1、上海期货交易所铜期货价格发现功能实证分析摘要：运用单位根、协整检验、格兰杰检验、平稳性检验、脉冲响应函数等计量方法，判断上海期货交易所铜期货对铜现货是否具有引导作用，验证期货的价格发现功能。 关键词：铜期货价格；铜现货价格；引导关系 中图分类号：F83 文献标识码：A 文章编号：16723198（2015）27-011902 铜作为我国重要的金属期货品种，在中国的有色金属材料的消费中仅次于铝，是一种与人类关系十分密切的有色金属。 本文将采用上海期货交易所的 2014 年全年数据，以商品铜为研究对象，分析铜期货价格对现货价格的引导作用，验证期货的价格发现功能。1 铜品种实证分析 1.1 单位根检
2、验 在进行时间序列检验前，由于大多数时间序列都是以平稳为前提，因此本文首先检验铜的期现货数据是否平稳。如果结果显示无法拒绝原假设，即时间序列存在单位根，则这组数据是非平稳的，为了消除非平稳性就要对数据进行一阶差分，进而确定数据是平稳的。如表 1 所示，本文将检验铜在 2014-2015 年之间的现货数据和期货数据。 ADF 检验结果表明了在 10%的显著水平下无法拒绝原假设，即 2014-2015 年铜的与期货价格现货价格序列存在单位根，序列是不平稳的。因此为了消除期现数据之间的不平稳性，需要进行一阶差分。在一阶差分后，5%的显著水平下，原假设可以被拒绝，证明了铜的期货价格和现货价格是一阶单整
3、的，可以进行下一步协整检验。 1.2 协整检验 如果两个时间序列均为 I（d）序列（dO）并且是非平稳的，则两个序列的线性组合为 1（0）序列，说明这两个序列之间具有协整关系。在确定最优滞后阶数之后，利用 johansen 方法计算最大特征值统计量和迹统计量，得出所有协整关系的个数。本文将分别对铜 2014-2015 年的现货价格和期货价格数据进行协整检验，如表 2 所示。 根据铜的期货价格对现货价格的序列协整结果，可以得出结论：r=0时原假设对应统计量的 P 值为 0.0026。r1 时原假设对应的最大特征值统计量和迹统计量的 P 值为 0.1176。说明在 5%的显著性水平下“期货与现货价
4、格不存在协整关系”这一原假设可以被拒绝，从而拒绝不存在一个协整关系的假设，说明 2014-2015 年铜的期货价格与现货价格之间存在着显著的协整关系。 1.3 最大滞后阶数 P 的确定 通过处理铜 2014-2015 年期货价格和现货价格的数据，本文采用多准则联合确定法，结果如图 1 所示。从图 1 中可以看出其中有三个准则选择 P=3，两个准则选择 P=2，即应该建立 VAR（3）模型。 1.4 格兰杰检验 虽然协整分析证明了现货价格和期货价格之间存在着长期均衡模型，然而这种长期均衡的关系不一定存在因果关系，还需要用格兰杰检验来做进一步证明。在最大滞后阶数 P 确定之后，可以计算得出，如表
5、3 所示。 通过格兰杰因果检验，显示了：原假设为在 2014-2015 年“铜的期货价格不是现货价格变化的原因” ，在 10%的显著水平下原假设可以被拒绝，即期货价格有 90%的概率是现货价格变化的原因。在检验“现货价格不是期货价格变化的原因”时，10%的显著性水平下原假设可以被接受，铜的现货价格有 90%的概率不是期货价格变化的原因。因此铜在 2014-2015 年之间，期货价格引导着现货价格，而现货价格对期货价格却不存在引导关系。 1.5 平稳性检验 如图 2 所示，2014-2015 年铜的所有特征方程特征根倒数的模全部小于 1，说明脉冲影响函数的标准差十分有效，VAR（3）模型是平稳的
6、。从单位根倒数模的倒数表来看，所有数据均在单位圆内，同样说明有效。 1.6 脉冲响应函数 由于大多数时候，需要知道当模型受到冲击时，系统会做出何种反应，本文选用脉冲影响函数进行实证分析。脉冲响应函数反映了一个长期额对于价格序列的影响效果。本文中，应用脉冲响应函数研究铜的期现价格变动之间的影响，如图 3 所示。 从脉冲响应的效果来看，铜期货价格对来自自身的一个标准差信息的反应为第 1 保持平稳，第 2 之后缓慢下降。而铜期货对现货的标准差信息则反应为先升后降，第 3 期之后一直趋于平稳。同时铜现货对期货的标准差信息则表现为第 1、2 下降，第 3 后略微上升并保持平稳。铜现货价格对现货价格的标准差信息反应却是在第 1 保持平稳后很明显的下降。 2 结论 从实证结果可以看出：在协整检验中，铜现货价格与期货价格之间的协整关系是十分显著的。这表明有长期的均衡关系存在于铜现货价格与期货价格之间。而在格兰杰检验中，铜期货价格对现货价格存在着引导关系，铜现货价格却不引导期货价格。在脉冲响应函数中，铜现货价格与期货价格之间的关系密切，尤其是现货价格受期货价格影响比较大。铜期货市场对现货市场有明显的预期效果。
