國(guó)內(nèi)外銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能比較研究

摘 要：本文采用日數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、VAR模型、G-S模型、EGARCH模型對(duì)倫敦金屬交易所(LME)和上海期貨交易所(滬)的銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行了實(shí)證比較研究，得出：滬銅期貨市場(chǎng)確有價(jià)格發(fā)現(xiàn)的功能，且在價(jià)格發(fā)現(xiàn)中處于主導(dǎo)地位。但是與LME銅期貨市場(chǎng)相比，滬銅期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能效率較低，且不具有信息優(yōu)勢(shì)。此外，通過(guò)檢驗(yàn)，還發(fā)現(xiàn)LME銅期貨價(jià)格和滬銅期貨價(jià)格具有雙向引導(dǎo)關(guān)系，但LME銅期貨價(jià)格對(duì)滬銅期貨價(jià)格的影響要大于滬銅期貨價(jià)格對(duì)LME銅期貨價(jià)格的影響。

關(guān)鍵詞：價(jià)格發(fā)現(xiàn)；期貨市場(chǎng)；現(xiàn)貨市場(chǎng)；G-S模型

中圖分類號(hào)：F724.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：Ａ 文章編號(hào):１００３－９０３１(２０12)07－００49－０7 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.07.11

“價(jià)格發(fā)現(xiàn)”是期貨交易一個(gè)重要的經(jīng)濟(jì)功能，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能是建立在期貨價(jià)格能夠充分反映相關(guān)信息的前提之上的。可以說(shuō)，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能是期貨市場(chǎng)的中心功能，也是期貨市場(chǎng)有效性的一種表現(xiàn)。經(jīng)過(guò)十幾年的發(fā)展，上海期貨交易所銅期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能已經(jīng)得到了國(guó)內(nèi)廣大銅生產(chǎn)、流通和加工企業(yè)的廣泛認(rèn)同和積極運(yùn)用，但與國(guó)外成熟的期貨市場(chǎng)相比，上海期貨交易所的銅期貨市場(chǎng)還有較大的差距，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能也存在著一系列的問(wèn)題。

一、研究背景及選題意義

我國(guó)是一個(gè)發(fā)展中的大國(guó)，對(duì)銅的生產(chǎn)和消耗規(guī)模都十分巨大。因而完善的銅期貨市場(chǎng)體制下形成的期貨價(jià)格對(duì)銅市場(chǎng)供需具有很強(qiáng)的指導(dǎo)性，能夠起到調(diào)節(jié)供需的作用?，F(xiàn)行的銅交易機(jī)制是交易雙方所采用的交易價(jià)格是以LME銅期貨交易所形成的期貨價(jià)格為基準(zhǔn)的[1]。由于LME能夠影響銅期貨價(jià)格，故LME握有銅定價(jià)的主動(dòng)權(quán)。我國(guó)上海期貨交易所經(jīng)過(guò)十幾年的發(fā)展，其價(jià)格發(fā)現(xiàn)和規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的功能在銅的生產(chǎn)、消費(fèi)經(jīng)營(yíng)中發(fā)揮了極大的促進(jìn)作用[2]，但與LME銅期貨市場(chǎng)相比，上海期貨交易所銅期貨市場(chǎng)還存在著一系列問(wèn)題。這也使得我國(guó)雖作為第一大銅消費(fèi)國(guó)，但在銅期貨市場(chǎng)上的地位遠(yuǎn)不如LME。因而如何利用好銅期貨市場(chǎng)，追求與銅貿(mào)易相匹配的國(guó)際地位，為我國(guó)經(jīng)濟(jì)建設(shè)服務(wù)，是我國(guó)目前市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)需要研究的一個(gè)重要的課題。如果我國(guó)在國(guó)際市場(chǎng)上能把握銅期貨價(jià)格，就可以增強(qiáng)我國(guó)在銅期貨市場(chǎng)上的國(guó)際話語(yǔ)權(quán)，抵御來(lái)自國(guó)際銅市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)，從而為銅企業(yè)和銅產(chǎn)業(yè)爭(zhēng)取更大更多的利益。鑒于以上原因，本文研究選取倫敦金屬交易所(LME)的銅期貨市場(chǎng)和上海期貨交易所(滬)的銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行比較，以期找出我國(guó)銅期貨市場(chǎng)發(fā)展中存在的不足，積極尋求相應(yīng)的解決之道，進(jìn)一步促進(jìn)上海銅期貨市場(chǎng)的規(guī)范與發(fā)展，這無(wú)疑具有重要的理論意義及應(yīng)用價(jià)值。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn)綜述

從20世紀(jì)60年代末開始，國(guó)外的眾多學(xué)者對(duì)期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行了廣泛的研究，在這一過(guò)程中，隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，不斷有新的檢驗(yàn)方法產(chǎn)生并被加以運(yùn)用。

