黃金期貨價格和現貨價格關系的實證分析

摘要：本文以2008年1月9日至2013年4月26日上海黃金期貨價格與現貨價格交易數據為樣本，利用Eviews軟件對上海黃金期貨價格與現貨價格進行實證分析。最后研究結果表明，中國黃金期貨價格與現貨價格都不是平穩的序列；兩者保持著長期均衡關系，若當短期失去均衡時，價格將以一定力度將非均衡狀態調整到均衡狀態，并且黃金現貨價格的變動單向引起黃金期貨價格變動。

關鍵詞：黃金期貨價格；黃金現貨價格；協整檢驗

一、引言

布雷頓森林體系瓦解后，各國逐步放松了對黃金的管制，自此全球黃金市場得到很快發展。2008年金融危機爆發之后，發達國家紛紛實行寬松量化貨幣政策，引起紙幣貶值，黃金升值。為了避免資產縮水，人們開始借助黃金交易來實現資產的保值和增值，因此黃金市場日漸興盛。

2002年10月30日，上海黃金交易所開業，到了2008 年 1月9日，中國黃金期貨合約正式在上海期貨交易所掛牌交易，黃金交易成為中國金融市場上炙手可熱的焦點。作為一個新興市場，我國的黃金期貨市場歷時才4年多，還處于成長階段，風險大，很多功能還未完全顯現，所以中國黃金期貨市場有許多問題需要進行研究和探討，而其中黃金期貨價格與黃金現貨價格之間關系的實證分析有助于為黃金相關企業通過套期保值交易規避市場風險，有助于投資者充分利用黃金期貨合約來規避黃金價格波動帶來的風險。因此，本文的研究具有很高的理論價值和現實意義，希望可以為投資者提供有效的意見。

二、文獻綜述

（一）國外研究

國內外學者對期貨與現貨價格動態關系的研究很早就開始了，所以文獻較多，例如Garbade，KeTmeth.D和Wiiliam.L.Silber（1983） 通過計算下一期現貨價格和期貨價格受上一期基差變動影響而變動的程度，得出現貨價格可以引導期貨價格的結論。ShigeyukiRamaprasad（2004）利用 GARCH 模型研究了黃金期貨合約的價格與交易量之間的信息傳遞。Chow （2001） 研究了貨幣市場和黃金期貨市場價格之間的關系。

（二）國內研究

對于我國黃金現貨價格與期貨價格之間關系的研究不是很多，相關研究也是近幾年才開展：田志朋，朱國彥（2009）認為現貨價格和期貨價格之間均不具有價格發現功能。周梅（2012）認為黃金期貨市場具有價格發現功能，并單向引導黃金現貨價格。胡燕妮（2011）研究表明由于存在滯后性，黃金期貨價格引導現貨價格的轉遞過程比較長。秦俊琦、鄒楚楠（2009）認為上海黃金市場的有效性不充分，期貨價格沒有價格發現功能，黃金現貨價格單向引導期貨價格。王祥云、歐陽明（2011）則通過Johansen 協整檢驗說明兩者之間并不存在長期的均衡關系，我國黃金期貨價格不會對現貨價格進行調整，黃金期貨不具有價格發現功能。曹瀟（2010）和高建勇（2010）兩個人都通過共同因子貢獻法表明現貨價格和期貨價格兩個市場收盤價的價格發現能力較為接近，兩個市場間的信息流動性較強。魏忠，蔣冰（2011）通過建立誤差修正模型表明，在短期內，黃金期貨價格波動幅度較大，它的調整幅度大于發揮正向誤差修正機制的黃金現貨價格的調整幅度，所以上海黃金期貨市場調整作用較強。

三、數據的選取

本文黃金期貨價格數據來自于上海黃金期貨交易所日行情數據，選取距離交割月5個月的期貨合約收盤價作為分析對象。黃金現貨價格數據來源與上海黃金交易所，由于AU（T+D）與上海黃金期貨一樣，同為99.95%的交割成色的黃金，其價格具有代表性（周梅，2012，p.58）。所以本文選取關于交易量最大的AU（T+D）每日收盤價作為本文黃金現貨價格的研究數據。

