1、本科毕业设计论文届论文题目我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究所在学院商学院专业班级金融学学生姓名学号指导教师职称完成日期年月日诚信声明我声明，所呈交的论文是本人在老师指导下进行的研究工作及取得的研究成果。据我查证，除了文中特别加以标注和致谢的地方外，论文中不包含其他人已经发表或撰写过的研究成果，也不包含为获得或其他教育机构的学位或证书而使用过的材料。我承诺，论文中的所有内容均真实、可信。论文作者签名签名日期年月日授权声明学校有权保留送交论文的原件，允许论文被查阅和借阅，学校可以公布论文的全部或部分内容，可以影印、缩印或其他复制手段保存论文，学校必须严格按照授权对论文进行处理，不得超越授权
2、对论文进行任意处置。论文作者签名签名日期年月日2011届金融学专业毕业论文摘要本文以我国钢材期货市场和现货市场为研究背景，主要选取2009年3月27日至2010年12月31日上海期货交易所的螺纹钢、线材期货合约价格以及相应现货市场价格所形成的时间序列为研究对象进行协整检验与误差修正模型分析、GRANGER因果关系检验和脉冲响应分析，实证研究我国钢材期货价格与现货价格之间的动态关系。研究结果表明螺纹钢和线材期货价格与现货价格均存在长期均衡关系和双向引导关系，但是我国钢材期货市场总体运行效率不高，期货市场的价格发现作用没有完全发挥出来。关键词价格发现，协整检验，脉冲响应函数，钢材期货我国钢材期货与
3、现货价格动态关系的实证研究ABSTRACTTHISPAPERTAKINGTHESTEELFUTURESMARKETANDSPOTMARKETINCHINAASRESEARCHBACKGROUND,SELECTINGTHEDAILYDATEFROMAPRIL1,2009TODECEMBER31,2010OFTHEREBARANDWIREPRICESOFFUTURESCONTRACTSPRICEONSHANGHAIFUTUREEXCHANGEANDTHECORRESPONDINGINSPOTMARKETS,THISPAPERTAKESCOINTEGRATIONTESTSANDERRORCORREC
4、TIONANALYSIS,GRANGERCAUSALITYTESTANDIMPULSERESPONSEANALYSIS,FINDTHEDYNAMICEQUILIBRIUMRELATIONSBETWEENTHECHINASSTEELFUTURESPRICESANDSPOTPRICETHEPAPERSHOWTHEFOLLOWINGRESULTSTHEREARELONGTERMEQUILIBRIUMCONNECTIONANDGOODMUTUALLEADINGRELATIONSBETWEENTHEFUTURESPRICEANDSPOTPRICEINSTEELMARKETBUTTHEEFFICIENCY
5、OFSTEELFUTUREMARKETISLOWANDTHEPRICEDISCOVERYFOUNCTIONOFFUTUREMARKETISNOTFULLYPERFORMEDKEYWORDSPRICEDISCOVERY,COINTEGRATION,IMPULSERESPONSEFUNCTION,STEELFUTURES目录摘要ABSTRACT引言1一、文献综述1二、实证设计3（一）数据来源及处理3（二）检验方法4三、螺纹钢和线材的实证结果及分析5（一）平稳性检验5（二）VAR模型的建立6（三）协整检验7（四）误差修正模型8（五）GRANGER因果关系检验9（六）脉冲响应函数分析10七方差分解12
6、四、结论与对策建议14（一）结论14（二）对策建议14参考文献16致谢错误未定义书签。2011届金融学专业毕业论文1引言当前，中国已经成为世界上最大的钢铁生产国和消费国，2009年我国粗钢产量约为27亿吨，占全球总产量的近三成。与此同时，中国还是钢材进口大国和出口大国，2009年进口钢材达2930万吨，出口钢材累计1423万吨。但是由于我国缺乏钢材期货市场，且钢材现货市场的流通渠道又相对分散，钢材价格的不稳定对我国钢材行业及其上下游行业造成了巨大的冲击。由于现货市场的价格信息具有短期性的特点，仅反映一个时点的供求状况，以此作参考制定的策略具有滞后性，而期货价格能够反映多种生产要素在未来一定时期
