性檢驗

由表1的檢驗結果可知：在5%的置信水平下，零假設（即時間序列是非平穩的）不能被拒絕，這說明期貨價格和現貨價格序列均是非平穩的。進一步對期貨價格序列的一階差分和現貨價格序列的一階差分進行ADF 檢驗，由表1可知，在5%的置信水平下，零假設被拒絕，也即說明期貨價格序列的一階差分和現貨價格序列的一階差分均是平穩的，這說明銅的期貨價格序列和現貨價格序列均是一階平穩過程。

（二）VAR模型的建立

依據方程（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、現貨價格的VAR模型，依據AIC準則，本文將模型中變量的最優滯后階數確定為3。回歸結果（由于版面限制，我們這里只提供最終結果）：

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的一期滯后值、二期滯后值、三期滯后值、現貨價格的一期滯后值、二期滯后值、三期滯后值。由表2的判定系數可以看出，向量白回歸（VAR）模刑中方程的擬合優度高。從估計結果可以看出，期貨價格的一期滯后值對期貨價格當前值的預測能力比較強（系數達到0.8），而其二期滯后值的系數為0.26，說明期貨價格的二期滯后值對其當前值的預測能力比較弱，而現貨價格的一、二、三期滯后值對期貨價格當前值的解釋能力也比較弱；從估計結果可以看出，期貨價格的一、二期滯后值對現貨價格當前值的解釋能力更弱；而現貨價格一期滯后值對現貨價格當前值的預測能力一般，其系數僅為了0.39，而現貨價格滯后兩期對現貨價格當前值的預測能力同樣比較弱，其系數均不足0.3。

（三）Johansen檢驗

基于以上VAR模型的結果，我們借助Johansen檢驗來進行協整檢驗。結果如下表2：

由圖中顯示的結果可知：在0.05顯著性水平下第一個原假設被拒絕了，而第二個被接受了，故可以認為有且只有一個協整關系。即在短時間內期貨價格和現貨價格可能偏離均衡狀態，但長期來看，期貨價格和現貨價格之間保持著長期均衡關系。

（四）Granger因果檢驗

為了證明期貨價格與現貨價格之間的領先—滯后關系，我們用格蘭杰因果關系檢驗法確定二者之間的具體的因果關系。結果如下表3：

由上表得出，原假設“期貨價格不是現貨價格的原因”被拒絕，原假設“現貨價格不是期貨價格”被接受，綜述所述，期貨價格與現貨價格之間存在單向格蘭杰因果引導關系。

（五）方差分解

從表4，當滯后期為1時，現貨市場的影響為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現功能中也處于主導地位。

（六）脈沖響應函數

圖1 現貨價格對期貨價格的沖擊反應

圖2 期貨價格對現貨價格的沖擊反應

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準誤差的沖擊對期貨價格和現貨價格變動的沖擊作用的直觀表示。由圖1可知，對來自現貨市場的沖擊，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；而由圖2可知，對來自期貨市場的沖擊，對現貨價格的沖擊作用在隨后的一個交易日內迅速的上升，之后逐步趨于平穩。由于期貨價格變動對現貨價格變動沖擊的影響時間長度比現貨價格對期貨價格沖擊的影響時間長度要長，因此，從沖擊反應分析同樣可以看出，相對于現貨價格的影響力，銅的期貨價格的影響力相對較大。

四、結論

期貨市場具有價格發現功能，與期貨交易內在特點是緊密相關的。期貨交易集中竟價及信息公開制度、保證金制度、賣空特點及對沖機制保證了其功能的實現。因此，可以看出，影響期貨價格發現功能的因素主要包括：交易成本及規模、商品本身屬性的差異和交易的主結構及現貨的定原則。

本文利用Johansen協整檢驗、沖擊反應分析對上海銅期貨價格與現貨價格之間的內在關聯進行了實證研究，研究結果顯示：銅期貨價格與現貨價格確實存在長期均衡關系，即期貨市場在價格發現功能中處于主導地位，其中，在銅的價格發現功能中，期貨市場占99.5%，現貨市場占0.5%。結果表明，由于我國期貨市場起步較晚、監管不到位，過度投機行為盛行，期貨市場秩序混亂，但經過國家多次出臺政策規范以后，我國期貨市場運行的市場環境已逐漸趨于良好，運行效率得到了顯著提高，期貨市場價格發現和套期保值的功能逐步顯現，這也為我國期貨市場的進一步發展提供了良好的市場基礎。

參考文獻

[1] 華仁海，劉慶富.國內、外期貨市場之間的波動溢出效應研究[J].世界經濟，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.數據分析與EviewS應用[M].北京：中國統計出版社，2002.

[4] 王駿，張宗成.基于VAR模型的中國農產品期貨價格發現的研究[J].管理學報，2005，2（6）：11.

[5] 王駿，張宗成.金屬鋁期貨與現貨價格動態關系的實證研究[J].華中科技大學學報，2005（5）.

[6]劉慶富，張金清.我國農產品期貨市場的價格發現功能研究仁[J].產業經濟研究，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，建設銀行南京分行江寧開發區支行。

（編輯：龍大為）