對(duì)期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)的早期研究主要以傳統(tǒng)的單變量或多變量最小二乘回歸或簡(jiǎn)單時(shí)間序列回歸為主要方法。Bigman、Goldfarb和Schechtman（1983）利用最小二乘法對(duì)小麥、玉米、大豆期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)近期期貨價(jià)格是最后交割日現(xiàn)貨價(jià)格的無(wú)偏估計(jì)量，而遠(yuǎn)期期貨價(jià)格是最后交割日現(xiàn)貨價(jià)格的有偏估計(jì)量。

為了解決用最小二乘法進(jìn)行回歸檢驗(yàn)時(shí)存在的“偽回歸”現(xiàn)象，Granger（1987）首次提出兩步檢驗(yàn)法（簡(jiǎn)稱E-G兩步法）。Chowdhury（1991）用協(xié)整分析法對(duì)美國(guó)有色金屬期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證，發(fā)現(xiàn)期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格有較為明顯的價(jià)格領(lǐng)先。此外，許多實(shí)證研究者運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)來(lái)捕捉期貨價(jià)格與同期現(xiàn)貨價(jià)格之間的領(lǐng)先滯后關(guān)系。如Min and Najand(1999)用格蘭杰因果檢驗(yàn)了韓國(guó)期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩個(gè)市場(chǎng)之間存在先后引導(dǎo)關(guān)系。

隨著對(duì)期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能研究的增多，期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能被大多數(shù)人接受，期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的引導(dǎo)作用也被大多數(shù)學(xué)者所接受。此時(shí)，一些研究開始用新的模型來(lái)衡量期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的大小，也就是G-S模型。Paul Brockman and Yiuman Tse（1995）基于G-S模型對(duì)加拿大溫尼伯商品交易所的蓖麻、小麥、大麥、燕麥期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的大小進(jìn)行了實(shí)證研究，最終發(fā)現(xiàn)這四種商品期貨市場(chǎng)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能中的貢獻(xiàn)大小分別為：56%~99.9%、40.3%~95.7%、32.4%~96.5%、29.6%~92%[3]。

隨著世界經(jīng)濟(jì)的開放性，使得各資本市場(chǎng)之間的聯(lián)系日趨緊密，使得不同地區(qū)的市場(chǎng)由于經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的密切聯(lián)系而產(chǎn)生了溢出效應(yīng)。一些學(xué)者將波動(dòng)性溢出效應(yīng)應(yīng)用到期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的研究中，用來(lái)檢驗(yàn)期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)、國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)的波動(dòng)性溢出效益。波動(dòng)性溢出效應(yīng)的主要分析方法是ARCH檢驗(yàn)、EGARCH檢驗(yàn)和誤差修正模型。Chan、Karolyi（1991）使用GARCH模型研究了標(biāo)準(zhǔn)普爾500指數(shù)現(xiàn)貨市場(chǎng)與期貨市場(chǎng)之間的波動(dòng)性溢出效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者之間存在雙向波動(dòng)性溢出。Bhar（2001）將誤差修正項(xiàng)作為解釋變量引入條件方差方程，研究了澳大利亞指數(shù)期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)，發(fā)現(xiàn)兩個(gè)市場(chǎng)之間也存在波動(dòng)性雙向溢出效應(yīng)。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述

與國(guó)外的研究相比，國(guó)內(nèi)對(duì)期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的研究相對(duì)較少，而且所用方法大多是國(guó)外已經(jīng)比較成熟的方法。

1999年之前，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的檢驗(yàn)，主要是運(yùn)用相關(guān)性分析、回歸檢驗(yàn)法。從1999年起，國(guó)內(nèi)學(xué)者開始運(yùn)用ADF單位根檢驗(yàn)法、Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法、Granger因果檢驗(yàn)法以及誤差修正模型和脈沖反應(yīng)模型一系列計(jì)量模型研究我國(guó)期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。馮春山等（2004）對(duì)石油價(jià)格進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)石油的現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格具有協(xié)整關(guān)系[4]。

仲偉?。?002）、王駿、張宗成（2005）利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、G-S模型以及ECM對(duì)上海期貨交易所的金屬期銅、期鋁的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行了檢驗(yàn)，得出的結(jié)果幾乎一致，即發(fā)現(xiàn)銅、鋁的期貨與現(xiàn)貨價(jià)格之間存在協(xié)整關(guān)系；且對(duì)銅來(lái)說(shuō)，期貨與現(xiàn)貨價(jià)格之間存在雙向的Granger因果關(guān)系，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能主要由現(xiàn)貨市場(chǎng)完成；而對(duì)鋁來(lái)說(shuō)，期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格之間存在單向引導(dǎo)關(guān)系，即僅存在期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的引導(dǎo)關(guān)系，而現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格不具有引導(dǎo)關(guān)系，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能主要由期貨市場(chǎng)完成。

三、國(guó)內(nèi)外銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能比較的實(shí)證研究

為了比較國(guó)內(nèi)外銅期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，本文將利用銅期貨合約的日收盤價(jià)格和每日銅現(xiàn)貨價(jià)格，借助計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的一系列實(shí)證研究方法對(duì)國(guó)內(nèi)外銅期貨市場(chǎng)間價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行對(duì)比研究。