7、的变化趋势，具有前瞻性，因此能使企业做出更为科学的生产经营决策，减少盲目投资和生产，提高资源配置的效率。为了有效规避钢材的价格风险，提高中国在钢铁领域的话语权，优化钢材产业结构，上海期货交易所于2009年3月27日推出了钢材期货产品。钢材期货市场推出至今吸引了大量投资者的参与，期货市场资金容量、交易量和持仓量都创出历史新高，改写了中国期货市场的记录，钢材期货价格与现货价格互动日益增加。2010年螺纹钢期货交易数量超过45亿吨，交易额达到20000亿元，交易数量和交易额分别占上海期货交易所所有商品期货交易总额和交易总量的166和363。巨大的交易量使得钢材期货成为继铜、铝和天然橡胶对外盘定价权有
8、较大影响的品种之一。但相对于国外成熟的期货市场而言，我国的期货市场尚属于新兴市场，尤其是只经历了短短一年时间的钢材期货市场更是处于刚刚起步阶段，因此有必要对钢材期货市场的价格发现功能的实现情况进行研究。本文在综合国内外学者有关期货市场价格发现功能的研究的基础上，对2009年4月至2010年12月钢材期货价格与现货价格之间的动态关系进行实证研究，以期了解我国钢材期货市场价格发现的功能实现情况和期货市场的运行效率，为完善我国钢材市场提供建议，使投资者能更好的规避价格风险和套期保值。一、文献综述目前,已有很多国内和国外学者对期货市场的价格发现功能这方面进行了很多探讨和研究。国外学者对期货市场价格发现
9、功能的研究主要集中在以下两个方面一是分我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究2析形成期货价格发现功能的原因；二是实证研究期货价格发现功能的实现情况。对于价格发现功能的形成原因，国外学者之间存在不同的观点。WORKINGHOLBROOK（1960）提出了著名的仓储价格理论，认为对一般农产品而言，期货价格高于现货价格的那部分差额（基差）主要来源于仓储费用，期货市场价格与现货市场价格是相互制约的，在临近交割期时，两个市场价格将收敛一致，即基差趋于零。因此，期货市场具有极强的价格发现功能。HOFFMAN（1932）则认为价格发现功能的存在取决于新的信息首先反映于期货价格还是现货价格。如果信息首先引起
10、了期货价格的变动，那么期货市场就具有价格发现功能。国外学者对于期货市场价格发现功能的实证研究是伴随着研究方法的发展而不断深入进行的。GARBADE和SILBER1983最早通过建立期货与现货价格之间相互联系的动态模型即GS模型来对期货价格是否引导现货市场价格进行实证检验。他们对小麦、玉米、燕麦、橙汁、铜、金、银等7种期货品种进行检验，发现期货市场表现出较好的价格发现功能。BIGMAN、GOLDFARD和SCHECHTMAN1983最早利用最小二乘法对小麦、玉米、大豆交割日的现货市场价格对前几个星期的期货价格进行回归分析，发现期货价格不是相应到期日现货价格的无偏估计量，期货市场的简单有效不成立。
11、但是由于传统的检验方法存在局限性，此后协整分析和误差修正模型的发展为实证检验提供了更好的方法。RAJAGURU和PATTNAYAK2007分别使用分块协整模型、自回归求和、移动平均模型、向量自回归模型和误差修正模型分析了香港恒生平均指数中的期货指数和现货市场价格之间的价格发现关系，研究结果表明使用分块协整模型和误差修正模型可以得出最优的长期和短期预测模型。PANTISAPAVABUTR和PIYAMASCHAIHETPHON（2009）运用误差修正模型对印度黄金期货市场的价格发现功能进行了研究，结果表明期货合约的价格引导现货价格，期货价格的价格发现作用大于现货价格。由于我国期货市场起步较晚，国内
12、学者对于期货市场的研究较国外学者明显滞后，研究成果并不丰富，且大多是利用国外学者的理论模型进行的实证研究。吴冲锋1997等首次运用协整理论、GRANGER因果关系检验对上海与深圳金属交易所铜期货价格关系分析系以及上交所期铜与伦敦期铜的价格关系的检验当中，研究结果表明国内期铜市场间存在协整关系，价格发现同步，而国内与国外期铜市场不存在协整关系。其他颇具代表性的文献还有张宗成、王骏（2005）采用基于VAR模型的协整检验对郑州商品交易所的硬麦期货的价格发现功能进行了实证分析的研究。结2011届金融学专业毕业论文3果表明硬麦期货价格与现货价格均存在协整关系和格兰杰双向引导关系，在脉冲响应函数分析中，
