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期货价格范文10篇

时间：2023-04-09 16:38:42

期货价格范文篇1

[关键词]石油期货实证分析

一、引言

国际油价的大幅波动给世界经济增长带来风险和挑战，对石油生产国和消费国均有显著的影响。近两年国际油价大幅上涨引起国际社会的普遍关注，由于石油期货交易作为规避价格风险的有效手段越来越被人们所重视，所以本文旨在研究石油期货价格影响因素的分析。

国内外诸多学者曾采用普通最小二乘法、协整分析等方法对石油期货价格做定量分析。采用这种方法分析，模型可能存在多重共线性问题，影响模型的准确性。偏最小二乘回归(PLS)能够有效地消除多重共线性的影响，它是一种新型的多元统计数据分析方法，它集多元线性回归分析、典型相关分析和主成分分析的基本功能为一体，将建模预测类型的数据分析方法与非模型式的数据认识性分析方法有机地结合起来，能够充分反映出自变与从变之间的关系。它自能够在自变存在多重共线性的条件下，建立起合理的回归模型，本文将采用偏最小二乘法建立模型，分析影响石油期货价格的因素。

二、影响石油气货价格主要因素

石油期货价格受到诸多因索的影响，如石油现货价格、供求关系、汇率、经济状况、社会政治因素等，这些因索对石油期货价格的影响程度不同、影响方式不同，且其影响会随着时间和条件的变化而发生改变。

1.石油需求量。全球经济于2002年开始出现恢复性增长，2003年则呈现快速增长势头，美国在该年第三季度的GDP增长速度高达7.4%。强劲的经济增长推动了全球石油需求的快速增长，据国际能源总署资料显示，近年石油需求增长分别为160万桶/日，100万桶/日和400万桶/日。需求是影响价格的基本因素之一，快速增长的石油需求必然引发石油价格的上涨。

2.石油供应是影响油价的另一个重要因素。在石油供应中，欧佩克（OPEC）扮演着重要角色。欧佩克成员国拥有世界石油探明储量的75%，2004年欧佩克石油储量供应量占全球的40%，正是这样一种石油供应格局决定了欧佩克在国际石油市场中占有举足轻重的地位。20世纪70年代，欧佩克通过禁运、限产等方式使原油价格大幅上涨，从而导致了1973年和1978年的两次经济危机。1986年欧佩克成员国超产，当年6月的原油价下跌到10美元以下。由此可见，欧佩克可以通过石油供应调控国际油价。

3.美元汇率。国际油价是以美元标价而且大多也是以美元结算，美元汇率的变动对国际石油价格必然产生直接的影响。美元贬值，牵引油价上升；美元升值，导致油价下跌。2002年3月份以来美元持续贬值，美元贬值本身以及对贬值的预期推动了油价的上涨。据国际能源总署、路透社资料显示，欧元兑美元汇率从2002年0.945上升至2005年1.248。与此同时，Brent原油期货价格从24.82美元/桶上升至55.35美元/桶。

三、石油期货价格影响因素实证分析

1.偏最小二乘基本原理。设有多元线性回归模型

式中Y为因变量，X为自变量观测值构成的矩阵(设计矩阵);为回归系数向量;为误差向量。

当数据总体满足高斯一马尔可夫假设条件时，的最小二乘解为:(2)

从上式容易看出，正规矩阵必须是可逆矩阵，但当X变量中存在多重相关性时接近奇异，回归系数的值可能失效。但偏最小二乘回归分析可避免这个问题。它的基本思想是:分别在X和Y中提取成分t1和u1，t1是x1，x2，…xp的线性组合，u1是y1，y2，…yp的线性组合。在提取这两个成分时为了回归分析的需要有下列两个要求:t1和u1应尽可能多地携带各自数据表中的变异信息;t1和u1的相关程度应最大。这表明，t1和u1能够尽可能好地代表数据表x和Y。同时t1和u1又有最强的解释能力。在第一个成分t1和u1被提取后，偏最小二乘回归分别实施X对t1的回归以及Y对t1的回归，如果回归方程已经达到了满意的精度，则算法终止。否则，将利用X被t1解释后的残余信息以及Y被t1解释后的残余信息进行第二轮的成分提取，如此往复，直到能达到一个较满意的精度。若最终对X共提取了m个成分t1，t1，…，tm。偏最小二乘回归分析将通过实施yk对t1，t2，…，tm的回归方程，然后再表示为yk与对x1，x2，…xp的回归方程，即偏最小二乘回归方程。

2.基本算法。本文以因变量向量仅有一个的偏最小二乘回归为例，简单介绍偏最小二乘回归的基本算法。

假设F0是因变量y的标准化变量，是自变量x的标准化矩阵。

第一步：首先从E0中提取一个成分;

于是：

第二步：实施E0在t1上的回归和F0在t1上的回归，即

回归系数为:（7）

E1、F1是第一次回归的残差矩阵。用E1代替E0，F1代替F0，用同样的方法重复第一步的工作，从而建立E1、F1对t2的回归：

如此类推，至第h步，依据一定的原则(一般是依据交叉有效性)确定h的个数，h的个数应小于P，到h步建立：

由于均为的线性组合。所以,最终可得到回归模型:

交叉有效性是用来确定:，这里误差平方和为SSh，预测误差平方和为：PRESSh一般认为:当0.0975时终止计算，取h-1个成分。

四、石油期货价格影响因素实证分析

期货价格范文篇2

关键词：期货市场；现货市场；协整检验；误差修正模型；因果关系检验

一、引言

2008年1月9日，黄金期货在上海期货交易所上市。我国作为世界上第一大黄金生产国和第二大黄金消费国，开展黄金期货交易具有重要意义。一是可以拓宽我国投资者的投资渠道，为黄金投资者和套期保值者提供避险的手段；二是可以为发挥我国黄金期货的价格发现功能，促进国内黄金定价机制的完善和争取黄金国际定价权打下基础。

纽约黄金市场、伦敦黄金市场、苏黎士黄金市场和东京黄金市场是国际黄金期货、现货交易的主要市场，对世界黄金现货价格的形成有着重大影响。我国的黄金期货市场作为一个新兴市场，在国内黄金现货价格的形成过程中是否具有价格发现功能，以及为什么会出现这样的状况，是一个值得国内学者探讨和研究的重要问题。

二、数据选取与研究方法

(一)数据的选取

黄金期货市场和现货市场数据分别来源于上海期货交易所和上海黄金交易所。对我国黄金期货市场价格数据，本文选取每日成交量最大的上海黄金期货合约数据作为代表构造连续期货合约；对我国黄金现货市场价格数据，本文统一采用Au9999品种的交易数据。两者均采用收盘价格，数据跨越时间为2008年1月9日至2010年6月10日，选取数据568个。以yt和ft别表示黄金期货和现货价格序列，lny和In-ft分别表示黄金期货和现货价格的对数序列。

(二)研究方法

首先对黄金期货和现货价格序列的相关性进行了检验，然后利用ADF单位根检验方法对黄金期货和现货价格对数序列的平稳性进行检验，在此检验的基础上建立VaR模型并对其进行Johansen检验以验证黄金期货和现货价格对数序列之间的协整性。若存在协整性则可建立误差修正模型，并利用Granger因果检验来检验期货价格和现货价格之间的相互引导关系，然后再利用方差分解和冲击效应检验分析来自现货市场和期货市场的影响，以确定期货和现货在价格发现过程中的作用大小。

由图1和图2可以看出，我国黄金市场的期货与现货价格的走势几乎是一致的；经对其相关性进行检验，黄金期货价格与现货价格之间的相关系数为0.9624，二者高度相关，说明我国黄金期货市场与现货市场之间存在明显的正相关关系。

(二)平稳性检验

分别对lnyt、lnft、△lny,和△lnft进行ADF单位根检验，结果见表1。从检验结果可以看出lnyt和lnft非平稳的，而Alnyt和△lnft是平稳的，这说明黄金期货和现货价格对数序列均是一阶平稳，服从I(1)过程。

(三)建立VaR模型

对黄金期货价格对数序列lny,和黄金现货价格对数序列lnft,分别建立不同滞后阶数的VaR模型，并根据AIC和SC准则确定模型的滞后阶数为2，故建立模型如下：

lnyt=0.17268+0.7603lnyt-1+0.25841lnyt-2+0.2342lnft-1-0.3122lnft-2+ε1t(1)

lnft=0.1688+0.7014lnft-1+0.1312lnft-2+0.2914lnyt-1-0.1420lnyt-2+ε2t(2)

(四)Johansen检验

对VaR模型(1)和(2)进行Johansen协整检验，检验结果如表2所示。由表2可知，在5％的显著水平下，lny,和lnf,之间不存在协整关系，说明黄金期货市场和现货市场之间不存在长期均衡关系。

(五)Granger因果关系检验

为了进一步分析黄金期货市场和现货市场之间的引导关系，下面对黄金期货价格对数序列lnyt和现货价格对数序列ln￡进行Granger因果关系检验，检验结果见表3、表4和表5。可知，2008年1月9日至2010年6月10日之间，黄金期货价格对数序列lnyt和现货价格对数序列lnft之间不存在Granger因果关系，即：上海黄金期货价格与黄金现货价格之间不存在引导关系，黄金期货价格均不具有价格发现功能，说明现阶段中国的黄金期货市场还没有达到非常有效。

三、结论及建议

(一)结论

本文通过相关性分析、协整检验和Granger因果关系检验对我国黄金期货价格和现货价格之间的关系进行了实证研究。相关性分析结果表明我国黄金期货价格和现货价格之间存在明显的正相关关系，二者呈同方向变动；Johansen协整检验发现我国黄金期货和现货价格之间不存在协整关系，这说明两者之间并不存在一种长期的均衡关系，我国黄金期货价格不会对现货价格进行调整，同样我国黄金现货价格也不会改变人们对黄金期货价格的预期，即黄金期货不具有价格发现功能；Granger因果关系检验结果表明我国黄金期货和现货价格之间不存在相互引导关系，即我国黄金期货价格的变动不引导黄金现货价格变动，反之亦然，再次证明我国的黄金期货市场不具有价格发现功能。

上述结论的形成原因：

1我国的黄金期货市场还是一个新兴市场，投资者尚没有形成投资和利用黄金期货对黄金现货进行套期保值的热情和习惯，它很难成为一个有效的市场。

2我国对于黄金期货市场的监管过于严格，进入门槛设置过高，这是造成目前我国黄金期货成交量太小、交易不够活跃的关键原因。交易不活跃必然导致市场的低效率，黄金期货市场应有的功能在我国没有体现出来。

3我国黄金期货市场和现货市场更多地受国际黄金期货和现货市场的影响，呈现出被动的变动局面，这也是我国黄金期货市场和现货市场呈现出高度相关性的主要原因。

4另外，黄金期货是一种特殊的金属期货，黄金的货币职能使黄金期货价格除受到黄金现货市场的影响外，还受到美元汇率、通货膨胀率、原油价格、经济增长率以及其他众多经济政治因素的影响。从2008年开始至今世界经济动荡剧烈，先是美国次贷危机。继而是由次贷危机引发的全球金融危机，美国经济遭受重创，世界各国经济纷纷因此而受影响，美元对外不断贬值，通货膨胀在世界多数国家时隐时现，这也导致国际黄金价格剧烈震荡，使本来就复杂多变的黄金市场增添了更多不测因素，这也可能是导致我国黄金期货市场对现货市场价格发现功能不明显的一个重要原因。

(二)建议

黄金期货市场的发展对我国有重要意义，为了更好地促进、引导和规范国内黄金期货市场的发展应从以下几个方面着手：

1政府应该加大对黄金期货的宣传力度，使投资者更多地认识和了解黄金期货的交易方式、投资、避险和套期保值功能，拥有更多理性的投资热情。

2政府应逐步降低投资者进入黄金期货市场的门槛，使更多拥有理性投资热情的投资者能够进入黄金期货市场进行投资，以活跃我国的黄金期货市场，使我国黄金期货市场真正发挥自身功能，增加我国在国际市场上的黄金定价权。

期货价格范文篇3

关键词：中科创业证券市场操纵证券、期货价格罪

一、中国证券市场"第一号大案"的法律思考

搁置了一年多、被称为中国证券市场"第一号大案"的"中科事件"距离真相大白的日子终于越来越近--6月11日上午，"中科创业"股票操纵案在北京开庭审理。尽管该案的主脑--吕梁(吕新建)、朱焕良下落不明，但毕竟部分人物都已"到场"--丁福根及上海华亚实业有限公司法人代表董沛霖都是和吕梁比较接近的人物。丁被看作是仅次于吕梁和朱焕良的重量级人物，担任吕梁的操盘手，经手中科创业53%的流通盘股票。“中科案”集中展现了中国证券市场上庄家操纵股价，牟取暴利，转嫁风险的全过程,值得好好地研究。

在1998年12月至2001年1月间，中科创业(原名为康达尔,000048)庄主吕梁(吕新建)和朱焕良合谋操纵中科创业股价，在全国20余个省市120余家营业部，先后开设股东账户1500余个，其间最高持有或控制5600余万股，占流通股的55.36%。中科创业的庄家将自己认为是"臭狗屎"的一只股票，从10多元炒到了80多元，其坐庄系列股票的市值高峰时多达100亿元。此后，中科创业庄家发生内讧，自2000年5月16日起，其股价以49.18元的除权价开盘后一路下跌，至2000年12月22日跌至33.59元，下跌31.70%，以后再连续9个跌停板，引发中科系列股票如中西药业、岁宝热电、莱钢股份等纷纷跳水，差点引发一场股灾。事后发现，涉案违规资金高达54亿元（1）。在迄今已暴露的违法违规庄家中，中科系巨庄堪称中国股市之最,其操纵股票价格的行为也是最为恶劣的。同时，“中科案”也是新《刑法》第182条在1999年12月25日由全国人大常委会修正后的首次适用，其对今后的司法实践的指导意义是不言自明的。然而我国当前证券市场的“群庄乱舞”早已不是什么秘密了，为何这么多年来被绳之以法的只有“中科创业”这一家呢？在庆幸的同时我们是否也要看到对于刑法第182条的理解和适用还有进一步深化的必要呢？