（一）指標(biāo)選擇與樣本數(shù)據(jù)

本文選擇上海期貨交易所合約銅和倫敦金屬交易所（LME）合約銅作為實(shí)證研究對(duì)象，并且選取每日數(shù)據(jù)作為分析樣本。本文期貨數(shù)據(jù)來(lái)源于大智慧軟件、炒客輪盤軟件、倫敦金屬交易所網(wǎng)站和上海期貨交易所網(wǎng)站，而現(xiàn)貨數(shù)據(jù)來(lái)源于上海金屬交易網(wǎng)、上海有色金屬網(wǎng)和長(zhǎng)江有色金屬市場(chǎng)每日?qǐng)?bào)價(jià)。

本文選取的樣本期間：2005年8月23日至2011年12月10日，樣本總數(shù)為1496個(gè)。在本文中，用ldf表示LME銅期貨價(jià)格，用lds表示LME現(xiàn)貨價(jià)格，用shf表示滬銅期貨價(jià)格，用shs表示滬銅現(xiàn)貨價(jià)格。

（二）國(guó)內(nèi)外銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的比較

為了直觀地說(shuō)明國(guó)內(nèi)外銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的差異，本文首先用圖形對(duì)ldf和lds、shf和shs的相關(guān)性進(jìn)行簡(jiǎn)單地描述。圖1、圖2的橫抽分別表示LME銅市場(chǎng)、滬銅市場(chǎng)的1496個(gè)樣本數(shù)據(jù)，而縱軸表示與這1496個(gè)樣本數(shù)據(jù)各自對(duì)應(yīng)的價(jià)格。由這兩個(gè)圖可以看出：LME銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格有極高的相關(guān)性，兩種價(jià)格的走勢(shì)幾乎重合，而滬銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格的走勢(shì)有一定差異，相對(duì)而言，相關(guān)性不是很高。當(dāng)然，這只是筆者從圖中直觀看出來(lái)的，為了進(jìn)一步說(shuō)明筆者將用eviews3.1對(duì)ldf和lds、shf和shs的相關(guān)性進(jìn)行計(jì)算。

（三）國(guó)內(nèi)外銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能比較的實(shí)證研究

1.ADF檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)各經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系，對(duì)各經(jīng)濟(jì)變量使用單位根檢驗(yàn)的方法進(jìn)行數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)。首先，由平穩(wěn)性檢驗(yàn)的圖示判斷法可以得知，ldf/lds/shf/shs是非平穩(wěn)的時(shí)間序列。筆者進(jìn)一步檢驗(yàn)它們的一階差分是否是平穩(wěn)的時(shí)間序列，ADF 檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1可以得出，ADF統(tǒng)計(jì)量為-1.734711，大于（1%，5%，10%）顯著性水平下的臨界值，不能拒絕原假設(shè)H0，表明序列｛ldf｝非平穩(wěn)；對(duì)序列｛ldf｝差分后再對(duì)一階差分序列｛D(ldf)｝進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，得到｛D(ldf)｝為平穩(wěn)序列。故｛ldf｝為I（1）序列。同理，經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，｛lds｝、｛shf｝、{shs}也為I（1）序列。

2.協(xié)整檢驗(yàn)

在實(shí)證研究中，大多數(shù)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量都是非平穩(wěn)的或帶有趨勢(shì)的，為了避免偽回歸的情況，我們通常會(huì)對(duì)變量進(jìn)行差分使其變?yōu)槠椒€(wěn)序列，但這樣可能會(huì)導(dǎo)致變量之間長(zhǎng)期關(guān)系信息的損失[5]。為了克服這一點(diǎn)，我們采取協(xié)整的方法。本文為了進(jìn)一步驗(yàn)證序列｛ldf｝與｛lds｝、｛shf｝與{shs}是否存在長(zhǎng)期關(guān)系，采用E-G兩步法進(jìn)行驗(yàn)證。

（1）LME銅期貨價(jià)格和LME銅現(xiàn)貨價(jià)格的協(xié)整檢驗(yàn)

由于期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間的關(guān)系較為復(fù)雜，現(xiàn)貨價(jià)格會(huì)影響期貨價(jià)格，而期貨價(jià)格也會(huì)影響現(xiàn)貨價(jià)格，因此并不能準(zhǔn)確地確定到底誰(shuí)是被解釋變量，誰(shuí)是解釋變量，為此本文建立了兩個(gè)回歸方程：

ldf=?琢+?茁lds+?滋 （1）

lds=?茲+?覣ldf+?滋 （2）

首先，分別對(duì)這兩個(gè)回歸方程用ols進(jìn)行估計(jì)。

式1估計(jì)后的結(jié)果如下：

式2估計(jì)后的結(jié)果如下：

由上表看出變量lds前的系數(shù)=0.967256，即LME銅現(xiàn)貨價(jià)格每變化1%，會(huì)引起LME銅期貨價(jià)格正向變動(dòng)96.7256%。而變量ldf前的系數(shù)=0.981488，即LME銅期貨價(jià)格每變化1%，會(huì)引起LME銅現(xiàn)貨價(jià)格正向變動(dòng)98.1488%?？梢奓ME銅期貨價(jià)格的變動(dòng)對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的作用大于現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)對(duì)期貨價(jià)格的影響。