13、现货价格对期货价格影响显著而持久，而期货市场的影响力则较弱，这说明了期货市场的价格发现功能不强，现货市场占主导地位。张金清、刘庆富2006通过构建双变量ECEGARCH模型，同时借助于协整关系和GRANGER因果关系模型，对我国1997年1月2日至2004年12月31日的金属期货市场与现货市场之间的内在波动性进行研究。结果表明，铜期货价格与现货价格之间具有双向引导作用，两个市场间的信息传递是对称的；而铝期货市场与现货市场之间只有从期货市场到现货市场的价格引导关系，两个市场之间的信息传递具有不对称性。同时发现，铝和铜期货市场与现货市场的溢出效应是不同的，铝市场的溢出效应是不对称的，而铜市场的溢出
14、效应是对称的。周红梅（2010）利用协整检验，误差修正模型等技术对沪铜期货价格，现货价格以及股票价格三者之间的关系进行了实证检验。研究结果表明三者之间存在长期均衡关系，沪铜期货价格、现货价格与资源类股票价格之间存在长期均衡关系，沪铜期货市场价格发现功能良好。本文在已有文献的基础上对我国钢材期货与现货价格之间动态关系进行了实证研究。之所以以钢材期货作为研究对象是考虑到钢材期货作为一种新兴的期货市场，在我国发展的时间比较短，在这一背景下研究钢材期货市场价格功能实现情况与与市场的运行效率，为建立健全钢材期货市场提供相关建议对其发展大有裨益。本文的结构安排如下第一部分是引言，第二部分是文献综述，第三部
15、分是实证设计，第四部分是实证结果及分析，最后是结论和对策建议。二、实证设计（一）数据来源及处理由于我国目前上市的钢材期货品种可分为螺纹钢和线材期货两种品种,因此本文以螺纹钢和线材为例，其样本覆盖了整个钢材期货市场，具有良好的市场代表性。期货价格的所有数据来源于上海期货交易所。由于每个期货合约都将在一定时间到期，因此不同于股票价格，期货价格具有不连续的特点，即对于每一个期货合约，期货合约的时间跨度是有限的，任一交割月份的期货合约在合约到期以后将不复存在。另外，在同一交易日，同时有若干个不同交割月份的期货合约在进行交易。因此，同一期货品种在同一交易日我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究4会同时
16、有若干个不同交割月份的期货数据存在。为研究需要，必须克服期货价格不连续的缺点，产生连续的期货价格序列。本文借鉴了华仁海，仲伟俊（2002）的方法构造连续期货合约，即在最近期月份的期货合约进入交割月份后，就选择下个最近期月份的期货合约，这样就得到了一个连续的期货合约序列，利用连续期货合约序列每天的收盘价格数据产生一个连续的期货价格数据。本文现货价格数据来源于中国钢铁现货网，螺纹钢现货选择的是材质为HRB350,规格为20MM，生产厂家为沙钢的上海地区螺纹钢每天的现货价格。线材现货选择的是材质为高线，规格为65MM，生产厂家为邯钢的上海地区线材每天的现货价格。数据样本区间为2009年3月27日至2
17、010年12月31日。由于节假日造成某些交易日没有成交纪录，为保持数据配对，删除了非配对数据，这样得到螺纹钢和线材两个市场的配对数据分别为366组和343组。文中，上海螺纹钢和线材期货价格时间序列分别用RF和WF表示；螺纹钢和线材现货价格时间序列分别用RS和WS表示。（二）检验方法向量自回归模型是基于数据的统计性质建立的模型，常用于预测时间序列变量之间的动态关系，以分析不同类型的随机误差项对整个变量系统的动态影响。VAR模型通过把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而回避了结构化模型的需要，将简单的变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的向量自回归模型。V
18、AR模型的一般模型数学表达式为TRTRTPTPTTTXBXBYAYAYAY12211其中TY是K维内生变量向量，TX是D维外生变量，P是滞后阶数，样本个数为T，所以根据上式，可以建立螺纹钢和线材期货和现货的VAR模型，其数学表达式为TRTRTPTPTTLNRFBLNRFBLNRSALNRSALNRS111TRTRTPTPTTLNRSBLNRSBLNRFALNRFALNRF111TRTRTPTPTTLNWFBLNWFBLNWSALNWSALNWS111TRTRTPTPTTLNWSBLNWSBLNWFALNWFALNWF111VAR模型中一个重要的问题就是滞后阶数的确定。在选择滞后阶数P时，我们想