對黃金期貨價格和現貨價格進行整理，選擇日期相同，剔除缺失值和異常值，最后選取2008年1月9日至2013年4月26日共1272個交易日的黃金期貨和黃金現貨交易數據。

序列{X}和序列{Y}分別表示期貨價格和現貨價格，由于大多數經濟變量在時間推移中以指數方式增長，故在此將序列{X}和序列{Y}進行對數化處理，以便使其具有線性性質。將經過對數處理后的時間序列記為{XT}和{YT}。其中用XT表示黃金期貨價格，用YT表示黃金現貨價格。數據顯示黃金期貨和黃金現貨價格走勢基本一致，呈現高度的同步性。但是這兩個價格序列都是非平穩的，所以我們應通過進一步分析來判斷其相互之間的關系。

四、實證分析

（一）單位根檢驗

首先建立回歸模型

Yt=α+γYt-1+α1ΔYt-1+α2ΔYt-2+……αpΔYt-p +？t；

原假設H。：γ=l，備擇假設角： γ<1；

然后利用Eviews對針對XT序列和YT序列進行ADF單位根檢驗，經檢驗得出XT、YT在0階存在單位根，在1階不存在單位，即兩個序列都是1階單整。

（二）協整檢驗

本文將采用對回歸方程殘差序列進行單位根檢驗的方法進行協整檢驗。

第一步，用OLS法做兩個變量的協整回歸：

估計的回歸模型為YTt=0.060267+10988424XTt+et

t= （7.263469） （666.0457）

R2=0.997145 DW=0.465010 F 443616.8

（其中，YT表示黃金現貨價格，XT表示黃金期貨價格）

第二步，檢查et的平穩性。利用Eviews得到回歸方程殘差序列的ADF檢驗結果如下：

t檢驗統計量值-13.67729都小于1%、5%、10%三個顯著性水平下的Mackinnon臨界值-2.5673、-1.9396、-1.6157，所以拒絕原假設，表明殘差序列不存在單位根，是平穩序列，現貨價格和期貨價格之間存在協整關系。

綜上所述，回歸方程的殘差序列不存在單位根，是平穩序列，所以黃金現貨價格和期貨價格之間存在著長期穩定的協整關系，在此基礎上我們可以得出回歸方程的設立存在合理性。

（三）誤差修正模型

誤差修正模型（ECM）是一種在變量存在協整關系的前提下，進一步觀察變量間短期波動狀態的模型。

我們利用差分序列{ΔYTt }本文以黃金現貨價格為例， 把協整回歸式的誤差項et看做均衡誤差，通過建立誤差修正模型把現貨價格的長短期變化聯系起來。誤差修正模型的結構如下：ΔYTt=α+βΔXTt+γet-1+εt。關于{ΔXTt}和前期誤差序列{ et-1}進行OLS回歸，參數估計結果如下：

最終得到誤差修正模型的估計結果：

ΔYTt=9.71E-05+0.796591ΔXTt—0.203585et-1

t=（0.461719） （51.557） （-11.83794）

R2=0.677376 DW=2.255698

上述估計結果表明，黃金期貨價格的變化會以79.6591%的強度影響黃金現貨價格變化，而且上一期對均衡水平的偏離程度還會影響現貨價格，誤差項et-1估計的系數-0.203585小于0，體現了對偏離具有負向調整作用，當短期失去均衡時，價格將以（-0.203585）的力度非均衡狀態調整到均衡狀態，系統存在誤差修正機制。

（四）Granger因果檢驗

先假設H0：X不是引起Y變化的Granger原因；H1：X是引起Y變化的Granger原因。在進行Granger因果檢驗之前，首先要確定滯后階數。本文采用AIC最小化準則來確定滯后階數。

由此可以看出，隨之滯后階數的增大，AIC值不斷變大，所以根據AIC最小化準則確定的滯后階數為1，從而用該滯后階數來進行Granger因果檢驗。以下是Granger因果檢驗的結果：