其次，用單位根檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)兩個(gè)回歸方程的殘差序列的平穩(wěn)性。

對(duì)?滋t進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ投紴椋?葒?滋=?酌·?滋t-1+?著t

原假設(shè)為H0:?籽=0。結(jié)果得到，式3-1的ADF統(tǒng)計(jì)量為-10.01706，分別小于(1%，5%，10%)顯著性水平下的臨界值(-3.4376，-2.8639，-2.5681)，故拒絕原假設(shè)，即殘差序列ut是平穩(wěn)的。式3-2的ADF統(tǒng)計(jì)量為-10.52503，分別小于(1%，5%，10%)顯著性水平下的臨界值(-3.4376，-2.8639，-2.5681)，故拒絕原假設(shè)，即殘差序列ut也是平穩(wěn)的，這表明變量ldf與lds之間存在協(xié)整關(guān)系。即LME銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（2）滬銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格的協(xié)整檢驗(yàn)

下面本文用同樣的方法對(duì)變量shf和shs進(jìn)行檢驗(yàn)。

首先，經(jīng)過(guò)ols估計(jì)，得到變量shf前的系數(shù)為0.838201，變量shs前的系數(shù)為0.819252，與LME相比，滬的銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格的相關(guān)性較小，變量ldf和lds對(duì)彼此的解釋力度高于97%，而變量shf和shs對(duì)對(duì)方的解釋力度遠(yuǎn)沒有那么高，為80%左右。

其次，用eviews3.1對(duì)變量shf和shs的殘差分別進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)可得， ADF統(tǒng)計(jì)量分別為-3.994728、 -3.975796，都分別小于(1%，5%，10%)顯著性水平下的臨界值(-3.4376，-2.8639，-2.5681)，故回歸方程的殘差是平穩(wěn)的，這表明變量shf和shs存在協(xié)整關(guān)系。即滬銅期貨價(jià)格和滬銅現(xiàn)貨價(jià)格存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

（3）LME銅市場(chǎng)和滬銅市場(chǎng)的協(xié)整檢驗(yàn)

由于涉及到兩個(gè)市場(chǎng)之間的協(xié)整檢驗(yàn)，變量之間的關(guān)系較為復(fù)雜，很難分清哪個(gè)變量是被解釋變量，哪個(gè)為解釋變量，若用E-G檢驗(yàn)法將會(huì)出現(xiàn)較多的回歸方程，會(huì)加大協(xié)整的難度，故本文不再用E-G兩步法，而用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法。

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，在這四組數(shù)據(jù)中，只有第一組數(shù)據(jù)ldf和shf的軌跡檢驗(yàn)和似然比檢驗(yàn)都在5%水平下拒絕原假設(shè)H00：協(xié)整向量個(gè)數(shù)為0，而分別在5%和1%水平下接受零假設(shè)H01：協(xié)整向量個(gè)數(shù)為1。這說(shuō)明ldf和shf之間存在協(xié)整關(guān)系。而其它三組數(shù)據(jù)lds和shs、ldf和shs、lds和shf 都不存在協(xié)整關(guān)系。具體而言：LME銅期貨價(jià)格和滬銅期貨價(jià)格之間存在協(xié)整關(guān)系，即存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。而LME銅期貨與滬銅現(xiàn)貨、LME銅現(xiàn)貨與滬銅現(xiàn)貨、LME銅現(xiàn)貨與滬銅期貨之間都不存在這種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

3.因果檢驗(yàn)

協(xié)整關(guān)系只能說(shuō)明變量之間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，并不能確定均衡關(guān)系中各方所起的作用。本文已經(jīng)通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)證明了LME銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格、滬銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格、LME銅期貨價(jià)格和滬銅期貨價(jià)格這三組數(shù)據(jù)之間分別存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但并不能確定在這個(gè)均衡關(guān)系中，誰(shuí)處于價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的領(lǐng)先地位。因此，本文用格蘭杰因果檢驗(yàn)法進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)，以分別驗(yàn)證他們?cè)趦r(jià)格發(fā)現(xiàn)功能中處于的領(lǐng)先、滯后地位。

（1）LME銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格的格蘭杰檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果如下：

對(duì)于表中的兩個(gè)原假設(shè)，由于P值均小于0.05，故全部拒絕原假設(shè)，即ldf是lds的格蘭杰原因，而lds也是ldf的格蘭杰原因。具體而言，LME銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格存在雙向引導(dǎo)關(guān)系，期貨價(jià)格能引導(dǎo)現(xiàn)貨價(jià)格，現(xiàn)貨價(jià)格也能引導(dǎo)期貨價(jià)格。

