滬銅期貨市場發現價格效率程度的實證研究

摘 要：期貨市場所擁有的發現價格和風險規避兩個功能，是其他金融市場所不具有的，相比較期貨的風險規避功能，發現價格功能就顯示了旺盛的生命力。本文利用誤差修正模型、協整檢驗、沖擊響應分析、格蘭杰因果檢驗和誤差分解分析等方法，依據上海期貨交易所的銅期貨，研究上海銅期貨價格和銅的現貨價格之間的的動態關系，來說明銅期貨市場的發現價格功能是否有效。研究結果表明：上海期貨交易所的銅期貨價格和銅的現貨價格之間存在著較為長期的協整關系，銅期貨市場表現出效率較高的發現價格功能。

關鍵詞：期貨價格；現貨價格；發現價格

一、引言

作為較為重要的金融衍生工具之一，期貨自出現以來已經有發展了將近200多年。我國雖然在20世紀80年代才開始了對期貨交易的探索，但在短短30幾年中，國內期貨交易品種層出不窮，截止到2014年，我國期貨品種已經增至40個，并且市場交易規模也越來越大。期貨市場以現貨市場為基礎，在現貨交易發展小有規模之后才逐步形成與建立起來，可以說，期貨交易與現貨交易互為對方的補充，相互聯系在一起。但期貨市場和現貨市場的區別也是顯而易見的，體現在期貨市場獨特的功能上。

期貨市場有兩大基本功能：風險規避和發現價格。風險規避功能主要是通過套期保值來實現。而相比風險規避功能，發現價格功能顯得更有意義，期貨市場通過公開競價，能夠真正反映供求變動趨勢，因此可以表明現貨價格未來的變動趨勢。根據這一原理，期貨和現貨的價格應該是朝著同一方向變動的，并且從期貨價格身上應該可以看到現貨價格的影子。

銅期貨是中國期貨市場上產生較早、規模較大并且發展較為規范的品種之一，其價格發現功能是否有效，直接影響期貨市場參與者的買入或賣出決策，因此研究銅的期貨與現貨價格的變動關系具有重要意義。本文利用誤差修正模型、協整檢驗、沖擊響應分析、格蘭杰因果檢驗和誤差分解分析等方法，依據上海期貨交易所的銅期貨，研究滬銅期貨價格和銅現貨價格之間的的動態關系，來說明期貨市場是否表現出效率較高的價格發現功能。

二、文獻綜述

為了說明期貨市場的發現價格功能表現出高效率，可以通過研究期貨和現貨價格的之間的相關性，許多學者已對期貨與現貨價格的關系進行了大量的研究。林治乾和宋玉華（2007）通過對國際石油期貨和現貨市場進行研究，認為國際石油期貨與現貨價格之間具有長期的協整關系，期貨合約價格是單方向調節現貨價格的。劉勇和劉鳳軍（2006）通過對農產品大豆分析，發現現貨價格與期貨價格對對方的影響均能表現出極為顯著的特點，二者互為因果。

而把視野放到中國的銅期貨市場，一些學者已經給予了自己的檢驗。華仁海（2005）利用上海期貨交易所中的銅、鋁和橡膠期貨與現貨價格，發現現貨與期貨價格的關系也是長期均衡的，期貨和現貨價格互相影響著彼此，互成因果，但期貨市場在價格發現中表現地比現貨市場更為重要。黃健柏、劉凱和郭堯琦（2014）利用卡爾曼濾波算法從動態的角度研究了我國滬銅期貨市場價格發現的貢獻，期貨市場價格發現的貢獻是根據時間的推移而變化的，從2004年到現在有一個先增加、后下滑、然后又增加的交替過程。

三、數據選取與描述性統計

1.數據選取

本文采取的是上海期貨交易所從2013年1月至2015年1月的銅周度均價，期貨價格是從上海證券交易所網站（http：//www.shfe.com.cn）上得到的，上海有色金屬網（http：//news.smm.cn）則提供了銅的現貨價格。

由于期貨合約都有到期日，到期時必須以對沖方式或者實物交割方式結束合約，因此，期貨合約具有不連續性，即任意一個交割月份的滬銅期貨合約在到期后，就會消失，不再存在，這使得研究變得相當困難。為了能夠繼續研究，作者通過構造一種連續期貨合約來彌補現有期貨的不連續性。方法如下：以和實際時間相隔一個月的期貨合約為基礎，例如，在2013年1月，選取2013年2月到期的銅期貨（cu1302）合約，當它進入交割月后，選取臨近的下一個合約，即在2013年2月，選取2013年3月到期的銅期貨（cu1303）合約，使合約連續起來。以后月份類比前一個月得到一個連續期貨合約。并將現貨價格記為S序列，將期貨價格記為F1序列。