二、操纵证券、期货价格罪的概念及其构成特征

经修正后的我国新刑法第182条规定："有下列情形之下，操纵证券、期货交易价格，获取不正当利益或者转嫁风险，情节严重的，处五年以下有期徒刑或者拘役，并处或者单处违法所得一倍以上五倍以下罚金：①单独或者合谋，集中资金优势、持股优势或者利用信息优势联合或者连续买卖，操纵证券、期货交易价格的；②与他人串通，以事先约定的时间、价格和方式相互进行证券、期货交易，或者相互买卖并不持有的证券，影响证券、期货交易价格或者证券、期货交易量的；③以自己为交易对象，进行不转移证券所有权的自买自卖，或者以自己为交易对象，自买自卖期货合约，影响证券、期货交易价格或者证券、期货交易量的；④以其他方法操纵证券、期货交易价格的。"针对单位实施操纵证券交易价格的行为较为严重的情况，刑法该条第二款还专门规定："单位犯操纵证券、期货交易价格罪的，对单位判处罚金，并对其直接负责的主管人员和其他直接责任人员，处五年以下有期徒刑或者拘役。"根据刑法这一规定，笔者认为，所谓操纵证券、期货交易价格罪，是指违反证券、期货管理法规，为获取不正当利益或者转嫁风险，操纵证券、期货交易价格，情节严重的行为。该罪的构成特征如下：

1、关于操纵证券、期货价格罪的犯罪客体，一般通说认为是国家对证券期货市场的正常管理制度和广大投资者的合法利益。（2）时下，刑法理论上对于操纵证券、期货交易价格罪所侵犯的客体问题有诸多不同意见。有人认为，本罪所侵犯的客体是简单客体，即证券、期货市场的正常管理秩序。（3）有人认为，本罪侵犯的客体是简单客体，即证券、期货业中的市场竞争机制。（4）也有人认为，本罪侵犯的客体是复杂客体，即既侵犯了证券、期货市场的正常运行秩序，又侵犯了相关投资者的合法权益。（5）还有人认为，本罪侵犯的客体是复杂客体，即既侵犯国家证券、期货管理制度，又侵犯投资者的合法权益。（6）据吕梁的操盘手丁福根交代在股价拉升和出货的过程中风险基本上都转嫁给了中小散户了,而之所以中小散户的利益得不到救济与这种犯罪客体的单一论是有关系的。所以笔者认为在中国当前的证券市场上还是应该坚持复杂客体说，不能因为投资者的利益难以具体认定就把它排除在犯罪侵犯的客体之外，这也不利于对广大投资者合法利益的法律保护。公务员之家版权所有

2、本罪的客观方面表现为行为人通过各种手段，实施操纵证券期货价格，情节严重的行为。根据刑法第182条的规定，操纵证券期货价格的行为有四种具体的表现形式：

（1）、单独或者合谋，集中资金优势、持股优势或者利用信息优势联合或者连续买卖，操纵证券、期货交易价格的行为。在“中科案”中，吕梁和朱焕良合谋非法融资数十亿元，并利用违规全国20余个省市120余家营业部开立的1500多个股东帐户，低位吸纳并锁定筹码，然后疯狂地拉升，在这支股票的基本面没有任何变化的情况下，将股价从10多元炒到84元，其犯罪行为极其猖獗。

（2）、与他人串通，以事先约定的时间、价格和方式相互进行证券、期货交易，或者相互买卖并不持有的证券，影响证券、期货交易价格或者证券、期货交易量的行为。从“中科案”的法庭审理中可以看出，在吕梁的接盘和吸筹阶段，有大约1300万股的“中科创业”股票是完全从盘面上与朱焕良同时下单对敲成交的。

（3）以自己为交易对象，进行不转移证券所有权的自买自卖，或者以自己为交易对象，自买自卖期货合约，影响证券、期货交易价格或者证券、期货交易量的行为。据吕梁的另一操盘手庞博交代，在1999年8月至2001年1月间，在吕梁完成了对“中科创业”的接盘和吸筹后，为了在盘整期维持较高的股价和成交量，进行了大量的对敲（即进行不转移证券所有权的自买自卖）。行为人通过这种虚假买卖，目的就是要达到提高或降低证券、期货价格以及造成虚假的证券、期货交易量的目的，从而操纵证券、期货价格。

（4）以其他方法操纵证券、期货交易价格的行为。这主要是指除上述三种列举情况以外的操纵行为。由于证券、期货市场上的情况千变万化，因而有关操纵行为是很难穷尽的，这一条可以理解涵括了除上述三种情况以外的，有着同样性质和危害的操纵行为。

另外，本罪需达到“情节严重”的程度才构成犯罪，至于何为“情节严重”，司法实践中应注意考察；操纵行为是否造成了证券、期货交易价格或者证券、期货交易量剧烈波动的危害后果；行为人是否已经获取较大的不正当利益或者转移了较大程度的风险等内容。如在本案中，“中科创业”的股价在短期内从10元猛窜至84元，在暴跌后又是连续9个跌停板，其操纵股价的行为就可以认定是“情节严重”。

3、操纵证券、期货价格罪的犯罪主体为一般主体，单位和自然人都可以成为犯罪的主体。实际上，构成本罪的一般是拥有很强的资金实力的人，他们熟悉证券、期货业操作规则，且具备采取不法手段交易获利的有利条件，并且大多数是专业证券、期货投资者或与证券、期货交易活动有密切关系的人员，如本案的被告丁福根和庞博在加入吕梁的公司之前，均在金鹏期货公司担任投资顾问。而构成本罪的单位则一般是证券发行人、上市公司、证券及期货公司等单位。

4、操纵证券、期货价格罪的主观方面只可能由故意构成。行为人在犯罪中的目的无非是两个方面：获取不正当的利益或者是转嫁风险。在更早些时候的“亿安科技案”中，四个庄家联手拉抬股价，从中获利4.49亿元，其财富非法聚集的过程就是风险向中小散户转嫁的过程。另外，我们也要注意到本罪虽然是目的犯，但是其目的的实现与否并不影响本罪的构成,也就是说即使行为人通过操纵行为并没有达到获取非法利益和转嫁风险的目的也不影响本罪的构成,其目的的实现与否只是作为量刑的一个考虑因素。

三、证券市场上操纵行为失控的原因及对策分析

如果我们客观冷静地回顾中国股市这十几年的发展过程，不规范的地方很多，所谓的庄家任意操纵就是其中的一个典型。中国股市的发展史，特别是二级市场的运作史，简直就是一部庄家的史诗。多年来，业内在光天化日之下研讨做庄的技巧，在大庭广众之下传授坐庄的经验；股评人士把推荐庄家"黑马"作为自己最大的卖点，股民以获得道听途说的庄家行踪为满足......所有这一切，全都是公开的，股民的血汗钱纵使被庄家吸得一干二净，既毫无怨言，也无从追究。这些明目张胆的违法违规现象在我国的证券市场上屡禁不止当然是有各方面的原因的，比如说：市场规模相对较小易于操纵，大量的国有股、法人股不能流通，市场缺乏做空机制，甚至可以说我们的在设立证券市场的出发点上都有一些问题，这些问题对造成操纵行为的失控无疑是有重要的影响的。但是我们要看到，即使在美国这样制度完备的市场上，操纵行为也是时有发生的，问题的关键在于：在违法违规事件发生后如何做到“违法必究”。目前管理层对一些重大案件的查处，总是见事迟，行动慢，使一些肆无忌惮的违法违规庄家几无后顾之忧。这在2000年表现最为突出，中科创业的坐庄行为正是在这一年达到登峰造极的地步。庄家对亿安科技股票价格的操纵，也是在这一年达到高潮。2000年，亿安科技作为一只高价庄股风头出尽，与1998年9月的5.5元相比，股价翻了近14倍。早在2000年初就有人呼吁：既然亿安科技股价已经远离市场认同的成长性，其股价大幅上扬非常缺乏基础，而庄家是在玩几乎没有成本(唯一的成本就是印花税和交易佣金)的对敲，是不是应该由某个部门出面查一查呢？但当时管理层没有向市场公开作出要调查此事的姿态。由于这种纵容的做法使得亿安科技的庄家更加如虎添翼，将亿安科技最终炒到126元。

在2000年，当人们提出要对"对倒"、"倒仓"这类坐庄行为进行查处时，有人却说，这是"市场发育过程中的问题"，"不是问题的问题"，是"特定市场文化"。对亿安科技股价操纵案的查处，一年之后才放了一个马后炮，才放出调查的风声来。证监会在宣布要对中科创业股票操纵案进行调查之后，对这一事件的关键人物采取的措施极不得力，庄主吕梁仍然毫无顾忌地以口头或文字形式向媒体提供他大量做庄的一手资料，行动极其自由，可谓是法治社会里的一大奇观。

纵观近年来我国证券市场的一起又一起违规事件，凡涉及坐庄、操纵股票价格的，均以警告、少许罚款了结，仅有这一次对中科系庄家的追究是个例外。一些针对市场操纵者的罚款，区区几万、十几万元，对收入丰厚的他们来说，根本起不到惩戒作用。相对他的违规所获得的收益，则更是不成比例。像亿安科技股价操纵案罚款虽多，但真正执行时却又大打折扣。违规所得的好处多多，违规成本却如九牛一毛，由于有巨大的利益驱动，这就难免庄家们违规有恃无恐了。

期货价格范文篇4

[关键词]石油期货偏最小二乘回归实证分析

一、引言

二、影响石油气货价格主要因素

三、石油期货价格影响因素实证分析

1.偏最小二乘基本原理。设有多元线性回归模型

式中Y为因变量，X为自变量观测值构成的矩阵(设计矩阵);为回归系数向量;为误差向量。

当数据总体满足高斯一马尔可夫假设条件时，的最小二乘解为:(2)

2.基本算法。本文以因变量向量仅有一个的偏最小二乘回归为例，简单介绍偏最小二乘回归的基本算法。

假设F0是因变量y的标准化变量，是自变量x的标准化矩阵。

第一步：首先从E0中提取一个成分;

于是：

第二步：实施E0在t1上的回归和F0在t1上的回归，即

回归系数为:（7）

E1、F1是第一次回归的残差矩阵。用E1代替E0，F1代替F0，用同样的方法重复第一步的工作，从而建立E1、F1对t2的回归：

如此类推，至第h步，依据一定的原则(一般是依据交叉有效性)确定h的个数，h的个数应小于P，到h步建立：

由于均为的线性组合。所以,最终可得到回归模型:

交叉有效性是用来确定:，这里误差平方和为SSh，预测误差平方和为：PRESSh一般认为:当0.0975时终止计算，取h-1个成分。

四、石油期货价格影响因素实证分析

期货价格范文篇5

关键词：中科创业证券市场操纵证券、期货价格罪

一、中国证券市场"第一号大案"的法律思考

二、操纵证券、期货价格罪的概念及其构成特征

三、证券市场上操纵行为失控的原因及对策分析

期货价格范文篇6

1.1选题原因及现实意义

期货市场非常重要，发达国家和地区的成功经验证明了这一点。一个国家的期货市场的发达与否，关系到一个国家金融的发达程度，没有发达、完善的期货市场，一个国家和地区很难成为世界性经济与金融中心，如：美国纽约、芝加哥；英国伦敦、日本东京、中国香港、新加坡等世界性金融中心，期货市场都非常发达。

期货市场主要有两大功能：价格发现和规避风险，其中价格发现功能是期货市场存在和发展的基础，是期货市场规避风险功能发挥作用的前提，价格发现功能发挥的如何，可以衡量一个期货市场运行效率。

我国“十五”计划明确提出了“稳步发展期货市场”的方针，这充分说明我国政府重视期货市场对社会经济发展的作用。

我国加入WTO以后，随着我国经济的国际化程度越来越高，在一个开放的市场经济条件下，相关企业为规避价格风险，要积极利用期货市场进行套期保值，期货市场作为发现价格和规避风险的重要工具，需要其能很好的发挥应有的功能，未来几年将是期货业大发展的时期。

我国作为发展中国家，一个农业大国，农业在国民经济稳定中始终处于十分重要的地位?因此，农产品期货市场发达程度对我国经济发展非常重要。

农产品期货是我国发展时间最长，期货品种最多的市场，目前三家交易所中，大连和郑州两家都是以农产品为主的交易所。本文选择玉米期货作为研究对象，主要是原因有三：

1)玉米期货非常重要

玉米、小麦和水稻是世界上三大粮食产品，其中玉米单产最高，它是发展现代饲料工业和畜牧业的最重要的原料，同时，随着近年来的加工工业的迅速发展，特别是近两年玉米被大量的用于制作燃料乙醇（石油的替代品），消费量巨增，它在农业和国民经济中的地位越来越高。在我国，玉米是最重要的粮食品种之一，占我国粮食产量的1／3，年产量和年消费量均在1．2亿吨左右，仅次于美国位居世界第二，它是目前现货规模最大的粮食期货品种，玉米价格变动关系到中国的国计民生问题。玉米作为大宗农产品，其期货市场的发展状况对我国经济有很大影响。