按照同樣的方法對(duì)滬銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格、LME銅市場(chǎng)和滬銅市場(chǎng)進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，最終得出結(jié)果：shf和shs之間也存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，shf和ldf之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，其他三組數(shù)據(jù)間不存在格蘭杰因果關(guān)系。即滬期貨價(jià)格能夠引導(dǎo)現(xiàn)貨價(jià)格，但現(xiàn)貨價(jià)格也能引導(dǎo)滬期貨價(jià)格。

4.向量自回歸模型檢驗(yàn)

（1）LME銅期現(xiàn)貨價(jià)格和滬銅期現(xiàn)貨價(jià)格的VAR模型檢驗(yàn)

為了研究LME銅期貨價(jià)格和LME銅現(xiàn)貨價(jià)格相互之間的影響，本文建立以ldf和lds為變量的VAR模型。按照AIC和SC準(zhǔn)則進(jìn)行嘗試，當(dāng)滯后階數(shù)為1時(shí)，AIC達(dá)到最小，故選擇滯后階數(shù)為1，VAR模型如下：

ldf=?琢1+?茁1ldft-1+?茁2ldst-1+?滋t，1

lds=?琢2+?茁3ldst-1+?茁4ldft-1+?滋t，2 （3）

同樣，在分析滬銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間的影響時(shí)，只需把式3中的ldf換成shf，lds換成shs即可。由于該公式具有一定的代表意義，在檢驗(yàn)其滬銅市場(chǎng)時(shí)，本文不再重述該式。

用樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，得出結(jié)果如表3：

變量之間所對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)反映了變量之間貢獻(xiàn)程度的大小，從比較可以看出，LME、滬銅期貨價(jià)格滯后一期的系數(shù)1.033922、0.915639，LME、滬銅現(xiàn)貨價(jià)格滯后一期的系數(shù)分別為0.986730、0.758800。本文得出：不管LME還是滬，銅期貨價(jià)格滯后一期值對(duì)當(dāng)前值的預(yù)測(cè)能力遠(yuǎn)都高于銅現(xiàn)貨價(jià)格滯后一期值的預(yù)測(cè)能力。換而言之，銅期貨價(jià)格對(duì)上一期價(jià)格的依賴程度較大。此外，筆者發(fā)現(xiàn)不管是期貨價(jià)格還是現(xiàn)貨價(jià)格，LME價(jià)格的滯后一期值的預(yù)測(cè)能力都高于滬滯后一期值的預(yù)測(cè)能力。說(shuō)明了在銅交易市場(chǎng)上，期貨的價(jià)格引導(dǎo)作用遠(yuǎn)大于現(xiàn)貨的作用，期貨在價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能中起主要作用。此外，與倫敦金屬交易市場(chǎng)相比，我國(guó)上海期貨交易所的銅期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能較弱。

LME銅期貨價(jià)格和滬銅期貨價(jià)格的VAR模型檢驗(yàn)。與前面的協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)一樣，本文在分別對(duì)LME、滬兩個(gè)市場(chǎng)的銅期現(xiàn)貨價(jià)格做了檢驗(yàn)之后，再把LME、滬兩個(gè)市場(chǎng)納入同一個(gè)模型中，用來(lái)檢驗(yàn)國(guó)內(nèi)外兩個(gè)市場(chǎng)之間的關(guān)系。由協(xié)整檢驗(yàn)可知，LME銅期貨價(jià)格和滬銅期貨價(jià)格之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而格蘭杰因果檢驗(yàn)則發(fā)現(xiàn)LME銅期貨價(jià)格和滬銅期貨價(jià)格之間存在雙向引導(dǎo)關(guān)系。為此，本文繼續(xù)用VAR模型來(lái)檢驗(yàn)一下這兩個(gè)市場(chǎng)。本檢驗(yàn)仍用式3，只是3式中的變量更換即可。得出結(jié)果如表4:

Ldf滯后一期值對(duì)shf的解釋力度為0.051710，而shf滯后一期值對(duì)shf的解釋力度為0.001854，可見這兩個(gè)變量滯后一期值對(duì)對(duì)方的解釋程度都不高。換句話說(shuō)，LME銅期貨價(jià)格滯后一期值對(duì)滬銅期貨價(jià)格當(dāng)期值的影響為5.171%，而滬銅期貨價(jià)格滯后一期值對(duì)LME銅期貨價(jià)格當(dāng)期值的影響極小，僅為0.1854%。這說(shuō)明LME銅期貨價(jià)格對(duì)滬銅期貨價(jià)格具有一定的預(yù)測(cè)作用，而滬銅期貨價(jià)格對(duì)LME銅期貨價(jià)格的預(yù)測(cè)作用極小，甚至可以忽略不計(jì)。

5.基于G-S模型的檢驗(yàn)