2.描述性統計

表1給出的是現貨和期貨價格的相關統計量。由表可知，S和F1的基本統計量相差并不是很明顯，并且結合圖1給出的S和F1的時序圖，可以看出二者走勢基本保持一致。

四、實證分析

1.單位根檢驗

在現實生活中，非平穩性是多數時間序列的特點，直接進行回歸，偽回歸將是一個十分棘手的問題，因此應先把數據轉化成平穩的序列，然后再進行分析。檢驗時間序列的平穩性，迪基和富勒提出了ADF單位根檢驗，并且，應用差分或取對數形式消除單位根，從而得到平穩序列。

作者為了消除異方差，首先對數據作對數處理，然后進行ADF單位根檢驗，選擇含有常數項而不含趨勢項，得到表2。ADF檢驗原假設：時間序列非平穩，由表可得，S和F1序列均具有一個單位根，序列非平穩，而一階差分后，時間序列平穩，故S和F1序列為一階單整序列。

（1）確定模型的最大滯后階數

首先建立VAR模型，來確定模型的最大滯后階數，得到表3。其中4個檢驗選擇了2階（*表示），因此最大滯后階數為2。

（3）協整檢驗

采用含常數項、不含趨勢項的協整檢驗，由表4的結果得，拒絕不存在協整關系（10%的顯著性水平下），并且不能拒絕零假設：至多存在一個協整關系，說明S和F1之間存在協整關系。

3.誤差修正模型

表5給出誤差修正模型，S的誤差修正系數為負，F1為正，說明誤差修正項變動，現貨價格正方向調節，期貨價格則相反，這與現、期貨兩市場的價格調整方向完全符合，當誤差修正項>0時，現貨價格上升，期貨價格下降，從而向長期均衡變動。

4.格蘭杰因果檢驗

變量間存在若是存在關系某種，不能說明這是因果關系，但是時間不會逆轉的，如果事件A先發生，事件B后發生，那么A可能引起了B，但B不可能引起A，格蘭杰因果檢驗就用了這一思想。結果由表6，F1可以說的S的格蘭杰原因，而反向因果不存在。因此期貨價格變化在前，現貨價格發生改變略晚，即期貨價格會引導現貨價格。

沖擊響應，描繪兩變量變動之間的聯動關系，在隨機誤差項上施加一個標準差大小沖擊，觀察內生變量當期值和未來值的變化。由圖3可知，對于來自S的沖擊，F1在第2期達到最高，在第3期之后趨于穩定；S自身也會受到影響，并在5期后趨于穩定。而由圖4可知，對于來自F1的沖擊，對S的影響雖然也是在3個周期之后減弱，但是仍然會有波動；而F1自身會在第2期后逐漸平穩。可見期貨對現貨影響更大，并且期貨和現貨也會受到自身沖擊不同程度的影響。

6.誤差分解

誤差分解，即將變量的誤差進行分解，了解各個沖擊的影響程度，因此，誤差分解表示每個擾動因素變化，模型內各個變量的變化程度的高低。由圖5可知，對于期貨價格的變動，其自身解釋大部分，而隨著時間的推移，期貨自身變動的影響會減少，最終穩定在95%，而現貨對期貨的解釋會增加，最終穩定在5%，仍是很少的一部分。而由圖6知，現貨價格的波動絕大部分是由期貨價格的變動來解釋，雖有一個上升的趨勢，但是不太明顯，基本上穩定在90%，而現貨價格對其自身的解釋只占到10%。

五、結論

自2013年以來，上海期貨交易所的銅期貨價格與銅的現貨價格序列為一階單整序列，短期內可能非協整，但長期，二者存在均衡關系。現貨的誤差修正系數為負，期貨為正，當二者偏離均衡價格時，誤差修正項會使價格收斂于長期均衡價格。因果關系從期貨價格到現貨價格，反向因果不成立，說明期貨價格先變化，在時間上，先于現貨價格，前者對后者起到指導作用。期貨對現貨的影響大于現貨對期貨的影響，同時現貨市場和期貨市場的價格波動大部分均由期貨價格波動來解釋，并且對現貨市場的解釋功能逐漸增強，而對期貨市場的解釋功能逐漸減弱，由此可見，上海期貨交易所中的銅期貨市場，在發現價格功能上表現出生機與活力，期貨市場是發現價格中的主導。

參考文獻：

[1]宋玉華，林治乾.國際石油期貨價格與現貨價格動態關系的實證研究[J].中國石油大學學報（社會科學版），2007，23（5）：1-5.

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作者簡介：魏曉晨（1993- ），女，河南安陽人，經濟學專業本科生，研究方向：投資經濟學