2)国外成熟的期货市场经验可以借鉴

玉米期货市场是世界上最早，最成熟的期货品种。从1865年起，世界上第一张标准化期货合约——玉米期货合约在美国芝加哥期货交易所（CBOT）上市交易以来，已经有近150年的历史，其价格发现功能已得到良好发挥，玉米期货价格能真实反映玉米在未来一段时期的供需情况，在美国，政府的宏观调控部门在确定相应的玉米产业政策、调节供需、制定生产计划时都要参考玉米期货价格。美国玉米期货的成功经验值得我们借鉴。

3)我国玉米期货市场的功能发挥状况研究较少

我国玉米期货市场自2004年9月22日在大连商品交易所上市以来，仅有两年多的时间，目前它是最活跃的期货品种，去年的交易量为所有品种之首，目前对其价格发现功能发挥状况的研究还较少，而对其它品种研究的较多，如铜和大豆。

玉米期货价格发现功能发挥的如何?玉米期货价格是否对现货价格有引导作用，能否为宏观经济走势的提供价格信号?本文通过对上市以来的17个玉米期货合约进行实证研究，比较详尽探讨了玉米期货价格发现功能发挥的情况，以期对以上问题予以回答。同时研究它，对其他农产品期货也有一定的借鉴意义。

1.2论文的研究思路

本文的具体研究思路如下：

本文第1章先简要介绍论文的选题原因和现实意义，并简要介绍论文的研究思路和创新之处；

然后在第2章对期货市场的起源和发展、功能和作用，以及期货价格的构成、特点、期货价格与现货价格的关系做了一下概述；

第3章简要的叙述了一下国内外玉米期货市场的发展情况，使读者能对世界玉米期货的现状有一个粗浅的认识；

第4章对玉米期货价格发现功能理论及其国内外相关研究做了一个概括性总结；

第5章对中国玉米期货市场价格发现功能发挥的情况，从相关分析、走势图和套利检验三个角度，做了较为详尽的实证研究，发现我国玉米期货市场经过两年半的发展，逐步走向成熟；

最后第6章根据自己的研究所得，提出一点自己的想法和建议。

1.3论文的创新之处

本文的创新之处在于，首次（从目前笔者能查到的资料看）对我国玉米期货自上市以来的几乎所有合约分别做了较为详尽的实证研究，验证了我国玉米期货市场的发展轨迹，对期货市场的相关企业、投资者和政府部门认识玉米期货市场的功能发挥情况有一定的参考作用。

从期货价格的数据选取上，本文采用的是结算价，而不是目前大多学者使用的收盘价，笔者认为用结算价更为合理。

对于期货市场的价格发现功能的研究，目前在理论和实证研究上仍在不断的探讨中，本文在前人研究的基础上，只是做了一下尝试性的探索，不正确的地方，还需各位老师指正。

第2章期货市场综述

2．1期货市场的起源和发展

期货市场是在商品市场不断发展和完善的基础上建立起来的，它从最初自发形成的小规模“贸易集市”发展为今天有组织、规范化，具有权威性和指导性的期货市场，前后经历了漫长的变化过程。

13世纪的比利时商人开始进行期货交易，14、15世纪期间，发展成为有组织的市场。1517年，“英国皇家交易所（TheRoyalExchange）”正式确立，但其交易形式与现代不同。

真正意义上的期货交易所的创立是在美国芝加哥。19世纪40年代，正值美国自由主义市场经济发展的起步阶段，农产品的生产、流通极不稳定，仓库不足，交通不便，粮食供求矛盾异常突出，市场价格波动频繁。芝加哥是当时美国国内农产品的主要集散地，在这种市场经济环境条件下，为了改善交易条件，稳定产销关系，1848年3月，由82位谷物商人联合发起并成功创立了美国第一家中心交易所，即“芝加哥谷物交易所（ChicagoBoardofTrade，缩写：CBOT）”，开始只是作为他们之间沟通供求信息、洽谈业务的场所；1851年后，才出现了第一份由买卖双方协商签订的玉米远期合约；1859年获准特许注册；1865年首次推出标准化合约，此后，芝加哥期货交易所又实现了保证金制并成立结算公司，成为严格意义上的期货市场。

期货市场从创立至今，已经有近150年的历史，现在已有二百多个品种，其中玉米期货是世界上最早的期货品种，也是世界上最发达、最成熟的期货品种。

我国期货市场的建立比较晚。1990年10月12日，郑州粮食批发市场正式开业，是由商业部与河南省人民政府联合主办、共同管理的，标志着我国已经进入了一个新的市场经济发展时期；1993年5月28日，郑州商品交易所正式开业，真正开始进入“期货交易所”时代，先后推出小麦、玉米、大豆、绿豆、芝麻五个农产品期货合约。

1993年在大连、四川、长春、海南等交易所先后又推出了：大米、玉米、大豆、绿豆、小麦、豆粕、红小豆、豆油、高梁、菜籽油、油菜籽、籼米、红小麦、棕榈油、天然橡胶、白砂糖等数十种农产品期货，这一年被称为“中国期货年”，共有33家交易所先后开业。1994年以后又陆续建立了近20家交易所。

由于中国期货市场在建立之初，缺乏统一的集中管理，各地竞相兴建交易所，期货市场呈现出盲目发展的态势，而且交易所运作也不够规范，出现了多起过度投机、恶性炒作事件，监管机构先后两次予以整顿，许多期货品种被暂停交易。1994年10月，国务院确立15家试点期货交易所；1998年8月，国务院重新确立了3家期货交易所继续试点，一直延续到今天，即：大连商品交易所、郑州商品交易所和上海期货交易所。期货品种也从最初的50多种，缩减到现在的13种。

2．2期货市场的功能和作用

由期货市场的起源可以看出，期货是经济发展到一定历史阶段的产物，是在现货市场出现经常性经营风险的情况下，为适应经营者回避经营风险的要求而产生的。因此，期货市场主要有以下两大基本功能：

1）规避现货价格风险

在现货市场中，价格无论向哪个方向变动，都会有生产、加工或贸易商其中的一方受到损失，他们可以利用期货市场进行套期保值，来规避、转移或分散价格风险。

2）价格发现功能

“价格发现(PriceDiscovery)”是由英文直译过来的，它确切的表达了期货市场这一功能的原意，即：在期货市场上价格不是人为地制定和制造出来的，而是根据商品供求情况，在交易场内通过公开、自由、规范的竞争交易而“发现”的，最终形成一个真实、综合、动态的反映社会供求的权威性价格，也就是说，真实的市场价格是在期货交易中自然形成的。

另外，学者们还认为，期货市场有优化资源配置效率、使现货价格波动收敛、缓解价格的波动、降低交易成本等功能。但无论怎样说，价格发现功能是期货市场存在和发展的基础，其它所有的功能都是以这一功能的发挥为基础的，价格发现功能发挥的好坏能反映出一个期货市场的运行效率。

目前，期货市场在经济中的作用，已经越来越被政府、学术界、企业和个人所认可。学者们总结，一般来说，期货市场在宏观经济中的作用主要体现在：调节市场供求，减缓价格波动；为政府宏观调控提供参考依据；促进本国经济的国际化发展；有助于市场经济体系的建立和完善；在微观经济中的作用主要表现在：形成公正的价格；对交易提供基准价格；提供经济先行指标；

规避价格波动带来的商业风险；降低流通费用，稳定产销关系；吸引投机资本；资源的合理配置机能；锁定生产成本、稳定生产经营利润等。

2．3期货价格的构成和特点

一般来说，商品期货的价格主要由四部分构成：商品生产成本、期货交易成本（包括佣金、交易手续费、保证金利息）、期货商品流通费用（包括商品运杂费、商品保管费）、预期利润。

期货价格有以下几个特点：

1）连续性、预期性和动态性

期货价格是交易双方在对当期现货市场价格分析的基础上，通过各自对未来该商品供求状况变化的预测，采取公开竞争的方法确定的，并随着潜在供求量的变化，由交易双方共同修正，最终反映经过调整后的商品供求状况的价格。它动态地反映了当期的、变化中的及变化后的供求关系，从而使期货市场价格在反映商品价值和供求上，具有时间上的连续性和预期性。所以说，商品期货价格是一种连续的、预期的和动态均衡的价格。

2）竞争性和公开性

期货价格是买卖双方在交易所进行交易时最终确定的，双方为了自身的利益，根据自己对价格走势的预测，采取买卖行为，它通过合约的方式实现商品所有权的转移，使得交易活动更为迅速和频繁，同时有大量的市场信息在期货市场上聚集、反馈和扩散，进一步增加了期货市场交易的透明度，使期货交易更具有竞争性、权威性和公开性。所以说，期货市场价格是一种公开价格和竞争价格。

3）集中性和统一性

期货交易和期货价格的产生，为减少市场供求波动对价格的影响和尽可能规避市场价格风险提供了可能，它使商品生产者能在一个保证其合理收益的价格下，进行简单再生产和扩大再生产；

使商品经营者能在一个保值补偿其商品经营费用并获得合理利润的价格水平上进行经营；使加工企业能以合理的价格保证取得原材料的供应，使生产能顺利进行。另外，期货交易双方在交易所公开交易，使期货市场的当日成交价格趋于统一，而且随着通讯技术的发展，信息能迅速的向外界公布和反应，使期货交易者能及时获得其它区域（如国内同类商品期货交易所或国际上某一交易所）商品期货价格的资料，并通过竞争的机制，使得各地交易所的价格差很快消失，期货价格在空间上趋于一致，具有一定的权威性。

2．4期货价格与现货价格的关系

与期货价格构成因素不同，现货价格主要是由生产成本、流通费用、利润和税金四部分构成。其中利润和税金称为盈利，流通费用包括运杂费、包装费、保管费、损耗金额、经营管理费、利息金额等项目。

与期货价格相比，现货价格具有自由化、短期化、分散化和风险化的特点，不利于市场供求的长期稳定，极易受到外部因素的冲击和影响。

由于期货市场是在现货市场的基础上发展起来的，因此期货价格与现货价格之间有着密切的联系。现货价格是期货价格变动的基础，而期货价格通过交易者对未来价格的预期作用来调节和引导现货价格，实物交割使期货价格最终能够复归于现货价格。

从理论上讲，成熟的期货市场，其期货价格与现货价格之间具有同升同降和收敛一致的特点。主要原因是影响现货市场的因素同样影响期货市场，所以当现货价格上升，期货价格也上升；现货价格下降，期货价格也下降，二者变动幅度可能不同，但变动方向大多数情况下是相同的；而且，在期货合约在成交后，随着交割月日益临近，持仓费随之逐步下降，现货价格与期货价格之间的价差日益缩小，二者必将收敛一致。在实际生活中，由于各种原因，它们之间可能会有偏差。

第3章中外玉米期货市场概述

3．1世界玉米期货市场概述

玉米是世界三大农产品之一，年产量6亿吨左右，国际间年贸易量达7000万－7500万吨。它是世界上最早的期货交易品种，也是最重要、最成熟的交易品种之一。

早在1848年，现代玉米期货交易的雏形就已经在美国的玉米主产区形成；

1851年3月13日，在芝加哥签订了第一份玉米远期合约，从此揭开了美国谷物期货市场的序幕；1865年，芝加哥期货交易所(以下简称CBOT)首次上市了玉米标准化期货合约，玉米因此成为世界上历史最悠久、生命周期最长的期货品种。1985年，CBOT又成功推出玉米的期权合约交易。

在CBOT之后，世界玉米主产国和主要消费国的期货交易所相继上市交易玉米期货。据不完全统计，目前世界范围内共有9个国家的15家交易所上市玉米期货合约及相关衍生品，具体见下表：世界玉米及相关产品期货和期权交易一览表

国家交易所交易品种

期货期权

1美国芝加哥期货交易所玉米（1865年始）玉米（1985年始）

中美洲交易所玉米玉米

明尼阿波里斯交易所玉米指数玉米指数

2英国利物浦交易所玉米

3阿根廷罗萨里奥期货交易所玉米、玉米指数玉米、玉米指数

布宜诺斯艾利斯期货交易所玉米

布宜诺斯艾利斯谷物交易所玉米玉米

4法国Euronext巴黎衍生品交易所玉米

5巴西巴西商品与期货交易所玉米

6日本关西商业交易所黄玉米

东京谷物交易所玉米（1994年4月始）玉米

神户商业交易所玉米75种期货指数

7匈牙利布达佩斯商品交易所玉米玉米

8南非南非期货交易所白玉米、黄玉米白玉米、黄玉米

9中国大连商品交易所黄玉米

70年代中期前，玉米是世界上成交量最大的期货合约，后因金融期货的崛起，农产品期货不再占有世界期货市场的主导地位，玉米也失去了在世界期货市场的领先位置，但尽管如此，它仍然保持了相当活力，CBOT的玉米合约经常进入世界年度最活跃合约的前20位，并牢牢占据农产品期货品种榜首地位。2001年，世界排名前10位的农产品期货合约中，CBOT和东京谷物交易所的玉米合约成交量都超过了1000万手，分别列在第一、三位。

3．1．1美国玉米期货市场概述

美国是最早开始期货交易的国家，玉米是美国推出的第一个期货品种。美国目前共有三家交易所交易玉米期货合约，其中CBOT交易玉米期货、小型玉米期货和玉米期权，中美洲商品交易所交易玉米期货和玉米期权，明尼阿波里斯谷物交易所交易玉米指数期货和玉米指数期权。

