中國白銀期貨市場與現貨價格關系的實證研究

韓苗 張學東

【摘要】本文以我國上海白銀期貨與現貨價格為研究對象，運用ADF單位根檢驗、協整檢驗、誤差修正模型（VECM）以及Granger因果檢驗對我國白銀期貨與現貨的價格關系進行實證研究，得出我國白銀期貨價格與現貨價格之間具有長期均衡的關系，且現貨價格對期貨價格具有單向引導作用。

【關鍵詞】白銀期貨 協整檢驗 誤差修正模型（VECM） Granger因果檢驗

一、引言

2012年5月10日，上海期貨交易所正式推出白銀期貨，這是我國上市的第二十八個期貨品種，也是第二個貴金屬期貨品種。同時，也標志著我國白銀市場體系進一步深化為期貨市場與現貨市場并重發展的體系。然而，我國雖然是一個白銀生產與消費的大國，但在國際白銀市場上卻沒有定價權，從長遠來說，這種情況對我國經濟的發展與安全構成了一定的威脅。此外，白銀期貨市場是一個新的市場，它是否與發達的期貨市場一樣具有價格發現功能？本文通過ADF單位根檢驗、協整檢驗、Granger因果關系檢驗以及誤差修正模型對我國白銀期貨價格與現貨價格之間的關系進行實證研究，為我國白銀市場的發展提供一定的借鑒。

二、實證分析

（一）樣本數據來源及說明

本文選取滬銀指數作為白銀期貨價格的時間序列數據，原因是價格指數依據多份合約的不同權重計算所得，符合實際且使分析簡單易行。白銀現貨數據選取上海黃金交易所中的白銀延期AG（T+D）的每日收盤價。這樣選取的原因是，其交易非?；钴S，且進行交易的銀標準與白銀期貨合約的標準一致（均為99.99%），因此產生的現貨價格具有較好的代表性。本文選取的樣本期間為2012年5月10日到2014年1月30日，共421個數據（除去周末與節假日），滬銀指數數據來源于文華財經交易軟件，白銀現貨數據來源于上海黃金交易所網站。

（二）樣本序列的描述性統計

為了分析對白銀期貨與現貨價格序列的走勢，作出白銀期貨價格序列F和白銀現貨價格序列S的折線圖，如下圖：

從圖中可以看到，白銀期貨價格和現貨價格并未圍繞某個均值進行波動，而且在某段時間內出現急劇下降，所以，二者可能為非平穩序列，但二者運動趨勢基本上保持一致，說明白銀期貨與白銀現貨可能存在長期的均衡關系。

（三）ADF單位根檢驗

對時間序列數據進行實證分析時，理論上要求此序列是平穩序列。因此，首先要對序列進行單位根檢驗。常用ADF單位根檢驗法來進行，它是通過估計得到ADF統計量的值，并將估計值與給定顯著性水平下的臨界值進行對比，如果ADF檢驗值較小，則拒絕原假設，說明時間序列是平穩的；反之，則接受原假設，說時間序列非平穩。

我們對價格序列F、S進行ADF檢驗，得出ADF值分別為-0.5696、-0.5291，均大于臨界值-2.5704（10%的顯著性水平），所以不能拒絕原假設，即序列F、S都是非平穩的。接下來對收益率序列R、Z進行ADF檢驗，得出ADF值分別為-20.7772、-20.5374，均小于臨界值-3.4457（1%的顯著水平），所以拒絕原假設，即白銀期貨與AG（T+D）的收益率序列都是平穩的。

（四）協整分析

協整關系反映了變量之間的長期均衡關系。一些非平穩的序列經過某種線性組合得到平穩序列，則稱這些非平穩變量間存在協整關系[1]。本文采用E-G兩步法：⑴建立兩個變量的回歸方程，得到殘差序列；⑵檢驗殘差序列的平穩性，若殘差序列平穩，二者就存在協整關系。

將白銀期貨價格作為解釋變量，白銀現貨價格作為被解釋變量，得到的估計方程如下：S=-32.144+0.996F+ξ（ξ表示殘差），對殘差序列進行單位根檢驗，得出殘差序列的統計量小于臨界值（1%的水平下）：-3.509<-3.045，拒絕原假設，即殘差序列是平穩序列。故白銀期貨價格與現貨價格之間具有協整關系。

（五）Granger因果檢驗

協整檢驗只能說明變量間長期的均衡關系，而Granger因果檢驗可以分析哪個變量在發現價格中起主導作用。檢驗模型：

其中，St和Ft分別代表現貨價格與期貨價格。若（4）式中有δ1 ≠0（j=1，2，…，q），則稱期貨價格引導現貨價格；若（5）式有β2i≠0（i=1，2，…，p），則稱現貨價格引導期貨價格；如果同時存在？啄1j≠0和β2i≠0，則二者相互引導。

下面對序列R與Z作Granger引導關系檢驗，結果如下表：

從上表中看出，拒絕原假設1，接受原假設2，表明AG（T+D）價格是期貨價格的Granger引導關系，而期貨價格不是AG（T+D）價格的Granger引導關系。這一結論與許多前人的研究結果并不一致，這與我國白銀期貨上市時間較短，在運行初期市場信息的傳遞效率弱相一致，其價格引導功能仍不明顯。

（六）向量誤差修正模型

白銀期貨與現貨價格具有協整關系，就可以建立誤差修正（VECM）模型做進一步的分析，得到VECM（2）模型：

誤差修正向的系數均小于0（λf=-3.401，λs=-1.495），且t統計量顯著。表明誤差修正項系數對白銀期貨價格、現貨價格的變動都是反向調整的。而et-1表明兩市場之間的長期均衡關系，如果偏離均衡狀態，白銀期貨價格與AG（T+D）價格都主動調整其價格以達到均衡關系。但3.041>1.495，說明期貨市場要做出更強的調整才可以清除偏差，從長遠來看，現貨市場有引導期貨市場變動的趨勢。從而說明現貨價格的影響力更強。

三、結論與建議

經過研究表明，白銀期貨市場與現貨市場相互影響，白銀期貨價格價格發現功能較弱，而現貨價格的影響力更強，為了促進我國白銀市場進一步規范與發展，對相關部門提出以下建議：（1）創建小型白銀期貨合約；（2）嘗試建立做市商制度；（3）發展白銀衍生品市場，適時推出白銀期權；（4）發展機構投資者，使投資者結構多元化。

我國應該借鑒和研究國外發達的期貨市場的成熟做法，通過降低交易門檻，拓寬投資品種，來吸引更多的中小投資者參與交易，同時，更要大力發展機構投資者，提高市場的流動性，及風險管理水平，為白銀期貨市場的成熟打下基礎，同時，努力爭取參與國際白銀定價的權利。

參考文獻

[1]克里斯·布魯克斯.金融計量經濟學導論[M].成都：西南財經大學出版社，2005.

基金項目：北方民族大學信息與計算科學學院研究生創新項目。