19、使滞后阶数足够大，以便能完整反映所构造模型的动态特征。但是另一方面，滞后阶数过大会导致自由度减少，直接影响模型参数估计量的有效性。所以2011届金融学专业毕业论文5通常进行选择时，需要综合考虑，既要有足够数目的滞后项，又要有足够数目的自由参数。事实上，这是VAR模型的一个缺陷，我们在实际中常常会发现，我们将不得不限制滞后项的数目，使它少于反映模型动态特征性所应有的理想数目。三、螺纹钢和线材的实证结果及分析（一）平稳性检验图1螺纹钢与线材期货价格与现货价格的走势图单位根检验通过对变量时序图的观察，发现螺纹钢和线材期货价格与现货价格对数形成的新时间序列中仍存在截距项，显示二者都是非平稳时间序列。为
20、此，需要对这四个序列采用只含截距项的单位根检验。其中C表示常数项，T表示时间趋势项，I表示自回归滞后的长度，用AIC准则来评价效果。表1变量的ADF单位根检验结果变量C,T,IAIC值ADF统计值5临界值平稳性LNRFC,0,1568892910430882869241I1LNRSC,O,0581224312618382869241I1LNWFC,0,2567574710899392870302I1LNWSC,0,0585109308835682870302I1DLNRFC,0,0569306618052192869263I0DLNRSC,0,0582856316334302869263I0D
21、LNWFC,0,1567446118212042870330I0DLNWSC,0,0589947714517462870330I0我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究6对LNRF，LNWR，LNRS，LNWS进行单位根检验，其检验结果如表1所示各变量原始数据ADF检验的结果均大于5显著性水平下的临界值，接受原序列均存在单位根的原假设，故均是非平稳的；各变量的一阶差分序列的ADF检验的结果均小于5显著性水平下的临界值，表明各序列都是一阶单整序列。由于原始变量均是非平稳的，而经一阶差分之后的序列是平稳的，因此可以用LNRF、LNWR、LNRS、LNWS建立向量自回归VAR模型。（二）VAR模型
22、的建立1VAR模型的定阶对于VAR模型的建立，首先需要进行的是确定VAR模型中滞后阶数P。本文根据LOGL、LR、FRE、AIC、SC、HQ五种检验统计量对螺纹钢与线材的VAR模型进行定阶。结果如下表所示表2螺纹钢与线材VAR模型的定阶结果螺纹钢滞后期LOGL值LR值FRE值AIC值SC值HQ值01125334NA703E06618916661677096180637121370712006751273E08117414411677071171585221607934679104245E08118501011742821180745321654809193625244E081185389117
23、03691179418线材滞后期LOGL值LR值FRE值AIC值SC值HQ值09784805NA752E06612213560985296112707118769181779975276E08117298911659071170161218964213839585250E08118270911709061177995319061531903749242E08118630311697791179704419089785489232243E08118556611643201177081表中“”表示在该定阶法则下所选择的最优的定阶结果。经比较选择在5个定阶准则结果中占大多数的滞后期为最优滞后期，因此
24、根据上表所示将要建立的螺纹钢的VAR模型定为2阶，而线材的VAR模型定为3阶。2011届金融学专业毕业论文72VAR模型螺纹钢VAR模型0803203400309902121TTTTTLNRFLNRFLNRSLNRSLNRS0900900100600702121TTTTTLNRFLNRFLNRSLNRSLNRF线材VAR模型1321240030130071TTTTTLNWFLNWSLNWSLNWSLNWS094014009032TTLNWFLNWF083002003032TTLNWFLNWF使用AR根图方法对建立的螺纹钢与线材VAR模型进行稳定性检验，检验方法为如果VAR模型特征方程根的倒数值
25、都在单位圆内，说明模型的特征根均小于1，则该VAR模型为一稳定系统。检验结果如下图所示图2螺纹钢VAR模型的AR根图图3线材VAR模型的AR根图从图2，图3看出全部根的倒数值都在单位圆内，则建立的螺纹钢与线材的VAR模型是稳定的，因此定阶结果所选的滞后期被确定为最优滞后期。为后文的协整、误差修正等检验提供了基础。（三）协整检验VAR模型的建立仅是就螺纹钢期货与现货、线材期货与现货之间动态关系的建模，并未对各个变量之间的价格关系进行研究，因此，还需要对两种期货与现货价格的长期均衡和领先滞后关系进行研究。协整检验就是对非平稳经济变量间的长期均衡关系的统计描述。经济变量很多都是不平稳的，但是如果一些