芝加哥有“世界期货之都”的美誉，芝加哥商品交易所(CBOT)也是最早推出玉米期货合约的期货市场，因此以CBOT为代表来分析一下美国玉米期货市场的情况。

CBOT玉米期货合约文本

合约规格5000蒲式耳

交割等级2号黄玉米，1号和3号升贴水为1-1/2美分/蒲式耳

最小变动价位1/4美分/蒲式耳（12.5美元/张合约）

报价单位（A＋B/4）美分/蒲式耳(B=1,2,3,A为大于零的整数)

合约月份3，5，7，9，12

最后交易日交割月15日的前一交易日

最后交割日最后交易日后第二日

交易时间公开喊价：周一至周五：上午9:30－下午1:15；电子交易：周日至周五，下午8:30－早6:00，以上时间均是芝加哥当地时间；现货月合约在最后交易日交易到中午12:00

交易代码公开喊价：C；电子交易：ZC

涨跌幅限制前一交易日结算价±20美分/蒲式耳（1000美元/张合约）

美国是世界玉米生产、消费和贸易第一大国，玉米期货自产生以来，一直居于美国农产品期货交易量的首位，也是世界最大的农产品期货品种。目前，CBOT玉米合约的年成交量经常进入世界前20名活跃合约之列，并牢牢占据世界农产品期货榜首地位。

3．1．1．1CBOT玉米期货价格的特点

CBOT玉米期货价格走势稳定，成交活跃，期货价格与现货价格具有高度相关性，而且近期合约活跃，价格波动与成交量呈正相关的特点，同时玉米期货合约没有到期效应（到期效应是指期货价格波动率随着到期时间的临近而增加）。

大连商品期货所研究部曾经对1991年9月到2002年10月的CBOT的期现价格的相关性进行过研究，跨期长达10多年，发现二者的相关性达87.5％，具有较强的相关性。

同时CBOT市场上最活跃的合约是次交割月份合约或下一个月份合约，远期合约很少有活跃的。

3．1．1．2美国玉米期货市场的成功经验

1）美国通过期货市场取得世界玉米定价权，成为全球玉米定价中心，并成为确定现货价格的基准。目前在国际玉米国际贸易进行中，大多是以CBOT的玉米期货价格为标准。在玉米现货的国际贸易合同中，一般是都是以近期合约的期货价格为定价基准，再根据具体情况加上一个升贴水，即交易价＝期货价＋升水（或贴水）。取得国际定价权的优势主要表现在，当国外对美国玉米的需求增加的时候，美国的玉米贸易商就可以通过抬高期货市场价格来获得更多的利润。美国国内的玉米生产者和贸易商更容易以自己的行为影响期货价格，而其他国家的玉米经营者很难做到这一点。

2）美国农场主大多通过期货市场来规避现货价格的风险，推动了美国玉米订单农业的发展。据估计，美国约有90％以上的农户直接或间接参与期货交易。

3）美国利用CBOT左右全球玉米贸易，影响世界玉米生产。美国贸易商在进行每笔大宗国际玉米贸易时，都要通过相关期货交易进行套期保值，以规避价格风险，这种做法也是其获得银行贷款的基本条件之一，而且已经成为国际惯例。

由于玉米期货参与者非常广泛，所以玉米期货价格能真实反映玉米在未来一段时期的供需情况。因此，美国政府的宏观调控部门在确定相应的玉米产业政策，调节供需，制定生产计划时都要参考玉米期货价格。

CBOT玉米期货市场之所以成为当今最有权威性的国际玉米期货市场，主要是因为：一方面得益于美国发达的现货市场，美国是世界玉米最大的生产国和贸易国，这为玉米期货市场发展奠定了坚实的物质基础；另一方面，得益于美国政府的大力支持，美国政府通过财政补贴手段，鼓励农场主购买看跌期权，以此稳定玉米市场价格和玉米生产稳步发展；还有就是合约设计合理，各项规章制度比较完善，自律管理比较规范，经历了近150年的历史发展，玉米期货交易已进入理性运作时期。

3．1．2日本玉米期货市场概述

日本是世界最大的玉米进口国，年进口量占世界总进口量的20％左右。独特的市场地位使得日本玉米期货市场得到了较快发展。

1992年4月，东京谷物交易所(TGE)进行玉米期货交易试验；1994年4月，正式开始玉米期货交易,逐渐成为该所的支柱品种,成为TGE最重要的品种之一，并在世界农产品期货市场中占有一席之地。

日本目前已有三家交易所开展了玉米期货交易。在这三家交易所中，东京谷物交易所（TGE）的玉米期货合约十分成功，交易量曾一度超越芝加哥期货交易所，2001年位列世界第二大农产品期货合约。

TGE玉米期货合约文本

合约规格100吨

合约月份1，3，5，7，9，11

报价单位日元/吨

最小变动价位10日元/吨（1000日元/手）

最大波动限制400元/吨，标准价格小于15，000日元；

500元/吨，标准价格大于等于15，000日元小于25，000日元；

600元/吨，标准价格大于等于25，000日元小于35，000日元；

700元/吨，标准价格大于等于35，000日元；

交割月前一日起没有价格限制

持仓限制交割月份300手，交割月份前一月、前二月及前三月分别为600、1，500和3000手

最后交易日交割月前一月的第15日，若该日不是交易日，则提前到最临近的交易日

第一交割日交割月第一日

最后交割日交割月最后一日

标准等级美国3号玉米，水分低于15％

交割方式实物交割，CIF日本价格

交割地点鹿岛，千叶，川崎，横滨码头

日本玉米期货市场的主要特点是：

由于日本是世界玉米第一进口大国，其第一贸易伙伴是美国，因此，日本与美国玉米市场联系十分紧密，TGE玉米期货市场与CBOT玉米期货价格相关性较强，相关系数达到0.844以上。

另外，玉米合约成交规模基本稳定，但近年有所下滑。TGE玉米合约规模在上个世纪90年代中期呈现爆发性增长，目前该市场已逐渐趋于平稳，年成交量和持仓量基本稳定，近年来随着该所大豆及咖啡合约的推出，玉米成交规模有所下滑。

3．1．3其它玉米期货市场概述

相对于美国、日本两国，巴西、阿根廷、南非等二线玉米生产国产销量相对较小，市场影响力不大,成交量较小，在世界玉米期货市场中所占的份额不足1％。尽管如此，这些国家仍根据本国玉米现货市场的特点，建立了自己的玉米期货市场。

3．2中国玉米期货市场概述

玉米是我国最重要的粮食品种之一，占我国粮食产量的1／3，年产量和年消费量均在1．2亿吨左右，仅次于美国位居世界第二。

随着我国经济的发展，玉米逐步由口粮品种转变为工业原料，目前国内80％以上的玉米主要用于饲料、玉米淀粉、酒精、味精加工以及制药等。

3．2．1玉米期货第一次推出

中国的玉米期货市场是从1993年起步的。1993年11月18日，大连商品交易所正式开业，并推出玉米期货合约。玉米期货曾经是最活跃的期货品种，也是全国覆盖面最广的期货品种，当时15家交易所中就有七家交易所进行玉米期货交易。

1995年国务院第一次整顿期货市场，中国证监会批准上市玉米期货合约的交易所仍有6家，即：大连商品交易所、郑商品交易所、上海粮油商品交易所、北京商品交易所、成都联合期货交易所和长春联合商品交易所。

1995年5月23日，中国证监会以“证监发字[1995]77号）”文件，批准了玉米期货合约为正式上市合约。合约交易单位为10吨/张，最小变动价格为2元/吨，每日价格最大波动限制每吨不高于或低于上一交易日结算价3％，合约月份为1、3、5、7、9、11，交易时间为每周一至五上午9：00－11：30，最后交易日为合约月份第10个交易日，保证金为成交额或结算价计算合约金额的5％，交易手续费为3元/张。

在当时进行玉米期货的交易所中，大连商品交易所是中国玉米期货市场中最大的交易中心，而且其期货市场管理规范、交易活跃，较好的发挥了套期保值、价格发现两大功能，成为我国玉米期货交易的代表。大连玉米期货价格与现货价格联系紧密，国内著名期货专家童宛生教授在《中国期货》上曾撰文研究国内主要交易品种与现货的相关情况，计算出大连玉米期货的相关系数为0.95，居各品种之首，并且大连玉米与芝加哥玉米也显示出一定的联动性。

在我国玉米期货市场发展初期，由于各项交易规则和风险控制机制正处于形成过程中，因此大批投机者乘虚而入，形成了过度投机态势，这样，必然引起期货价格剧烈波动，在一定程度上会波及市场物价总水平和粮食市场供应的稳定。

1995年10月，玉米期货市场曾出现过巨大风险，出现了严重的C511事件（后面有此次事件的回顾）。鉴于这种情况，中国证监会决定暂时将玉米期货交易的保证金提高到20％，以图抑制玉米期货过度投机。

保证金大幅度的提高，必然抑制期货交易量，因此1995年10月以后，玉米期货交易趋于冷清，跌入低谷。此后，其他几家期货交易所的玉米期货交易也是一蹶不振，特别是郑州商品交易所基本上停止了交易。

1997年全国玉米期货成交量仅为34.23万吨，成交金额为3.84亿元，无论是成交量还是成交金额都很小，排在豆粕、高梁等小品种之后。

1998年国家第二次整顿期货市场，国务院出台27号文件，从1999年1月1日起，国家关闭了玉米期货市场。

3．2．2玉米期货C511事件回顾1

事件经过如下：

1994年10月，中国证监会发文暂停大米期货交易，大量投资者迅速转向玉米期货。由于当时玉米现货供应十分紧张，加之中美知识产权谈判破裂，中方取消了自美国进口大量玉米的计划，这更加重了国内玉米供不应求的状况。

在此情况下，多头投资者持续扩大其成交量与持仓量，把期价推得很高，C511合约在5月15日创下了玉米期货交易史上的天价2114元/吨，与当时的现货价差达600元／吨。

同时，当时长春联合交易所管理混乱，在玉米期货交易中多次发生严重违规事件，大量交割违约，并出现了大量的假仓单，引发了重大的经济纠纷，在社会上造成了恶劣的影响，引起了管理层的担忧。

1995年5月13日，国务院召开会议，国家采取了一系列措施来规范期货市场，一方面政府大量从美国进口玉米，以平抑南方不断上涨的玉米现货价格，另一方面，要求各期货交易所在必须在40个交易日之内，将玉米期货交易保证金逐步提高到20％以上，才使大连玉米的涨势得以遏止，C511以后的玉米期货合约基本处于停顿状态。

玉米期货C511事件，给我们留下了深刻的教训。它显示出我国玉米期货建立初期出现的一系列问题，期货市场混乱，多个交易所同时上市同一个品种，且合约设计、交割标准不统一；投资者缺乏理性；监管部门和期货交易所缺乏风险控制的经验，使期货价格过度偏离现货价格，导致期货市场功能失灵。

3．2．3玉米期货重新推出

国家经过两次对期货市场的整顿后，无论是运行环境还是市场秩序都已经走上了较为规范的道路，投资者的操作思路，经纪公司的服务，交易所的管理都变得更加理性和成熟。在这样的一个良好的市场环境下，于2004年9月22日，玉米期货在中国大连商品交易所重新上市。

那么我国为何要重新推出玉米期货市场呢？原因如下：

中国是世界玉米生产第二大国，其产量仅次于美国。

玉米是关乎国计民生的农产品。目前，我国已经成为农业进出口大国，但农产品贸易却还处于从计划分配向完全市场化运营转型时期。因为缺乏对国际期货市场的研究以及国内期货价格的引导，我国在玉米等大宗粮食贸易中往往出现廉价出口、高价进口的尴尬局面。

如：2003年国际玉米价格处于偏低水平，同年我国玉米减产，但玉米出口高达1640万吨，创下历史记录。在这一年的大部分时间，我国出口的玉米价格仅为每吨120美元左右，而且还要政府每吨补贴30美元左右。玉米配置的不合理，造成南方消费区玉米供应不足，国内玉米价格在第四季度一路飙升，广东港口一度涨到每吨1600元以上。2004年中国大幅度降低了出口计划，但国际

价格出现飙升，加上远洋运费创记录，美国玉米到亚洲成本价达到每吨210美元左右，而同期我国玉米到韩国的CNF价格（成本加运费），仅为每吨150美元，并且由于企业没有出口计划，只能望洋兴叹，错失良机。

而大连交易所玉米期货的推出，不但使我国具有了参与国际玉米价格定价的话语权，而且国内相关企业可以利用期货交易锁定成本、规避价格波动风险，同时建立了我国农产品的价格参照体系，为我国的粮食流通体制深度改革和国家粮食安全服务。

3．2．4玉米期货市场的现状

吸取以前玉米期货发生过的风险和经验教训，目前，经过两年多的发展，玉米期货市场规模不断扩大，市场运行稳健，期货价格能比较真实反映了现货市场供求，期货市场与现货市场实现了有效对接，下面对玉米期货的现状做一简要介绍：

