我國白銀期貨價格與現貨價格關系的實證研究

1 引言

期貨市場在整個國民經濟中發(fā)揮著日益增大的作用。完善的期貨市場一方面具有很好的套期保值和價格發(fā)現功能。白銀在實體經濟和日常生活中具有廣泛的應用。2012年5月10日，中國首個白銀期貨合約在上海期貨交易所正式掛牌上市。白銀期貨市場由于其本身的特點及其建立較晚，與農產品和黃金期貨市場之間存在著很大的差異，因此有必要對白銀期貨市場進行分析。

2 實證分析

本文使用Eviews 9進行實證分析。

2.1 數據選取

本文白銀期貨價格數據來自上海期貨交易所網站，白銀現貨（T+D）價格數據來自上海黃金交易所網站，現貨與期貨價格均采用當日加權平均價。時間跨度為2018年1月15日至2018年6月15日，除去周末與節(jié)假日共101對數據。

2.2 樣本序列的描述性統(tǒng)計

為了分析白銀期貨與現貨價格序列的走勢，作出白銀期貨價格序列（Ft）與白銀現貨價格序列（Ft）的折線圖?？梢缘贸?，白銀期貨價格和現貨價格并未圍繞某個均值進行波動，可能為非平穩(wěn)序列。但兩者關聯度很高，說明白銀期貨與現貨價格可能存在長期均衡關系。

白銀期貨價格（F）與現貨價格（P）走勢圖

表1 ADF單位根檢驗結果

2.3 平穩(wěn)性檢驗

對時間序列數據進行實證分析時，理論上要求序列是平穩(wěn)序列。因此，首先對序列進行ADF單位根檢驗，以避免“偽回歸”的問題。對白銀期貨價格（Ft）和現貨價格序列（Pt）進行對數處理，即 1nFt與 1nPt。

檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，兩個變量序列都存在單位根，是非平穩(wěn)序列。經一階差分后的序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。所以，原始序列都是一階單整序列I(1)。

2.4 協整關系檢驗

協整關系反映了變量之間的長期均衡關系。一些非平穩(wěn)的序列經過某種線性組合得到平均序列，則稱這些非平穩(wěn)變量間存在協整關系。本文采用E-G兩步法：（1）建立兩個變量的回歸方程，得到殘差序列et；（2）檢驗殘差序列et的平穩(wěn)性，若殘差序列平穩(wěn)，二者就存在協整關系。以白銀現貨價格（1nPt）為被解釋變量，以白銀期貨價格（1nFt）為解釋變量，得到長期均衡方程如下：

回歸結果顯示，可決系數很高，F檢驗值為1091.297，明顯顯著。其次使用ADF方法檢驗回歸殘差是否平穩(wěn)。從檢驗結果得出，在1%、5%、10%三個顯著性水平下，單位根檢驗的Mackinnon臨界值分別為-2.5903、-1.9444、-1.6144，t檢驗統(tǒng)計量值為-2.4650，小于相應臨界值，且P值為0.0140，小于0.05，從而拒絕原假設，表明et不存在單位根，是平穩(wěn)序列。因此白銀期貨價格與現貨價格之間具有協整關系。

2.5 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因果檢驗可以判定兩個變量之間相互影響的因果關系及變量在發(fā)現價格中的主導作用，選取滯后1期。

從檢驗結果看，兩個原假設P值分別為0.4361和0.2583，都大于0.05。因此在5%的置信度下不拒絕原假設，即1nFt與1nPt之間不存在因果關系。這與預期結果不符，一般來說，白銀現貨價格的變動會引起期貨價格的變動，即白銀現貨價格的變動是期貨價格變動的Granger原因。1nPt不是1nFt的Granger原因的零假設P較小，且小于1nFt不是1nPt的Granger原因的零假設，如果加大置信度還是一定程度是可以反映白銀現貨價格對期貨價格的單向引導。

3 政策啟示

針對實證結果，本文得到如下啟示：發(fā)展我國的白銀期貨市場，要在優(yōu)化結構，提高市場的規(guī)模和效益的角度上，提高白銀期貨市場的信息傳遞效率。第一，擴大白銀企業(yè)規(guī)模積極發(fā)展白銀期貨品種種類。應在國家層面上建立白銀產業(yè)中心，整合白銀資源，成立白銀集團公司，實現生產、加工、出口一體化。全面完善企業(yè)對白銀種類的需求，逐步加快期貨市場品種的創(chuàng)新，培養(yǎng)專門負責開發(fā)白銀期貨品種的專業(yè)人才，定期開發(fā)創(chuàng)新產品，提高白銀期貨市場產品的豐富度。第二，發(fā)展白銀期貨的投資者隊伍，進一步提升白銀期貨交易活躍度。

[1]董宇博.關于我國白銀期貨市場的實證研究[J].中國外資,2013(06):208-209.

[2]王瑩.我國白銀期貨與現貨價格聯動關系的實證分析[J].金融經濟,2018(08):107-109.