26、经济1321920200260030TTTTTLNWFLNWSLNWSLNWSLNWF我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究8指标被一些经济系统联系在一起，他们就会由于受到共同因素的影响产生长期一致的趋势，协整就是对这种状态的描述。本文使用了JOHANSEN协整检验对螺纹钢和线材期货价格与现货价格之间的长期均衡关系进行检验，本文采用特征根迹检验方法。检验结果如下表3特征根迹检验结果品种原假设特征值迹统计量5临界值P值螺纹钢0个协整向量00517462158788154947100053最多1个协整向量00061562247577384146601338线材0个协整向量004985519145
27、46154947100134最多1个协整向量00086512780410384146600954表3的检验结果显示，在5显著水平上，线材和螺纹钢迹检验拒绝了0个协整向量的假设，接受了一个协整向量的假设，检验结果表明螺纹钢和线材的期货价格与现货价格之间存在一个协整项，说明期货价格和现货价格之间存在长期均衡关系。其标准化的协整方程为17700181LNRSLNRSVECMLR2165563（007067）20700241LNWSLNWSVECMLR1911018（007170）（四）误差修正模型尽管期货价格与现货价格存在长期均衡，但是短期内两者是不均衡的，因此，在VAR模型的基础上应当建立向量误差
28、修正模型，对原模型进行约束和修正。误差修正模型是有约束的VAR模型，适用于具有协整关系的非平稳序列，约束其内生变量的长期变动满足他们的协整关系，但允许短期波动。建立的误差修正模型如下1螺纹钢的误差修正模型TTTTTLNRFLNRSVECMLNRS11131002700390170725049312598990TTTTTLNRFLNRSVECMLNRF111080006007602934750102111414452011届金融学专业毕业论文92线材的误差修正模型211033009800230TTTTLNWSLNWSVECMLNWS089970156869055967TTTLNWFLNWF211
29、2902220412026236816211198005500910TTTTLNWSLNWSVECMLNWF321880079964298442TTTLNWFLNWF210210010016814034058查表得T临界值为16。螺纹钢的ECM模型显示LNRF作为被解释变量误差修正系数大于0，不符合反向修正机制。0390S，T统计值为17，统计显著，0780F，T统计值为293，统计显著。S0说明误差修正项对螺纹钢现货价格具有负向调整作用，即现货价格相对于期货价格偏高，下一期现货价格将会下降；0F说明误差修正项对螺纹钢期货价格的变动具有正向调整作用，即期货价格相对于现货价格偏低，下一期期货价格
30、将会升高。螺纹钢期货价格与现货价格共同作用使系统恢复均衡状态。线材的ECM模型的结果显示0F，同样不符合反向修正机制。0910F，其T统计值为322，统计显著，0230S，其T统计值为089，统计结果不显著。线材期货价格的滞后1期对现货价格有显著的正向时滞效应，滞后2期对现货价格有显著的反向时滞效应，现货价格滞后2期对期货价格有显著的正向时滞效应。S统计不显著，说明当系统偏离均衡状态时，下一期现货价格仍然偏离非均衡状态即对期货价格没有正常的反映；0F，说明误差修正项对线材期货价格的变动同样具有正向调整作用，当系统偏离均衡状态时，由期货价格独自完成对系统的修复。（五）GRANGER因果关系检验协
31、整检验和VECM模型的建立，说明了螺纹钢和线材期货价格与现货价格的长期均衡关系，但无法说明谁在价格引导关系中起主导作用，因此，需要对其进行进一步的领先滞后关系检验，所使用的方法是GRANGER因果关系分析。格兰杰因果检验是在GRANGER1969和SIMS1972的开创性研究之后得到广泛的发展和应用。格兰杰因果关系实质上是检验的一个变量的滞后项对另外一个变量是否我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究10具有边际预测作用，而不是指逻辑关系上的前因后果。表4GRANGER因果检验的结果原假设滞后期AIC值F统计量P值结论（1）LNRS不是LNRF的格兰杰原因2582603842311400153