1）目前采用的玉米期货合约，如下：

大连商品交易所玉米期货合约1

交易品种黄玉米

交易单位10吨/手

报价单位元（人民币）/吨

最小变动价位1元/吨

涨跌停板幅度上一交易日结算价的4％

合约月份1,3,5,7,9,11月

交易时间每周一至周五上午9:00～11:30,下午13:30～15:00

最后交易日合约月份第十个交易日

最后交割日最后交易日后第二个交易日

交割等级符合《大连商品交易所玉米交割质量标准（FC/DCED001-2004）》

交割地点大连商品交易所玉米指定交割仓库

最低交易保证金合约价值的5％

交易手续费不超过3元/手

交割方式实物交割

交易代码C

上市交易所大连商品交易所

大连商品交易所玉米期货市场交易的玉米品种是和美国芝加哥谷物交易所一致的，都是2号黄玉米。但合约月份不太一样。我国是1月，3月，5月，7月，9月和11月六个合约，美国是3月，5月，7月，9月和12月五个合约。

最低交易保证金也不一样，我国是合约价值的5％，而且在临近交割和进入交割月以后无论是保证金和持仓量的限制都是越来越严格；而美国采用的灵活的保证金制度，以降低交易成本，吸引更多的投资者，一般为4％左右，同时在进入交割月和交割月前一个月，保证金都维持不变，使投资者的交易成本没有发生改变，同时对套期保值客户实行保证金优惠政策，对于玉米来说，相当于正常保证金的74%；另外，在保证市场安全的基础上，对套利交易实行保证金优惠，相当于正常保证金的18%。

2）重新上市以来的交易情况

2004年到现在我国玉米期货市场的交易量情况，如下：

大连商品交易所玉米期货年度统计

成交量（手）成交额（亿元）占大商所交易量比例

2004.9.22116560901353.496.6％

2005437194645506.4622％

200613529007220366.7156.2％

2007.4.3281952644759.5260.9％

资料来源：大连商品交易所网站

从上表可以看出，经过两年多来的发展，玉米期货已经成为大连商品交易所的龙头产品，玉米期货的地位越来越高。

3）我国玉米期货价格的特点

首先，玉米期货价格与现货价格相关度逐渐增强（文章后面有较为详细的实证研究）；

其次，远期合约活跃，近期相对不活跃。而且每个合约的活跃度差别很大。比如现在是07年4月份，最活跃的合约不是C0705，也不是C0707，而是C0709，即07年9月份的合约。其中主要原因可能是由于我国有关期货市场的法规制度造成的，制度规定合约在临近和进入交割月后，对投资者的保证金和持仓限额的要求越来越严格，目的是将投机头寸从近期合约挤向远期合约，以保证进入交割月份的合约能够平稳交割，防范可能出现的“逼仓”等风险事件；

第三，每个合约的活跃度差别很大，每年5月和9月合约是一年中最活跃的，而其它几个合约相对不活跃。

第4章期货市场价格发现功能及相关研究综述

4．1期货市场价格发现功能的理论综述

在西方经济理论中，价格是由供给和需求两方面因素共同决定的。它是指：“在需求量和供给量相等的价格水平上，市场达到均衡。在均衡点上，价格既没有上升，也没有下降的趋势1。”

图示：

期货市场是反映未来时期的合约商品的供求关系，因此“期货价格是使期货市场供给与需求相平衡的价格2”，期货价格反映了未来商品的价格。而对于未来价格如何被发现的，也就是说怎样形成的，学者们进行了大量的理论研究，提出了很多不同的理论，其中最有代表性的，至今仍被广泛采用的期货价格理论主要有两个：

4．1．1持有成本理论

持有成本理论（或称仓储价格理论），是早期的商品期货理论，它是由美国著名的期货研究专家沃金（Working）在其经典著作《仓储价格理论》一文中提出来的。

由于期货市场早期主要是农产品期货，生产的季节性很强，而且从生产到销售要经过很长时间，在此期间价格可能会有很大的波动，给生产者和消费者带来很大的影响。由于储存商品需要支付一定的费用，且储存时间越长，成本越高因此。因此，沃金在此基础上提出了持有成本理论。

模型为：（4.1式）

其中，为期货价格

为商品的现货价格；

为存储成本（或称持有成本），包括：储存费用、利息支出和保险费用、损耗费等各种费用；

为储存期

它的含义是：期货价格等于即期现货价格加上合约到期的存储费用（即持有成本）。

沃金认为，期货交易平抑价格波动的功能是建立在仓储报酬的基础上。当仓储报酬为正时，期货价格高于现货价格，又称正向市场（ContagoMarket）,整个社会会保持一个相当大的仓储量，持有成本较大；而当仓储报酬为负时，期货价格低于现货价格，又称反向市场（InvertedMarket），一般发生这种情况，主要是因为现货供给不足，仓储商减少仓储，使供给不足现象得到缓解。期货市场正是利用仓储报酬来调节不同时间的供给分配，减缓价格波动，引导市场走向均衡。

这一理论，对后期的期货价格理论有很大影响，到目前为止，仍被很多学者在进行期货市场实证研究时广泛采用。

4．1．2随机波动理论

保罗?萨缪尔森（PaulA.Samuelson）是当代著名的经济学家，西方新古典综合学派的主要代表人物。他认为期货市场是完全竞争的市场，并对投机者的作用给予了充分的肯定，认为投机者减少价格和消费的不稳定性，并提供了市场的流动性使套期保值者能够通过期货交易来避免价格风险，因而发挥着有益于社会的作用。

萨缪尔森把自己对于商品期货价格的随机波动理论建立了一个数学公式1，他认为期货价格在理论上等于对期货合约到期日的现货价格的条件期望，公式如下：

（4.2式）

其中，：表示到期日为t+1的期货合约在t时期的价格

：表示到期日现货价格

：表示t时期的信息

该公式的含义是：在市场有效的情况下，期货价格反映了t时期所有的信息，期货价格应该是对到期日现货价格的条件期望，期货价格呈现随机波动的特征。

当时，表明t时期的信息没有充分反映到期货价格上，市场参与者可以使用额外的信息来预测，可以通过买入或者卖出期货合约来获得额外的利润，直到重新恢复到相等。

后来的学者根据萨缪尔森的期货价格理论，建立了与之相近的还有另外一种表述形式，即：期货价格是对期货合约到期日的现货价格的无偏估计。公式如下：

（4.3式）

其中，：表示交割日的现货价格；

：表示交割日为T的期货合约在t时刻的期货价格；

：表示误差项。

当随机干扰项U为白噪声序列，各序列相互独立且都服从正态分布,则满足无偏估计。

这个表达式本质上与萨缪尔森提出的公式意思相同，但更具有可操作性，在对期货市场进行实证研究中最为常用。

4．2国外相关研究综述

关于期货价格的研究，主要是从两方面进行的：一方面是理论探讨，另一方面是实证分析，下面简要回顾一下国外有代表性的一些相关研究。

对于期货价格的发现功能的研究，1983年Garbade和Silber建立了套利联接下的期货价格与现货价格关系的动态模型1，他们通过建立存在交易成本、套利限制情况下，由期货价格推算出当期预测的现货价格的模型，来验证期货价格与现货价格的趋合程度、期货价格是否引导现货价格以及期货价格与现货价格在价格发现功能中作用的大小，并通过对7种商品期货的实证研究，来分析期货市场的发达程度。这一模型现在仍被广泛采用。

1983年，Bigman等最早利用交割日的现货价格跟距离交割日一定时间间隔的期货价格作回归分析,并对玉米、大豆、小麦作了实证检验。

1983年，Goldfmb与Schechtman运用线性回归方法检验了芝加哥期货交易所(CBOT)小麦，玉米与大豆期货价格与其现货价格的长期关系问题。

1987年开始运用Engle和Granger提出的协整分析的方法研究非均衡经济变量均衡关系，该方法在期货价格与现货价格之间的动态关系研究中得到了广泛应用；

例如：Lai(1991)?Zapata(1995)以及Haigh(2000)等利用协整分析方法对期货价格与现货价格之间的相互关系进行了实证检验,研究结果显示,大多数期货价格与现货价格之间存在协整关系；

Fortenbery，Zapata(1993)对美国北卡罗莱纳州的大豆市场价格与CBOT的期货价格关联情况进行了研究，结果表明它们之间存在长期协整关系；

Booth，Brockman与Tse(1998)研究发现，芝加哥期货交易所(CBOT)与加拿大温尼伯商品交易所(WCE)的小麦期货价格之间存在协整关系，并且是CBOT单方面引导WCE的期货价格。

1992年Kremers对Engle和Granger两步法的协整检验提出批评，指出由于EG两步法是一种基于残差的协整检验，它附加了“公共因子约束”而降低了检验效果；而Johansen与Juselius在VAR多变量动态模型基础上，提出运用最大似然估计法进行多元协整检验的统计方法则可以避免以上情况的出现情况。

Hasbrouck(1995)在协整分析的基础上,对长期作用部分的总方差进行分解,计算出每个因子的贡献,由此确定期货市场和现货市场在价格发现功能中作用的大小。

4．3国内相关研究综述

我国期货市场已经运行了十余年了，由于与国外上百年的探讨还有很大差距，因此，我国学者没有在期货价格理论上提出什么理论，而是在国外比较经典的理论和实证研究的基础上，对我国期货市场上的不同期货品种的价格发现功能做了很多的研究，但主要集中在铜和大豆上，其他品种的研究相对较少。

华仁海、杨朝峰、陈伟忠、张黎、徐信忠、杨云红、朱彤等学者分别对铜、铝、橡胶期货市场的价格发现功能的进行了实证分析，采用的数据多为日数据；

王骏、张宗成、刘庆富、张金清、夏天、程细玉、王健、黄祖辉、李慧茹、刘凤军、刘勇等学者分别对黄豆、硬麦、大豆、豆粕、小麦、棉花期货市场的价格发现功能进行了实证分析，采用的数据多为周数据；

以上运用的研究方法主要采用的是协整检验和GS模型，有个别研究采用的VAR模型、信息共享模型、波动溢出效应、方差分解等模型。

对于玉米期货价格发现功能的研究相对较少，从目前能收集的资料来看，只有两篇，下面分别简要介绍一下：

一篇是1997年童宛生,胡俞越,冯中越等学者在《中国商品期货价格形成理论与实证分析》1一书中，对期货市场整顿前的四个玉米期货合约的期货价格进行了实证分析。

数据是随机选用大连商品交易所四个玉米合约：9411、9503、9505、9507，现货价格选择了大连仓库交货价算术平均后的旬平均价；期货价格是把玉米期货交易的日结算价处理成旬平均价；

采用的分析方法是走势图分析、基差分析、相关性和因果性分析；

得出的结论是：玉米的现货价格和期货价格的相关性较高，两者变动的方向是相同的，但没有反映出期货价格对现货价格的上升起了推动作用；这一时期套期保值者占很小比例，投机成分很大，无论是期货价格还是现货价格都受到政府宏观经济政策的影响很大。

另一篇是2006年6月田彩云、郭心义的《我国玉米期货市场发现价格功能的实证分析》1一文，是对大连玉米期货自2004年9月22日上市一年以来的价格发现功能的实证分析；

数据选取了大连玉米期货品种的连续周价，具体方法是：选取主力合约（即最近期月份的期货合约）的每周同一天的收盘价格，在最近期期货合约最后交易日的下一个数据，选择下一个最近期月份的期货合约的每周同一天的收盘价格，以次类推，得到连续的期货周价序列。其中节假日视为价格不变，即与前一交易日的价格相同；与期货价格相对应，现货价格选取了辽宁大连港口二等玉米平仓价格；

采用的方法是：相关系数、协整检验、Granger因果检验、Garbade-Silber模型。

得出的结论是：大连玉米期货价格与国内玉米现货价格均是非平稳的，但它们的一阶差分是平稳的；二者之间存在协整关系，且期货价格是现货价格的无偏估计量，说明大连玉米期货市场的运行是有效的，大连玉米期货价格具有发现价格的功能；对大连玉米而言，仅存在期货价格对现货价格的引导关系，而现货价格对期货价格不具有Granger引导作用，说明玉米市场的发现价格功能中期货价格起着决定性的作用；一年来大连玉米期货市场发现价格功能发挥良好，为政府制定宏观经济政策提供了参考依据。

在进行国内关于价格发现功能相关研究的分析过程中，笔者发现有两个问题：

第一：期货价格数据的选取

我国学者在期货价格数据的选取上，主要有两种方法，一个是采用收盘价（最多），另一种采用的结算价。笔者认为选用结算价更为合理。主要是因为：

收盘价(Closeprice)：是指某一期货合约当日交易的最后一笔成交价格。

而结算价(Settlementprice)：是指某一期货合约当日成交价格按成交量的加权平均价。

取收盘价随机性强，放大的波动率，对研究结果有影响，取结算价是每日期货交易的一个均值，其价格更有代表性。

而且国内外一些期货价格方面的著名学者和专家在进行期货市场研究时，用的也是结算价。例如：GS模型的作者Garbade和Silber曾对美国小麦、玉米、燕麦等七种期货商品做了实证检验，用的是结算价；国内著名期货专家童宛生教授在研究玉米期货时、中南大学商学院期货价格理论专家罗孝玲教授以及大连商品交易所在做大豆期货研究时用的都是结算价。

第二：合约的选择

由于同一时间会有多个合约的期货价格，比如：玉米期货目前就有C0705、C0707、C0709、C0711、C0801、C0803六个合约的期货价格，每个合约在不同的时间到期，为克服期货价格选取的不连续，就产生了多种的选取方法。

有的是选取最近期月份的期货合约的价格，在最近期期货合约最后交易日的下一个数据，选择下一个最近期月份的期货合约的价格，以次类推，得到连续的期货价格序列，其中节假日视为价格不变，即与前一交易日的价格相同（这是采用最多的一种方法）。