通過(guò)以上的檢驗(yàn)，本文得出了一個(gè)初步結(jié)論：期貨市場(chǎng)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)中起主導(dǎo)作用；且與倫敦金屬交易市場(chǎng)相比，我國(guó)上海期貨交易所的銅期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能較弱。但以上檢驗(yàn)并沒有準(zhǔn)確衡量出主導(dǎo)作用的大小以及兩個(gè)市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能差異的大小。為此，本文將用G-S模型對(duì)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的大小進(jìn)行衡量。

LME銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的衡量。G-S模型可以設(shè)定為：

St-St-1=?琢s+rs(ft-1-St-1)+?著st （4）

ft-ft-1=?琢f-rf(ft-1-St-1)+?著ft （5）

用ols方法對(duì)方程進(jìn)行回歸，得出回歸結(jié)果見表5。

根據(jù)表5可知，式3-4ft-1-St-1前的回歸系數(shù)即為rs，而式3-5ft-1-St-1前的回歸系數(shù)即為rf。計(jì)算可得：?茲=0.84。據(jù)G-S模型的判斷標(biāo)準(zhǔn)可以得出：LME銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的大小為84%，即銅期貨市場(chǎng)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)中處于絕對(duì)的主導(dǎo)地位，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能84%是由期貨市場(chǎng)完成的。

（2）滬銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的衡量

同理，按照上面的方法對(duì)滬銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的大小進(jìn)行衡量?；貧w系數(shù)=0.015296，回歸系數(shù)即=0.00705，根據(jù)計(jì)算公式，得到參數(shù)=0.68也是介于0.5到1之間，表明價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能主要是由期貨市場(chǎng)完成。

6.基于EGARCH模型的流動(dòng)性溢出檢驗(yàn)

本文首先設(shè)立收益率方程如下：

R=ln（pt）-ln（pt-1） （6）

（1）LME銅期現(xiàn)貨市場(chǎng)、滬銅期現(xiàn)貨市場(chǎng)的流動(dòng)性溢出檢驗(yàn)

分別對(duì)ldf和lds、shf和shs進(jìn)行EGARCH檢驗(yàn)，得到基于EGARCH模型的流動(dòng)性溢出檢驗(yàn)的結(jié)果：

通過(guò)檢驗(yàn)結(jié)果， ldf的?酌值為0.012798，顯然大于零，而lds的?姿值為-0.006543，顯然小于零，由此根據(jù)波動(dòng)性溢出模型的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)可以得到：在LME銅期貨市場(chǎng)上信息首先流入期貨市場(chǎng)，再?gòu)钠谪浭袌?chǎng)流向現(xiàn)貨市場(chǎng)，也就是說(shuō)來(lái)自LME銅期貨市場(chǎng)信息的沖擊同方向影響了現(xiàn)貨市場(chǎng)的波動(dòng)性，LME銅期貨市場(chǎng)具有信息集聚的優(yōu)勢(shì)。同樣，本文分析滬銅期貨市場(chǎng)：shf的?酌值為-0.037517，顯然小于零，而shs的?姿值為0.028522，顯然大于零，由此筆者通過(guò)EGARCH模型發(fā)現(xiàn)滬銅期貨市場(chǎng)沒有信息優(yōu)勢(shì)，信息是由現(xiàn)貨市場(chǎng)流向期貨市場(chǎng)的，這表明現(xiàn)貨市場(chǎng)沖擊的增加會(huì)使得期貨市場(chǎng)的波動(dòng)率增加。

（2）LME銅市場(chǎng)和滬銅市場(chǎng)的波動(dòng)性溢出檢驗(yàn)

下面檢驗(yàn)LME和滬兩個(gè)市場(chǎng)間是否存在波動(dòng)性溢出效應(yīng)。

同樣，可以檢驗(yàn)LME銅期貨市場(chǎng)和滬銅期貨市場(chǎng)、LME銅現(xiàn)貨市場(chǎng)和滬銅現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的波動(dòng)性溢出效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果如下：

根據(jù)EGARCH的判斷標(biāo)準(zhǔn)，由于?酌=0.0055943，顯然大于零，可知LME銅期貨市場(chǎng)和滬銅期貨市場(chǎng)之間存在波動(dòng)性溢出；同樣，由?姿=-0.055835也小于零，故LME銅現(xiàn)貨市場(chǎng)和滬銅現(xiàn)貨市場(chǎng)之間也不存在波動(dòng)性溢出?？傊?，LME銅市場(chǎng)和滬銅市場(chǎng)，作為國(guó)內(nèi)外的兩個(gè)重要銅交易市場(chǎng)，這兩個(gè)市場(chǎng)的期貨價(jià)格之間存在波動(dòng)性溢出，而現(xiàn)貨價(jià)格之間則不存在波動(dòng)性溢出。

（四）實(shí)證研究小結(jié)

本文采用日數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、VAR模型、G-S模型、EGARCH模型對(duì)倫敦金屬交易所(LME)和上海期貨交易所(滬)的銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行了實(shí)證比較研究，得出如下結(jié)論：