32、拒绝（2）LNRF不是LNRS的格兰杰原因257052112251796E10拒绝（3）LNWS不是LNWF的格兰杰原因158260381646726E05拒绝（4）LNWF不是LNWS的格兰杰原因15852808162580700331拒绝表5的GRANGER因果关系检验结果显示原假设（1）螺纹现货价格不是期货价格的GRANGER原因，原假设（2）螺纹钢期货价格不是螺纹钢现货价格的GRANGE原因，原假设（3）线材现货价格不是期货价格的GRANGER原因，原假设（4）线材期货价格不是现货价格的GRANGER原因的F统计量的P值均小于005，因此在5的显著性水平下拒绝原假设（1），（2），（3
33、）和（4），即表明螺纹钢与线材期货价格与现货价格均存在双向引导关系。（六）脉冲响应函数分析在实际应用中，由于VAR模型是一种非理论性的模型，它无需对变量做任何先验性约束，因此在分析VAR模型时，往往不分析一个变量的变化对另一个变量的影响，而基于VAR模型的脉冲响应函数弥补了这一缺陷，直观的刻画了一个内生变量的冲击对其他内生变量所带来的影响。图4螺纹钢现货价格对来自自身和期货价格冲击的反应图4是螺纹钢现货价格对一个标准差新息的响应，由图4可知现货价格对其自身的一个标准差冲击立刻有较大的反应，第一个交易日波动幅度就增加了12左右，到第2期时达到最高值14，在随后的几期波动幅度略有下降最终趋于13。
34、现货价格对来自期货价格的标准差冲击反应比较迟钝，在第二期时达到04，随后几期持续基本保持在04左右。分析表明螺纹钢现货价格对自2011届金融学专业毕业论文11身的影响反应灵敏且显著并具有持久性，对来自期货价格的影响反映比较迟钝且影响微弱。图5螺纹钢期货对来现货价格和自身冲击的反应图5是螺纹钢期货价格对一个标准差新息的响应，由图5可知期货价格对其自身的标准差冲击立刻有较大的反应，价格波动幅度达到125左右，第2期后进入快速下降通道，最终降至08。期货价格对来自现货价格的标准差冲击反应比较显著，第一期波动幅度达到06，随后进入持续的上升通道，最终达到1。这说明期货价格不仅受自身的影响也受到现货价格
35、的影响，同时现货价格对期货价格的影响显著而持久。图6线材现货对来期货价格和自身冲击的反应图6是线材现货价格对一个标准差新息的响应，现货价格对其自身的一个标准差冲击立刻有较大的反应，第一个交易日价格波动就增加了13左右，到第二期时波动幅度增加到15，此后几期波动幅度一直保持在15左右。现货价格对来自期货价格的冲击反应比较缓慢，到第三期时波动幅度达到最大05，随后进入缓慢的下降通道，最终维持在04。分析表明现货价格对其自身的影响是长久而显著的，而期货价格对现货价格的影响相对较弱。我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究12图7线材期货对来现货价格和自身冲击的反应图7是线材期货价格对一个标准差新息的
36、响应，由图7可知期货价格对其自身的标准差冲击立刻有较大的反应，价格波动幅度达到13左右，但是随后进入快速下降通道，最终降至07。而现货价格的标准差冲击对期货价格的影响呈上升趋势，第一期波动幅度为06，到第3期波动幅度达到08，随后进入缓慢上升通道，最终达到12。期货价格不仅受到自身的影响同时受到现货价格的影响，且显著而持久。七方差分解方差分解是通过分析每一个冲击对内生变量变化的贡献度来评价不同冲击的重要性。因此，方差分解给出了对VAR模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性。表5对螺纹钢方差分解表滞后期期货来自于现货来自于时期期货市场现货市场期货市场现货市场181151281884872
37、0100000027892692210730850367329496327376516422348358683206793167934740735225926487646150923538557165559283444181022749189773669292893070711839218291607827670045032995508591627914083786480294351970687364869126351962696133730387884595091154051060688543931146893120791068792011届金融学专业毕业论文13表5给出了螺纹钢的方差分解结