另外，国外研究都是以近期合约作为连续价格选取的，而其近期合约也是最活跃的合约，而我国与此不同，是远期合约活跃，且每个合约的活跃程度有不规律的特性。于是，有的学者选择的是相隔4个月的合约组成连续的期货价格序列；

还有一种方法是，由于考虑到最活跃的合约反映期货市场价格发现功能更强，于是选取的是最活跃的合约组成连续的期货价格序列。

由于选取合约以及期货价格数据方法不同，对实证的结果会有产生一定的影响。

第5章中国玉米期货市场价格发现功能实证研究

5．1本文采用的研究方法

采用不同的合约选择方法组成一个连续序列，因选取方法不同，结果差异也较大，为了避免此种弊病，本文对大连商品交易所的每一个合约、按不同的时间间隔分别研究，深入探讨玉米期货上市两年半来价格发现功能发挥的如何。

本文在以前学者的研究的基础上，采用的研究方法是：相关分析、走势图和套利检验。首先采用相关分析的方法，算出每一个合约的期货价格与现货价格的相关系数，它能够反映期现价格之间的密切程度，相关系数越高，他们之间的相关性越好，越能发现真实有效的价格；在此基础上，为了更直观的观察每个合约的情况，分别对17个合约画出期货价格和现货价格的走势图，来分析一下它们的价格趋势如何；进一步，运用GS模型（后面有介绍），分别对每个合约进行套利检验，详细分析不同时期、不同合约的玉米期货价格发现功能的发挥情况。

5．2实证研究

5．2．1相关分析

我国玉米期货自2004年9月22日上市以来，共产生了20个合约，由于0711、0801和0803距离现在还有很长时间，且分析数据不足，所以取了17个合约，期货数据来自大连商品交易所1，现货数据来自天琪期货网站2，日数据，跨期从2004年9月22日至2007年3月30日，计算出每一个合约的期货价格和现货价格的相关系数，得出的结果见表5.1：

表5.1我国玉米期货价格与现货价格相关系数表

合约个数合约相关系数样本量

1C05010.46225278

2C05030.176481111

3C05050.210114156

4C05070.305106195

5C05090.312844239

6C05110.249486277

7C06010.330954243

8C06030.420345245

9C06050.660173243

10C06070.479414244

11C06090.193412244

12C0611-0.04319244

13C07010.547538243

14C07030.749519243

15C07050.827898213

16C07070.924916172

17C07090.911553128

从表中可以看出，2005年的合约相关系数比较低，越接近于0，越说明期货价格与现货价格相背离，说明我国玉米期货市场一年之内，期货价格与现货价格还不太相关；

2006年合约的相关系数有所提高，尤其是C0605，相关系数已经提高到0.660173，说明我国期现价格密切程度在提高，但C0611合约的相关系数为负，期货价格与现货价格完全背离；

2007年合约的相关系数越来越高，尤其是C0705、C0707和C0709，相关系数均大于80％，说明我国玉米期货价格与现货价格的联系越来越紧密。越接近于1，说明在期货市场的套期保值者，持有反向的期货头寸，可以规避现货价格的风险，期货市场的价格发现功能发挥得越好。

从相关系数的发展可以看出，随着时间的推进，我国玉米期货的价格与现货价格越来越紧密，期货市场越来越能发挥其应有的功能。

5．2．2走势图分析

下面是17个合约的期货价格与现货价格的走势图，用F表示期货价格（蓝线部分），用P表示现货价格（红线部分）：

C0501合约走势图（78个样本）相关系数0.462252

C0503合约走势图（111个样本）相关系数0.176481

C0505合约走势图（156个样本）相关系数0.21011

C0507合约走势图（195个样本）相关系数0.305106

C0509合约走势图（239个样本）相关系数0.312844

C0511合约走势图（277个样本）相关系数0.249486

C0601合约走势图（243个样本）相关系数0.330954

C0603合约走势图（245个样本）相关系数0.420345

C0605合约走势图（243个样本）相关系数0.660173

C0607合约走势图（244个样本）相关系数0.479414

C0609合约走势图（244个样本）相关系数0.193412

C0611合约走势图（244个样本）相关系数-0.043190

C0701合约走势图（243个样本）相关系数0.547538

C0703合约走势图（243个样本）相关系数0.749519

C0705合约走势图（213个样本）相关系数0.827898

C0707合约走势图（172个样本）相关系数0.924916

C0709合约走势图（128个样本）相关系数0.911553

从以上17个走势图上可以清楚的看到期货价格与现货价格的走势情况，下面笔者分年度分析一下：

2005年的6个合约：

C0501和C0503，现货价格基本上一直高于期货价格，直到临近交割日，期货价格收敛于现货价格，并略高于现货价格。从图上看，是完全的反向市场的表现，即现货价格高于期货价格。从理论上来讲，出现这种情况主要有两个原因：一个是人们对现货的需求更迫切，远大于近期产量和库存量；另一个原因是人们预计未来的玉米供给会大幅度增加。反向市场存在负的仓储成本，持有现货仍有持仓费的支出，只是由于购买者对现货需求更迫切，愿意承担全部持仓费。但随着交割月的临近，现货价格与期货价格会逐步收敛一致。

笔者认为，还有一个可能的原因是，人们对期货市场认识还不足，从相关系数看，期货价格与现货价格关系很弱，两个市场在此时基本上是独立运作的，期货市场的功能发挥不强。

从C0505始，以后的4个合约，开始时，仍是现货价格高于期货价格，随着时间的延长，逐渐地期货价格开始高于现货价格，并且越往后的合约，C0507、C0509和C0511，这种趋势越明显。说明是正向市场，期货价格开始显现出其对现货价格的引导作用，玉米期货市场的功能逐步增强。

但C0507和C0509到交割日，期现价格没有收敛。从理论上讲，在交割月，期现价格必将收敛一致。C0507和C0509合约的表现，与理论上讲的不一致，究竟什么原因造成了此种情况，尚需探讨。推断一下，可能是我国期货市场还不够成熟的表现。

2006年的6个合约：

从图上看，06年的6个合约，期货价格基本上一直高于现货价格，说明期货市场是正向市场，走势基本一致，相关系数的也比2005年有所提高。

但个别合约表现不佳。C0611合约虽然期货价格仍高于现货价格，但相关系数为负，期货价格变动方向与现货价格变动方向呈相反方向，说明两个市场完全背离。

总体上看，2006年的合约市场表现要高于2005年的合约，说明我国玉米期货市场取得了一定的进展。

2007年5个合约：

从图上看，07年的5个合约，期货价格与现货价格基本上呈同方向和趋势的变化，相关系数进一步提高，而且越往后相关系数越高，刚刚交割完的C0701和C0703合约，较好的呈现出临近交割期现价格收敛的特性。这都说明我国的玉米期货市场功能发挥越来越好了。

5．2．3套利检验

从以上的相关系数和走势图分析中，我们可以清楚的看到，我国玉米期货上市两年半以来逐步成熟的一个发展脉络。下面，本文进一步用套利检验的方法，详细分析一下不同合约、不同阶段期货价格与现货价格的关系，以及他们各自在价格发现中的地位。

5．2．3．1模型的理论基础

1983年Garbade和Silber建立了套利联接下的期货价格与现货价格关系的动态模型，此模型非常经典，常被称之为“GS模型”，至今在研究期货市场的价格发现功能的时候仍被广泛采用。本文就是采用此模型进行我国玉米期货价格发现功能的研究。

Garbade和Silber认为，通常情况下，期货价格与现货价格的关系如下：

（5.1式）

其中：表示k期对数化的期货价格；

表示k期对数化的现货价格；

表示升水，该升水反映了延期支付的费用，即持仓费，包括：仓储费、损耗费、资金成本等。

公式的含义是：期货价格等于现货价格加上一个升水。在现实中，由于套利成本的存在，和，二者不可能完全相等，于是他们用表示与现货对等的价格（Cashequivalentprice）,即,表示当等式成立时在期应该存在的现货价格。

在此基础上，他们建立了两期进而推广到多期的可储存商品期货市场与现货市场的均衡模型，经过严密的数学推导，得出如下模型：

（5.2式）

其中，表示时的现货价格；表示时与现货相对等的价格（Cashequivalentprice），、、和为常数，和为随机误差项；和期之间可以相隔个交易日；他们用表示在价格发现过程中，期货价格相对于现货价格来说的主导程度。

5.2式从动态角度反映了、和、之间的关系，此式还可以转换为：

（5.3式）

（5.4式）

5.3式中的可以表示前一期的期货价格对当期现货价格的影响力，值越大，表明影响力越强；5.4式中的可以表示前一期的现货价格对当期期货价格的影响力。

令，5.2式可以变为：

（5.5式）

则：（5.6式）

值表示期货价格与现货价格的趋合程度。值越大，期现价格越没有趋合，套利弹性越小，套利活动越不充分；值越小，则表明期现价格越趋合，套利弹性越大，套利活动越充分，期现价格差异会通过套利活动而消失。

5.6式中，越接近于1，越表明期货市场在价格发现中居主导地位，期货价格领先于现货价格的变化。

Garbade和Silber还通过此模型，对美国小麦、玉米、燕麦等七种期货商品做了实证检验，得出小麦期货价格在价格发现功能中占85％，玉米占76％，燕麦占54％。

5．2．3．2数据的选取及处理方法

a.期货价格的选取

检验的合约包括从2004年9月22日上市以来的17个玉米期货合约，期货价格的选取，笔者认为取结算价比取收盘价更为合理，因此期货价格选取的是各个合约的每日结算价，时间跨度从2004年9月22日到2007年3月30日，两年半的时间，共610个数据；数据来源：大连商品交易所1。

b.现货价格的选取

由于大连玉米商品交易所位于东北玉米生产带，大连市又是我国主要的玉米进出口港口，因此，与期货价格相对应，玉米现货价格选取的辽宁大连港口二等玉米的每日发货价，此价格具有很好的代表性，进行现货交易的玉米质量标准也与大连玉米期货合约的质量标准一致。

数据来源：天琪期货网站。现货价格日期与期货价格日期基本上能对应上，但有个别缺省日期数据，由于现货价格变动每日不是很大，就选取离缺省数据临近的现货价格作为缺省日期的现货价格。现货价格时间跨度与期货价格一样，也是2004年9月22日－2007年3月30日，共610个数据。

c.时间间隔的选取

各个合约在进行检验的时候,选取的时间间隔是从小到大依次选取，根据计算的结果而定，如果某一时间间隔的数据显著性水平低于10%，则停止扩大其时间间隔。

t期与t－1期的时间间隔，分别用－1，－2，－4，－6，－8，－10，－12，……等表示时间间隔为1周、2周、4周、6周、8周、10周、12周，……等

d.期货价格的贴现处理

即：将期货价格扣除考虑资金成本和仓储成本后，得到与现货价格相对应的价格，也即：（5.1式）

对5.1式取对数，则得出：（5.2式）

式中，代表经过利息贴现和扣除持仓费后的与现货相当的价格；

代表期货价格；

：代表仓储费用（元/吨）；

：利息率（年利息率/360）;

：距合约到期时的时间（单位：天）；

其中：仓储费用的计算：=每日的仓储费用*，每日仓储费用的计算是以大连商品交易所提供的规定为标准的，信息来源大连商品交易所网站1，见表5.2：

表5.2大连商品交易所玉米仓储及损耗费明细

品种仓储及损耗费标准

5月1日—10月31日11月1日—4月30日

玉米0.6元/吨天0.5元/吨天

其中：利率的计算，采取中国金融机构银行贷款利率来作为贴现率，数据来源中国债券信息网2，见表5.3：

表5.3中国2002年以来金融机构基准贷款利率变动详细表

六个月内（％）一年期(%)一至三年(%)三至五年(%)五年以上(%)

2002/02/21—5.045.315.495.585.76

2004/10/29—5.225.585.765.856.12

2006/04/28—5.405.856.036.126.39

2006/08/19—5.586.126.306.486.84

由于我国自2002年以来金融机构基准贷款利率做了几次调整，相应的在计算的时候，利率也根据具体时间的不同，做出相应的变动。

根据距合约到期日时间的长短，使用的是不同期限的利率水平，具体做法：距到期日的时间小于或等于6个月的，用6个月的短期贷款利率来进行贴现；距到期日的时间大于6个月而小于1年的，按1年的短期贷款利率来进行贴现；距到期日的时间大于1年的（只有C0511一个合约），按1－3年的中长期贷款率进行贴现。

5．2．3．3检验步骤

先找出与现货价格日期相对应的期货价格，然后在此基础上，把期货价格贴现处理为与现货价格相对应的价格，按照每个合约的时间间隔的不同－1，－2，－4，－6，－8，－10，－12，……等分别取值，例如：－1表示提前1周的期价或现价，做完提前一周的，依次做提前2周、4周、6周、……等，直到数据显著性水平低于10%停止，用来研究玉米期货价格提前多久的价格发现功能发挥较好。利用以下方程分别求出三个参数：

参数1：

（5.3式）

式中的即，前面GS模型已经介绍，它表示期货价格与现货价格的趋合程度；

参数2：

（5.4式）

式中的即，它表示前一期的期货价格对当期现货价格的影响力；

参数3：

令，则（前面4.9式有推导）

反映了期货市场对于现货市场在价格发现中的地位。如果，说明在价格发现功能中，期货市场在价格发现中的地位处于主导地位，期货价格领先现货价格的变化；如果，则说明在价格发现功能中，现货价格的地位处于主导地位，现货价格领先期货价格的变化。