根據以上檢驗結果，可以的看出當原假設為YT does not Granger Cause XT時，p值為6.8E-12，小于0.05，則在5%的顯著性水平下拒絕原假設，即黃金現貨價格的變動是黃金期貨價格變動的原因；當原假設為XT does not Granger Cause YT時，p值為0.27459，大于 0.05，則在5%的顯著性水平下接受原假設，也就是說黃金期貨價格波動不是黃金現貨價格波動的原因。

五、結論

（一）從現貨價格和期貨價格的趨勢圖來看，他們價格走勢基本一致，呈現高度的同步性，表明中國黃金期貨市場具備一定規避風險的功能。

（二）通過ADF單位根檢驗得知，黃金期貨價格與現貨價格不是平穩時間序列，一階差分后才為平穩序列，都是一階單整。

（三）通過對殘差序列的單位根檢驗（ADF）表明回歸方程的殘差序列不存在單位根，是平穩序列，所以黃金期貨價格和現貨價格之間保持著長期穩定的均衡關系，在此基礎上回歸方程的設立是合理的。

（四）從建立誤差修正模型的結果來看，黃金期貨價格的變化會以79.6591%的力度影響黃金現貨價格變化，而且上一期對均衡水平的偏離程度還會影響現貨價格，誤差項et-1估計的系數-0.203585小于0，體現了對偏離具有負向調整作用，可以看出當短期波動偏離長期均衡，將以（-0.203585）的力度非均衡狀態調整到均衡狀態。

（五）通過Granger因果檢驗表明在5%的顯著性水平下黃金現貨價格的變動單向引導黃金期貨價格變動，因此，我國黃金期貨市場還不具備價格發現功能。這是因為我國黃金期貨市場還處于初期發展階段，市場的信息傳遞效率比較低，故價格發現功能還未處于主導地位。

參考文獻：

[1]胡燕妮.我國黃金期現貨價格關系實證研究—以國內黃金期貨與現貨市場價格為例[J].經濟觀察， 2011：90-92.

[2]林蕓.黃金現貨與黃金期貨價格聯動性研究[J].現代物業·現代經濟，2012，11（10）：55-57.

[3]潘樾.我國期貨市場期貨價格發現功能的實證研究—以上海期貨交易所黃金期貨為例[J].時代金融，2010：44-46.

[4]陳佳姝.關于我國黃金期貨價格發現功能的實證探究[J].中國外資，2012：196.

[5]高建勇.中國黃金期貨與黃金現貨價格的實證分析[J].經濟研究導刊，2010：69-71.

[6]趙妮.上海黃金期貨價格與現貨價格協整關系實證研究[J].現代商業，2013：42.

[7]朱琳藝.我國黃金期貨和現貨市場價格波動的實證研究[J].現代商業，2013：42.

[8]周梅.上海黃金期貨價格與現貨價格關系的實證分析[N].常熟理工學院學報（哲學社會科學）， 2012：58-61.

[9]魏忠，蔣冰.上海黃金市場期現價格的實證分析[N].上海金融學院學報，2011：78-84.

[10]曹瀟.中國黃金期貨價格與黃金現貨價格聯動影響實證分析[N].唐山學院學報，2010，23（06）：82-84.

[11]田志朋，朱國彥.中國黃金市場期貨與現貨價格關系實證研究[N].山東工商學院學報，2009，23 （02）：76-81.

[12]王祥云，歐陽明.論我國黃金期貨價格發現功能[J].東方企業文化·百家論壇，2011：152.

[13]易丹輝.數據序列分析與Eviews應用[M].北京：中國統計出版社，2008年.

[14]龐皓.計量經濟學[M].北京：科學出版社，2012年：262-279.

[15]Garbade，Kenneth.D.andWilliam.L.Silber.Priee movement and Priee Diseovery in futures and cash markets[J].Review of Eeonomies and Statistics，1983：p.289一297.