38、果，由此可知对期货价格变动长期作用部分的方差，当滞后期为1时，8115来自于期货市场，随着滞后期的增加，总方差中来自于期货市场的部分呈下降趋势，在第10期时降至6069，来自于现货市场的部分则呈上升趋势，最终达到3931，而对现货价格长期作用部分的方差，当滞后期为1时，总方差全部来自现货市场，随着滞后期的增加呈下降趋势，最终趋于9107因此平均来说，来自期货市场的方差3481远小于来自现货市场的方差6519，因此对螺纹钢来说，期货市场的价格发现作用较弱。表6对线材方差分解表滞后期期货来自于现货来自于时期期货价格现货价格期货价格现货价格182732011726799000000010000002
39、817584218241582514465974855437397536260246454479009455210468402443159756630794993692055644819235518086532303934677066102885389711566589339334107757856724214328669223193307778550100044990006641739933582695242530475747065508879344911105004613499538764418159355819表6给出了线材的方差分解结果，由此可知对期货价格变动长期作用部分的方差，对期货
40、价格变动长期作用部分的方差，当滞后期为1时，8273来自于期货市场，随着滞后期的增加，总方差中来自于期货市场的部分呈下降趋势，在第10期时降至5005，来自于现货市场的部分则呈上升趋势，最终达到4953，而对现货价格长期作用部分的方差，当滞后期为1时，总方差全部来自现货市场，在随后的几期略有下降，在第10期时降至9356，总方差中来自期货市场的部分则缓慢上升，最终达到644。因此平均来说，来自期货市场的方差2824远小于来自现货市场的方差7176，因此对线材来说，期货市场的价格发现作用没有发挥出来。我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究14四、结论与对策建议（一）结论本文通过单位根检验、VA
41、R模型、协整检验、误差修正模型、格兰杰因果检验、脉冲响应函数分析和方差分解这几种方法，从几个不同的角度，对螺纹钢和线材期货的价格发现功能进行了较为全面的分析和研究。根据检验结果，我们可以得出如下结论1螺纹钢、线材的期货价格与现货价格时间序列都是非平稳的，且均为一阶单整。2螺纹钢、线材的期货价格与现货价格之间存在着显著的协整关系，也就是说，期货价格与现货价格之间存在长期均衡关系。从误差修正模型检验可以看出，误差修正项对现货价格的变动有负方向的调整作用，对期货价格的变动具有正方向的调整作用。当价格偏离均衡状态时，误差项将使价格向长期均衡状态收敛，且可以发现，螺纹钢的调整速度比线材快。3螺纹钢和线材
42、期货均存在现货价格与期货价格的双向引导。脉冲响应分析表明，螺纹钢与线材现货价格对来自身的冲击反应比较灵敏且显著而持久，对来自期货价格的冲击反应比较迟钝，且影响较弱，这说明螺纹钢与线材期货价格的信号作用较弱。4通过方差分解，我们发现滞后10期内螺纹钢期货市场只发挥3481的价格发现功能而线材期货市场也只发挥了2824的价格发现功能。这表明螺纹钢和线材期货市场的价格发现功能没有完全发挥出来，螺纹钢期货的价格发现功能略强于线材期货。究其原因可能是由于螺纹钢与线材具有极高的同质性，但是线材储存条件高于螺纹钢，建筑用线材的现货流通量又小于螺纹钢，因此资金更偏好于螺纹钢期货。（二）对策建议通过我们对上海钢
43、材期货市场的实证分析中可以看出我国钢材期货市场仍然很不成熟，期货市场的价格发现功能完全没有发挥出来。从图1螺纹钢与线材现货价格与期货价格的走势图中可以看出，螺纹钢与线材期货价格与现货价格在2009年经过了很长一段时间的磨合期，相关性较低，现货价格经常脱离期货价格的走势，这反映了钢材期货市场的套利机制可能存在缺失。作为一个新兴市场，2011届金融学专业毕业论文15我国钢材期货市场需要改善的地方还很多，可以从以下三个方面来加强我国钢材期货市场的建设1完善投资者结构我国钢材期货市场大部分的投资者都是以投机为目地的散户，由此造成了期货市场投机气氛过浓，因此监管层有必要加强对投资者的教育，同时放宽钢材期