1.通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)LME銅期現(xiàn)貨價(jià)格、滬銅期現(xiàn)貨價(jià)格、LME銅期貨價(jià)格和滬銅期貨價(jià)格這三組變量存在協(xié)整關(guān)系。且通過(guò)格蘭杰因果檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)LME銅期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格、滬銅期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格、LME銅期貨價(jià)格和滬銅期貨價(jià)格三組變量之間分別存在雙向因果關(guān)系。

2.為了更直接地比較倫敦金屬交易所和上海期貨交易所銅期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的大小，本文用G-S模型進(jìn)行了準(zhǔn)確的衡量。結(jié)果顯示：倫敦金屬交易所銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能大小為84%，即銅期貨市場(chǎng)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)中處于絕對(duì)的主導(dǎo)地位，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能84%是由期貨市場(chǎng)完成的。而上海期貨交易所銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的大小為68%。由此可見，與倫敦金屬交易所銅期貨市場(chǎng)相比，上海期貨交易所價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能較弱。

3.基于EGARCH模型的波動(dòng)性檢驗(yàn)可知，在倫敦金屬交易所銅期貨市場(chǎng)上信息首先流入期貨市場(chǎng)，再?gòu)钠谪浭袌?chǎng)流向現(xiàn)貨市場(chǎng)，也就是說(shuō)LME銅期貨市場(chǎng)具有信息的優(yōu)勢(shì)。而上海期貨交易所銅期貨市場(chǎng)則沒有信息優(yōu)勢(shì)，信息是由現(xiàn)貨市場(chǎng)流向期貨市場(chǎng)的。這也說(shuō)明了上海期貨交易所銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能效率不高，對(duì)信息的傳遞并不處于優(yōu)勢(shì)。而通過(guò)對(duì)LME銅市場(chǎng)和滬銅市場(chǎng)這兩個(gè)國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)的比較，本文發(fā)現(xiàn)這兩個(gè)市場(chǎng)的期貨價(jià)格之間存在信息溢出，即期貨市場(chǎng)存在波動(dòng)性溢出效應(yīng)。這說(shuō)明我國(guó)上海期貨交易所的銅期貨已在國(guó)際期貨市場(chǎng)中具備了一定的影響力。總體而言，我國(guó)期貨市場(chǎng)還處于信息溢出影響的弱勢(shì)地位，在國(guó)際價(jià)格形成中發(fā)揮的影響力非常有限。

四、存在的問(wèn)題、產(chǎn)生的原因及政策建議

（一）存在的問(wèn)題及產(chǎn)生的原因

隨著我國(guó)期貨市場(chǎng)的發(fā)展，上海期貨交易所銅期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能已初步得以實(shí)現(xiàn)，通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)：上海期貨交易所的銅期貨價(jià)格與倫敦金屬交易所的銅期貨價(jià)格之間還有了雙向引導(dǎo)的關(guān)系，雖然這種關(guān)系較弱，但這也在一定程度上說(shuō)明我國(guó)銅期貨市場(chǎng)獲得了較快的發(fā)展，銅期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能在不斷完善。當(dāng)然，與倫敦金屬交易所銅期貨市場(chǎng)相比，上海期貨交易所銅期貨市場(chǎng)還存在較大的不足。具體表現(xiàn)有三點(diǎn)：

第一，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的效率不高；第二，銅期貨市場(chǎng)信息透明度不高，沒有明顯的信息優(yōu)勢(shì)；第三，銅期貨市場(chǎng)的國(guó)際影響力較小。

產(chǎn)生這些問(wèn)題的原因較為復(fù)雜，但主要有以下幾點(diǎn)：

1.我國(guó)期貨市場(chǎng)整體發(fā)展水平不高。這是導(dǎo)致銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能效率不高的首要原因，期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的發(fā)揮必須有一個(gè)成熟的期貨市場(chǎng)作為前提。我國(guó)期貨市場(chǎng)總體而言還存在著交易品種少，品種結(jié)構(gòu)存在缺陷等問(wèn)題，這造成了期貨市場(chǎng)總規(guī)模過(guò)小，不利于建立統(tǒng)一、開放競(jìng)爭(zhēng)有序的現(xiàn)代市場(chǎng)體系。期貨市場(chǎng)的功能和作用是通過(guò)上市品種來(lái)實(shí)現(xiàn)的，品種過(guò)少必然使期貨市場(chǎng)失去發(fā)揮作用的基礎(chǔ)，從而從總體上制約期貨市場(chǎng)功能的發(fā)揮。

2.我國(guó)期貨市場(chǎng)的倉(cāng)儲(chǔ)體系和交割制度還存在較大的缺陷。上海期貨交易所銅的交割倉(cāng)庫(kù)集中于上海，具有極強(qiáng)的區(qū)域性，沒有估計(jì)中國(guó)華南地區(qū)的龐大消費(fèi)者意愿，目前還未真正解決好異地交割問(wèn)題，國(guó)內(nèi)的倉(cāng)儲(chǔ)公司實(shí)力薄弱，倉(cāng)單市場(chǎng)尚未形成[6]。