以上所有数据的计算都采用的Eiews5.0软件。

5．2．3．4检验结果分析

通过分别对每一个合约，不同的间隔时间的计算，得出、和三个参数的计算结果，为了更直观的观察每个参数的变化，对不同年度的三个参数分别作图，可以发现一些规律。由于有的合约数值太少或干脆缺省，在作图的时候就予以省略了。

参数1的结果，见附录1表5.4

表5.4中2005年6个合约的值图示

表5.4中2006年6个合约的值图示

表5.4中2007年5个合约的值图示

从以上三个图中，我们可以清楚的看到，值随着时间间隔的增大，呈现出下降的特点。值表示前一期的期货价格（）与现货价格的差异在多大比例上延续到下一期。值越大，则有越大比例的期现价格差异留存到下一期，表明套利不充分，使得大部分价格差异留存到下一期。从表5.4中的检验结果可以看出，时间间隔越长，套利弹性越大（即值越小）。这是市场有效率的表现，因为时间间隔越长，套利的时间余地就越大，套利活动越充分，前一期的期货价格与现货价格的价差会随着套利活动的充分而消失。从三个图中，可以发现，07年的合约比06年的合约与05年的合约，值的提前时间越来越短，07年提前6到8周、06年提前10到12周、05年提前18到20周才能通过套利活动消除期现价差，这说明我国玉米期货市场一年比一年更有效率。

参数2的结果，见附录2表5.5

表5.5中2005年6个合约的值图示

表5.5中2006年6个合约的值图示

表5.5中2007年5个合约的值图示

从以上三个图中，我们可以清楚的看到，值随着时间间隔的增大，呈现出上升的特点。表示前一期的期货价格对当期现货价格的影响力，越大，表明影响力越强。从检验结果可以看出，的变化特点符合有效市场的变化规律。在较短的时间间隔内，前一期现货价格对当期的现货价格的影响，要大于前一期期货价格对当期的现货价格的影响。随着时间的延长，越早的现货价格对当期的现货价格的影响越弱。这是现货价格短期性的特点决定的。而期货价格与之不同，期货市场的特殊的交易机制使得期货价格在反映当期和未来的信息上，比现货价格更有优势，虽然在较短的时间间隔内，期货价格对未来现货价格的影响力较弱，但随着时间间隔的延长，期货价格对未来现货价格的影响力会逐渐增强。从检验结果及其05年、06年和07年合约的值图示可以看出，07年的值要高于06年和05年的，说明期货市场的价格发现功能在逐年提高。

参数3的结果，见附录3表5.6

表5.6中2005年6个合约的值图示

表5.6中2006年6个合约的值图示

表5.6中2007年5个合约的值图示

从表5.6和以上三个图中，我们可以清楚的看到，07年C0701、C0703和C0705的三个合约值，在提前4周内，均大于0.5，这说明在价格发现功能中，期货市场在价格发现中的地位处于主导地位，期货价格能提前4周比较好的反映现货价格的变化。06年C0609合约表现也不错，提前6周之内，值大于0.5。05年C0511合约也在提前4周内，值大于0.5。这说明我国期货市场随着这两年的发展，期货价格逐渐在价格发现功能中，处于主导地位，期货市场的功能逐步增强。

虽然05和06年有个别合约的值大于0.5，但从整体上看，表现不佳，出现大于1的情况，且大大超过1的数值，这不是说明它们的市场效率高，而是因为的值为负值，也即前一期现货价格的变化与当期期货价格的变化呈相反的方向，这是违背价格变化规律的。从走势图也可以看出，这几个合约期现价格走势很多时候是相反的。

从三个图示中，我们还可以发现随着时间跨度的延长，值逐渐变小，这说明时间跨度越长，期货价格在价格发现功能中的主导地位变弱，也反映出时间间隔越长，期货价格对现货价格的预测能力越弱。这也是符合价格发现规律，因为当预测的时间越长时，影响现货价格的因素还不能完全体现，预测的准确度会较低，时间短一点，预测的准确度会提高。

本章小结

通过从相关分析、走势图和套利检验三个不同的角度对我国玉米期货市场的实证研究，可以得出以下结论：

1．期货价格与现货价格的相关性来看，我国玉米期货市场一年比一年有所提高，07年的合约期现价格都有很好的相关性；

2．从期货价格与现货价格的走势图来看，07年比前两年有大幅度提高；

3．从套利检验的结果来看，07年的期货合约比前两年表现都要好，期货市场在的价格发现功能处于主导地位，而且07年的几个合约都很稳定。

4．从不同年份的合约来看，同一年里每个合约表现差异较大。05年只有C0511和06年只有C0609表现较好，其它合约表现很差，说明前两年的期货市场不够成熟和稳健，而07年的合约表现一致且都较好。

5．从同一年的三个参数值的表现来看，07年的合约、和三个参数值图示都呈现出良好的规律性，而05年和06年的合约表现就较为混乱，这进一步说明前两年的期货市场不够稳定，而从2007年的合约开始，我国玉米期货市场有了稳定的发展。

6．从不同时间间隔来看，我国玉米期货价格能提前4周对现货价格有一个较好的预测。

以上研究，都从不同的角度证明了我国玉米期货市场经过两年多的发展，价格发现功能的发挥程度越来越高，特别是07年以来有了长足的进步，这说明我国玉米期货市场逐步走向成熟。

第6章一点想法和建议

本文通过对中国玉米期货市场价格发现功能的实证研究，可以清楚的看到，虽然我国玉米期货上市只有两年半的时间，但是在迅速的走向成熟，期货市场的价格发现功能逐年增强，特别是2007年，无论从相关性和期货价格在价格发现中的作用来看，都有很好的表现。

我国是农业大国，玉米期货非常重要，玉米期货市场功能很好的发挥，对政府制定宏观经济政策可以提供很好的价格信号，对生产者、消费者以及贸易商规避风险也有很好的作用，同时它对稳定我国粮食安全也有重大的意义。

但是，我们也要看到，与美国等发达的玉米期货市场相比，我国还有一定的差距，因此，我们需进一步研究如何使我国玉米期货市场功能发挥的更好。本文通过对玉米期货的研究，进一步对我国农产品期货市场的发展，提出一点想法和建议。

从世界上成熟的期货市场来看，其许多成功的经验值得我们借鉴。美国借助期货市场成为全球大宗农产品的定价中心，农产品期货价格成为确定现货价格的基准，并通过期货市场为农场主和贸易商提供了避险工具。他们的成功主要是几方面的因素，一个是有发达的现代农业和现货市场，高度组织化的中介组织和良好的流通网络，另外还有政府的大力支持，以及良好的内部制度环境。

我国期货市场需要改善的地方还有很多，笔者建议我国发展期货市场可以先从以下方面进行：

1．增加农产品期货的品种

我国目前上市的农产品期货品种只有10种，与我国农产品在世界贸易中的地位不符，因此应大力加强期货品种的推出，特别是我国加入WTO后，有更多的相关企业需要期货市场避险，更应加快推出新产品的步法。

2．增加期货市场的活跃度

我国期货市场的参与者还不够多，特别是广大农民还没有用期货市场避险的概念，另外，已有的参与主体，其专业能力也较弱，缺乏套期保值的技巧，因此，政府应加强这方面的宣传教育和引导。

3．政府应大力扶持农产品期货市场

虽然我国期货市场的建立是在政府主导下建立起来的，但是政府在支付期货市场的发展方面，监管的多，扶持的少，政府应借鉴美国的成功经验，采取积极措施扶持期货市场的发展。

4．交易所应降低期货交易的保证金

从目前我国来看，我国的期货交易的保证金比国外要高，使得期货市场的参与者还不够多，而且临近交割月要提高保证金，造成交易者的交易成本提高，而美国是鼓励农场主套期保值，保证金非常低，临近交割月也不提高保证金水平。因此建议我国在保证金制度上要进行改革，以扩大投资者的数量，增加期货市场的活力。

本文对玉米期货价格发现功能的研究进行了一下初步的尝试，在此基础上提出了一点粗浅的认识，希望对相关人士认识期货市场有一定的参考作用。

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期货价格范文篇7

关键词:PTA期货格兰杰因果检验协整检验误差修正模型

一、引言

在市场经济条件下,价格机制是市场经济的核心机制.市场对资源的配置主要通过价格变动来实现,有效的价格形成机制是实现资源优化配置的前提.价格发现是期货市场的主要经济功能之一,目前对期货市场有效性的研究是以协整理论为核心的协整检验、误差修正模型、VAR模型等较新的计量分析方法.PTA是精对苯二甲酸(PureTerephthalicAcid)的英文缩写,是重要的大宗有机原料之一,其主要用途是生产聚酯纤维(涤纶)、聚酯瓶片和聚酯薄膜,广泛用于与化学纤维、轻工、电子、建筑等国民经济的各个方面,与人民生活水平的高低密切相关.其在化工中的位置和整体流程的关系如图1所示[1].

简单地说,PTA的原料是PX,PX的原料是石油,PTA的下游产品主要为涤纶长丝、短纤、切片(包括纤维切片、瓶用切片、薄膜切片).PTA在以上产业链中是石油的末端产品,由于很多大的聚酯厂中间不切片,而直接从PTA生产出涤纶短纤和长丝,因此PTA是化纤的前端产品,也可以说PTA是石化与化纤产业链的分水岭.从工艺流程上来看,影响PTA价格的常规因素主要是以下三个方面:(1)原油价格(2)PX价格(3)相关产品MEG价格(有研究表明PTA价格和原油、PX和MEG的价格相关性分别达到0.78,0.91和0.81[2]).此外GDP、汇率、进口量及到货时间,下游聚酯工厂的原料库存,PTA工厂自身的运行负荷等因素亦会对PTA价格产生影响.

2006年12月18日,PTA期货在我国的郑州商品期货市场正式上市交易,中国成为全球首个上市PTA期货的国家.自上市以来PTA交易规模不断扩大,成交量、持仓量稳步增长.2009年全年共成交10549万手,成交金额38141.88亿元,同比别增长200.26%和211.94%.2009年成交量和成交金额分别占全国期货市场份额的4.89%和2.92%.PTA期货已成为我国期货市场中交易最活跃、发展最快的期货品种之一.作为PTA(精对苯二甲酸)主要的消费国和进口国,PTA价格的变化在很大程度上影响着我国相关化纤企业的生产经营的成本.一个规范成熟的期货品种价格能够较好的反映现货市场供求趋势,并提前发现未来现货市场的均衡价格,而不成熟的期货品种,其价格很可能完全背离现货基础,给市场带来额外的风险及负面作用.

近年来国内学者对期货和现货价格相互关系,及波动性的影响进行了较为广泛的研究,对化工期货研究也不胜枚举[3-7],但对于PTA的研究还比较少.本文选择了郑商所的PTA期货价格以及国内,国外的PTA现货价格作为研究的样本数据,通过分别采用相关性分析、ADF单位根检验、格兰杰因果检验、协整检验、误差修正模型等实证研究方法对PTA期货价格和现货价格的互动关系进行分析,以期探索PTA期货市场和现货市场之间的动态关联关系.

二、样本选择与分析方法

本文研究的样本区间为2007年4月26日至2010年4月26日,选取郑州商品交易所离到期日最近的PTA期货合约每日结算价作为期货价格样本,记为FPTA.将进口的PTA现货价格记为SPTA1.国内生产的PTA现货价格计为SPTA2,剔除期货市场与现货市场不同时进行交易的交易日数据,得到687个样本.最近1年内的PTA现货和期货价格如图1所示.从图1看出,PTA期货价格与现货价格的变动趋势比较吻合,这为套期保值功能的发挥提供了基础.其中期货数据来自郑州商品交易所,现货数据来自于中国化纤经济信息网(),并和国家统计局的月度数据进行了比对.本文的数据分析采用的是EVIEWS5.1[8-9]和SPSS16.0进行.

三、研究过程及分析

(一)相关性分析

相关性分析是为了检验我国PTA期货的套期保值作用.用H=ρ2×100%来表示套期保值的效率,ρ为现货价格和期货价格之间的相关系数.经检验,期货价格FPTA与国内现货价格SPTA2之间的相关系数为0.95073,二者具有显着的相关性,分析结果如表1所示.根据套期保值效率的计算方法可知,我国PTA期货的套期保值效率达到90%,而期货价格FPTA与进口现货价格SPTA1之间的相关系数为0.82528,二者也存在较高的相关性.这可能是由于我国作为世界上最大的PTA消费国,国内的需求对国外PTA生产厂商具有较强的影响能力所致.

(二)平稳性检验

对于非平稳的变量需要检验其差分的平稳性,这是检验期货价格与现货价格之间是否存在协整关系的前提[8].为克服分析过程中可能出现的异方差问题,对原数据进行对数化处理,LnSPTA1,LnSPTA2和LnFPTA分别代表PTA每日的现(进口和国产),期货价格.ΔLnSPTA1,ΔLnSPTA2和ΔLnFPTA分别代表以上项目的一阶差分.利用ADF模型对期货价格与现货价格序列的平稳性进行了检验,结果如表2所示.

根据表2的检验结果,在1%的置信水平下,进口、国内现货PTA和期货PTA价格的ADF值均不小于ADF临界值,故不能否认零假设,这表明期货PTA价格和进口、国内现货PTA价格均是非平稳的.对期货PTA价格和进口、国内现货PTA价格的一阶差分进一步进行ADF检验,结果表明一阶差分数据在1%置信水平上均明显小于临界值,不能拒绝零假设,表明郑州PTA期货和进口、国内PTA现货的价格均是一阶平稳的.