44、货市场准入，允许基金、投资银行、证券公司等机构投资者进入钢材期货市场，有重点、有步骤的引导期货投资基金，减少市场套利机会。同时监管层应解除对国有钢铁企业的限制，鼓励其审慎有效地利用期货市场进行以规避风险为目的的套期保值，从而带动一些中小型的钢铁企业能认识到钢材期货的积极作用而参与其中，使钢材期货真正受惠于钢铁企业。2完善钢材期货交割制度与其他期货品种相比，钢材运费成本占价格比重较高，品种型号众多，产品保质期比较短，而且交割的钢材现货必须是上海期货交易所认定的品牌，这些从客观上造成了钢材产品不易进行实物交割。我国钢材期货交割仓库分布又不够合理，钢材交割仓库全部集中在华东地区，容易产生投机者操纵市
45、场的隐患。交割机制是连接期现市场之间的桥梁，因此完善钢材的交割门槛，实现期货价格与现货价格的良好互动。3加快钢厂的产业调整我国钢厂由于分布不均衡、产业结构落后等原因，在国际上一直没有定价能力，对铁矿石、焦炭等原料的价格变动无能为力，导致我国钢材价格一直受制于成本的波动，这也间接影响了期货价格对现货价格的引导力。所以我国应加快钢铁企业的兼并重组，实现产业结构的调整，提高在国际上的定价能力，使期货价格能够更好的引导现货价格。我国钢材期货与现货价格动态关系的实证研究16参考文献1程刚，张孝岩，鲍亦群上海钢材期货市场价格发现功能研究J吉林工商学院学报,2010331352吴冲锋，王海成，幸云期铜价格引
46、导关系和互谐关系实证研究J系统工程理论方法应用，19972193夏天，程细玉国内外期货价格与国产现货价格动态关系的研究J金融研究，200621101174华仁海,仲伟俊对我国期货市场价格发现功能的实证分析J南开管理评论,2002557635解晴,梁朝晖中国期货市场价格发现功能实证研究J经济研究导刊，20093335406姚传江，王凤海中国农产品期货市场效率实证研究J财经问题研究，2005143497罗会程,郭春艳我国金属铜期货价格与现货价格关系的实证研究J金融经济，200631171208张金清,刘庆富中国金属期货市场与现货市场之间的波动性关系研究J金融研究，200671021119陈晔,肖明
47、国际钢材期货价格与我国现货价格关系实证研究J财经市场,20085586110李海英，马卫锋，罗婷上海燃料油期货价格发现功能研究基于GS模型的实证分析J财贸研究，2007210410811刘小铭我国燃料油期货价格与现货价格动态关系基于TVECM的实证研究J数学的实践与认识,2010481412杨朝峰期货价格与现货价格关系实证研究J经济管理,20052121613徐信忠,杨云红,朱彤上海期货交易所铜期货价格发现功能研究J财贸问题研究,200510233114王洪伟，蒋馥，吴家春铜期货价格与现货价格引导关系的实证研究J预测，2001175772011届金融学专业毕业论文1715张宗成,王骏基于VAR
48、模型的硬麦期货价格发现研究J华东科技大学学报,20051010310616唐亚晖,胡选龙玉米期货价格与现货价格关系的实证研究J长春金融学校学报，2010181517张冬平,李瑞琪绿豆期货价格波动分析J河南大学学报，1994432733118周应恒,邹林刚中国大豆期货市场与国际大豆期货市场价格关系研究J农业技术经济，20071556219GRAJAGURU,SPATTNAYAKINVESTIGATIONOFALEADLAGRELATIONSHIPBETWEENSPOTANDFUTURESINDICESOFTHEHANGKONGSTOCKAVERAGEJINTERNATIONALJOURNALOF
49、BUSINESSSTUDIES200715,PP698220PANTISAPAVABUTR,PIYAMASCHAIHETPHONPRICEDISCOVERYINTHEINDIANGOLDFUTURESMARKETJBUSINESSMEDIA200912,PP45546721BIGMAND,GOLDRARBD,SCHECHTMANEFUTURESMARKETEFFICIENCYANDTHETIMECONTENTOFTHEINFORMATIONSETSJJOUMALOFFUTURESMARKETS19833,PP32133422GARBADEKD,SILBERWLPRICEMOVEMENTANDPRICEDISCOVERYINFUTURESANDCASHMARKETSJREVIEWOFECONOMICSANDSTATISTICS198365,PP28929723KAWALLE