3.我國(guó)期貨市場(chǎng)的投資主體不合理，缺乏足夠的機(jī)構(gòu)投資者。在國(guó)際期貨市場(chǎng)上，機(jī)構(gòu)投資者是最重要的投資主體，90%以上的中小投資者都是委托機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行投資[7]。而目前參與我國(guó)銅期貨市場(chǎng)交易的主要是銅的生產(chǎn)、消費(fèi)、流通等企業(yè)，這些企業(yè)多是進(jìn)行套期保值，真正對(duì)銅期貨市場(chǎng)有促進(jìn)作用的機(jī)構(gòu)投機(jī)者的比重較低，這就在一定程度上影響了市場(chǎng)流動(dòng)性，不利于信息的傳遞，使得期貨市場(chǎng)不能發(fā)揮應(yīng)有的功能。

（二）政策建議

基于實(shí)證研究的結(jié)論及我國(guó)銅期貨市場(chǎng)存在的種種問(wèn)題，本文提出以下建議：

1.引入做市商制度，提高市場(chǎng)流動(dòng)性，提高銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的效率。我國(guó)應(yīng)積極借鑒和研究國(guó)外期貨市場(chǎng)的成熟做法，嘗試引入做市商制度，市場(chǎng)做市商的存在使得參與者可以隨時(shí)入市買入或賣出，這有利于提高市場(chǎng)流動(dòng)性。

2.完善信息披露制度，建立有效的期貨市場(chǎng)信息傳播機(jī)制。盡快完善銅期貨市場(chǎng)的信息披露制度，杜絕信息的不對(duì)稱傳遞，只有這樣才能保證價(jià)格信息能夠盡快、全面地傳播給市場(chǎng)各方。

3.營(yíng)造寬松的市場(chǎng)準(zhǔn)入環(huán)境，吸引更多的參與者，優(yōu)化銅期貨市場(chǎng)投資主體結(jié)構(gòu)。必須修改現(xiàn)行的期貨市場(chǎng)法規(guī)條例，吸引更多的參與者，使具有避險(xiǎn)需求的銅現(xiàn)貨相關(guān)企業(yè)和愿意通過(guò)承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)而獲取高收益的企業(yè)、基金、個(gè)人等都可以進(jìn)入銅期貨市場(chǎng)進(jìn)行交易。

4.建立健全期貨市場(chǎng)法律法規(guī)，規(guī)范銅期貨市場(chǎng)交易。期貨管理機(jī)構(gòu)應(yīng)該在修改《期貨交易管理?xiàng)l例》的基礎(chǔ)上，應(yīng)盡快制定《期貨法》，從根本上為我國(guó)期貨市場(chǎng)的發(fā)展提供法律保障，使期貨交易真正走上規(guī)范化、法制化的軌道[8]。

5.積極穩(wěn)妥地推進(jìn)我國(guó)銅期貨市場(chǎng)的國(guó)際化，擴(kuò)大銅期貨市場(chǎng)的國(guó)際影響力。由于滬銅期貨市場(chǎng)是我國(guó)管理水平較高，運(yùn)作最為規(guī)范，發(fā)展最為成熟的期貨市場(chǎng)，可以考慮把銅期貨市場(chǎng)作為試點(diǎn)，有限度地開放國(guó)內(nèi)銅期貨市場(chǎng)，使國(guó)外投資者可以進(jìn)入我國(guó)期貨市場(chǎng)進(jìn)行交易，使國(guó)內(nèi)銅價(jià)不但能夠反應(yīng)國(guó)內(nèi)的供求狀況也能反應(yīng)世界的供求?！?/p>

（責(zé)任編輯：張恩娟）

參考文獻(xiàn)：

[1]姜昌武，楊帆.LME規(guī)則解析及對(duì)國(guó)內(nèi)期貨市場(chǎng)發(fā)展啟示[J].銅業(yè)工程，2009（4）.

[2]李藝，汪壽陽(yáng).大宗商品國(guó)際定價(jià)權(quán)研究[M].北京：科學(xué)出版社，2008.

[3]賈新宇.滬銅期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的實(shí)證研究[D]. 重慶：西南大學(xué)，2008.

[4]李瑋琛.我國(guó)石油期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的實(shí)證研究[D].長(zhǎng)沙：湖南大學(xué)，2009.

[5]高鐵梅.計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模——EVIEWS應(yīng)用及實(shí)例[M].北京：清華大學(xué)出版社，2006.

[6]賀濤，沈榮芳.上海糧食期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能分析[J].華東理工大學(xué)學(xué)報(bào)，1999（4）:31-33.

[7]嚴(yán)太華，劉昱洋.我國(guó)商品期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格協(xié)整關(guān)系的實(shí)證研究[J].預(yù)測(cè)，1999(3):72-78.

[8]孫真珍.我國(guó)大豆期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能研究[D].北京：對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2006.