(三)格兰杰因果检验

相关性的分析没有涉及到因果关系,为了进一步了解进口、国产PTA现货价格与PTA期货价格之间的相互引导关系,需进行Granger因果关系检验,在确定了最价滞后期的基础上,做如表3所示的检验.

通过表3的检验结果可知,国内的现货PTA价格和期货PTA价格是互相引导的,表明PTA期货市场的价格发现功能显着,而同时在市场中现货价格也充分的影响期货的走势,可以通过国内现货和期货的价格中的任何一个来分析预测另一个的走势.从绝对的数值来看,国内期货价格对现货价格的引导作用超过现货对国内期货价格的引导作用进口现货PTA对期货PTA也表现引导作用,这和国内PTA市场和国际供需的联动性有关.国内现货和进口现货之间在两个方向上未表现出互相引导的作用.对于期货PTA来说,其对进口现货的价格还没有达到引导的作用.产生这种现象可能的原因是:中国虽然是PTA最大的生产国和消费国,但PTA中最主要的原料PX直接来源于原油,使得其与原油价格具有很高的同步性.因此,PTA国内现货市场代表的国内需求效应对PTA海外价格的决定权还是比较有限的.从根本上看,PTA在国内作为中间产品的产品效用要大于其作为化纤原料的原料效用.

(四)Johansen协整检验

协整检验是指如果2个或2个以上变量的时间序列是非平稳的,但它们的某种线性组合却表现出平稳性,则这些变量之间存在长期稳定的协整关系.在ADF单位根检验的基础上,利用极大似然估计法对PTA国内、进口现货和期货进行协整检验,其检验结果见表4.

由表4中的极大拟然比检验统计量值可知,对于进口现货和国内期货,在5%显着水平上,迹统计量和最大特征值统计量均拒绝r≤0和r≤1的原假设,表明PTA期货与进口现货之间不存在长期均衡关系.对于国内现货和国内期货,在5%显着水平上,迹统计量和最大特征值统计量均拒绝r≤0的原假设而接受r≤1的原假设,表明PTA期货价格与现货价格之间可能存在一个协整关系.就其短期趋势来看,期货与现货价格之间可能出现暂时的背离,从长期来看,期货价格与现货价格保持着长期的均衡关系,为了进一步验证该推论的可靠性,考虑到现货和期货价格时间序列满足协整检验的条件,采用E-G检验法来验证PTA国内现货和期货的长期均衡关系.先用OLS(ordinaryleastsquares)方法对PTA国内现货价格和期货价格的时间序列进行回归,得到如式(1)所示回归方程和残差序列.

模型常数项及期货价格序列的系数P值都低于0.05,而样本的可决系数(0.943)以及修正可决系数(0.942)表明回归方程的线性回归拟合度较好.对残差序列的单位根检验,结果如表5所示.经检验,在1%,5%和10%三个置信度水平下,残差序列ADF值均小于临界值,拒绝原假设,即残差序列为平稳过程.因此,可以认为PTA国内现货价格和期货价格之间存在长期均衡关系.

(五)误差修正模型

由协整检验结果可知,期货价格与现货价格之间存在协整关系.根据Granger定理,必定存在一个误差修正模型用以描述二者之间的短期动态非均衡关系.根据AIC和SC准则确定的最优滞后期数为1,现货价格SPTA2与期货价格FPTA之间的向量误差修正模型估计结果如式(2)所示:

经计算,方程的回归系数P值均小于0.05,符合显着性检验要求.误差修正系数为负且较小,说明以下问题:(1)误差修正系数为负说明在PTA现货和期货之间存在一个反向修正关系.现货价格相对于期货价格偏低,则下一期的期货价格将下降,而现货价格将上升.(2)误差修正项系数相对较小说明现货价格回复到均衡状态的速度相对较慢,主要是通过期货价格的调整来完成,证明了期货市场在PTA价格发现功能中处于主导地位.

由式(1)可知,PTA国内现货价格和期货价格的系数为0.874,即期货价格每上升1%,现货价格平均上升0.874%.国内现货价格SPTA2与期货价格FPTA之间的向量误差修正模型,说明期货价格的变化(D(FPTA))以0.189的比例影响现货价格的变化(D(SPTA2)),非均衡误差FT则以0.064的比例影响后一期现货价格的变化.此外,PTA期货价格的短期变动对现货价格存在正向影响.由于短期调整系数是显着的,它表明现货价格与其长期均衡值的偏差中的6.4%(0.064)被修正.

四、结论及建议

(一)结论

1.期货价格FPTA与国内现货价格SPTA2之间的相关系数为0.95073,二者具有显着的相关性.ADF检验表明郑州PTA期货和进口、国内PTA现货的价格均是一阶平稳的.

2.格兰杰因果检验表明国内的现货PTA价格和期货PTA价格是互相引导的,表明PTA期货市场的价格发现功能显着,而同时在市场中现货价格也充分的影响期货的走势.从绝对的数值来看国内期货价格对现货价格的引导作用超过现货对国内期货价格的引导作用,进口现货PTA对期货PTA也表现出引导作用,这和国内PTA市场和国际供需的联动性有关.

3.协整检验表明在5%的显着水平上PTA期货与进口现货之间不存在长期均衡关系,在1%、5%和10%三个置信度水平下,PTA期货与国内现货之间存在长期均衡关系.

4.误差修正系数为负,说明在PTA现货和期货之间存在一个反向修正关系.误差修正系数较小说明现货价格回复到均衡状态的速度相对较慢,主要是通过期货价格的调整来完成,证明了期货市场在PTA价格发现功能中处于主导地位.这表明我国PTA期货市场已基本具备市场价格发现功能,并形成了价格自我约束机制.

(二)建议

1.PTA期货价格与现货价格存在较强的相关性以及一阶平稳性,涨跌停板制度的存在使期货价格的波动幅度受限,一定程度上对价格的平稳发展起到促进作用.因此,要完善期货交易的标准,发展并确定最优的涨跌停板制度,以此保证我国PTA期货市场的稳定.

2.PTA期货价格与现货价格之间存在协整关系,表明我国PTA期货市场和现货市场价格在长期来看,会向着趋于一致的方向发展,为套期保值活动提供了前提条件.因此,完善PTA期货交割制度,健全期货交易的法律法规,有利于保证PTA期货价格与现货价格的长期均衡关系,从而充分发挥PTA期货的套期保值作用与价格发现作用.

3.PTA期货价格对现货价格的影响强于现货价格对期货价格的影响,这表明我国PTA期货市场的价格走势为PTA交易者提供了依据.合理的运用PTA期货进行交易,有利于我国PTA生产经营企业通过对期货价格的走势进行判断,避免过度的依赖于PTA的进口价格而减少价格倒挂现象的发生同时需要尽快的通过行业协会以及其他部门确定PTA国内统一现货报价,规范现货市场的运作,统一的价格体系对于现货市场的影响将起到积极作用.

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期货价格范文篇8

【关键词】期货市场；价格发现；协整分析；农产品期货

期货市场是现代市场经济体系的重要组成部分，通过与现货市场的配合，它可以实现对市场上的稀缺资源进行有效配置的重要作用。一般认为期货市场具有价格发现和套期保值的基本功能，价格发现功能是其基础功能，离开了价格发现功能，以套期保值和投机为主要表现形式的风险重分配功能也就无法实现了。我国期货市场的建立时间较晚，至今也不过二十年时间，和运行机制已臻成熟的发达国家期货市场相比，我国期货市场在功能发挥上还存在较多不足，研究我国期货市场的功能发挥问题具有重要意义。因此，本文以小麦期货和大豆期货为切入点来研究其价格发现功能的发挥状况如何，并进而对我国农产品期货市场的价格发现功能做出推断。

一、文献述评

从20世纪60年代末开始，国外的众多学者对期货市场的价格发现功能进行了广泛的研究。在这一过程中，随着计量经济学的发展，不断有新的检验方法产生并被加以运用。国内学者对期货市场价格发现功能研究的起步较晚，研究者也较少，从20世纪90年代末期开始才陆续有学者关注这个领域。

国外学者在此领域的贡献是提出了以协整理论为基础的一系列计量检验方法，他们一般是选用期货交易所的一些期货品种的价格和现货价格，利用协整检验、格兰杰因果关系检验、向量自回归模型、误差修正模型等最新的计量方法来检验期货价格能否发现现货价格。对计量理论和期货价格计量分析做出过贡献的主要学者有恩格尔、格兰杰、Johansen、Chowdhury、Hasbrouck、PaulBrockmanandYiumanTse等人。

国内学者中，严太华等（1999）利用协整方法检验了上海期货交易所的铜期货与重庆市场上的铜现货之间、郑州商品交易所的绿豆期货与郑州粮食批发市场上的绿豆现货之间的关系，结果表明，它们之间均存在长期的均衡关系。华仁海、仲伟俊（2002）利用Johansen协整检验、Granger因果检验、GS模型以及ECM模型对上海期货交易所的金属铜、铝的价格发现功能进行了检验，结果发现铜、铝的期货与现货价格之间存在协整关系，且期货价格是现货价格的无偏估计量。

王骏、张宗成（2005a）借助向量自回归（VAR）模型，运用Johansen协整检验、向量误差修正模型（VECM）、Granger因果检验、脉冲响应函数（IRF）、方差分解等方法，对上海期交所的铜、铝期货进行了实证分析。研究表明，铜、铝期货与现货价格存在双向的Granger因果关系与协整关系，而且铜、铝期货市场在价格发现功能中均居于主导地位。王骏、张宗成（2005b）还运用上述同样方法检验了黄豆和硬麦期货的价格发现功能，发现黄豆和硬麦的期货价格与现货价格都存在双向的Granger因果关系，而且两种价格之间也存在长期均衡关系。但王骏和张宗成在两篇文章里都对价格数据做对数化处理之后再做检验，这种处理方法极少有其他学者使用，其做法值得商榷。

刘庆富、张金清（2006）利用Johansen协整检验方法对我国大连商品交易所的大豆与豆粕期货市场、郑州商品交易所的小麦期货市场进行了检验，发现大豆、豆粕的期货价格与最后交割日的现货价格之间均存在长期均衡关系，大豆期货市场的价格发现功能要强于豆粕，而小麦的期货价格与最后交割日的现货价格之间不存在协整关系，小麦期货市场不具有明显的价格发现功能。

综观国内外学者的实证研究，可以有以下两点认识。

一是研究方法趋于成熟，大多数学者所采用的计量方法均包括了协整检验、因果关系检验、误差修正模型等，或者是再进一步还使用了方差分解、GS模型、EC-EGARCH模型等。这表明计量研究方法已经成熟，以协整为基础的统计检验方法是验证期货市场价格发现功能的有效办法。

二是由于期货合约价格的不连续性这一客观事实的存在，各类研究文献在期货价格的数据选择上存在很大差异，而这直接关系到计量检验结论的可靠性，但这似乎并没有引起多数学者的重视。而对于如何使期货价格和现货价格相匹配，多数文献都是语焉不详。对于这些存在的问题，都需要做出说明和改进。

因此，本文试图借鉴国内外学者已有研究的长处，利用较新的计量检验方法对我国的农产品期货市场进行实证研究，希望能够得出一些具有创新意义和指导意义的结论。

二、研究方法和数据选择

协整理论是由恩格尔和格兰杰（1987）等人首先提出，其后又经Johansen等学者加以完善的一种研究非平稳时间序列之间关系的理论，它提供了一种规范的检验不同变量之间是否存在结构性长期关系的方法。由传统协整模型衍生而来的误差纠正模型（ECM）则把变量之间的长期均衡和短期扰动相互结合起来，因此可以观察短期冲击对长期均衡的影响。基于协整的一系列理论和方法可以说非常适合用来探讨期货市场和现货市场之间价格波动的长期均衡关系和短期影响关系。与协整理论相关的计量方法还有平稳性检验和格兰杰因果关系检验，其中前者是协整检验的前提条件，后者则能够说明在存在协整关系的两类价格中到底是期货价格还是现货价格在价格发现中起主导作用。本文通过选取郑州商品交易所的小麦期货和大连商品交易所的大豆期货为代表来检验期货市场的价格发现功能发挥情况，并试图由此管窥我国农产品期货市场的运行是否有效。优质强筋小麦期货合约2003年3月在郑商所上市，经过七年多的运行，当前的成交量远远大于硬麦期货合约，因此可以用其产生的价格来代表小麦产品的期货价格。黄大豆1号期货合约是大商所最早上市的期货品种之一，当前也是该所的主力品种之一，本文用其来标示大豆产品的期货价格。

由于期货合约的价格是不连续的，每份期货合约都有一个从产生到消亡的生命周期，同一份期货合约在距离最后交易日不同的时间内其价格自然是不相同的。我国农产品期货价格的选择还面临着另一问题，即两个交易所设计的合约交割月份均是每年的单数月份，因此对于同一份期货合约在最后交割月份之前，单数月份的价格以及与之相邻的偶数月份的价格，由于距离最后交易日的时期不同，不能把这两个月的期货价格作为时间序列中两个地位对等的点。由于这两个原因的存在，如何在一个较长的时间跨度内产生一个连续的、对等的期货价格时间序列，并使之与现货价格相匹配就是一个很重要的问题了。

本文采用的期货价格是周数据，为了与单数月份的现货价格相匹配，针对上述两个问题采取间隔取样的解决办法，即在期货价格上只在单数月份或偶数月份取样，每月严格只选4个数据点，每年共6个月份24个数据点。为了保证统计检验的严谨性和增强其说服力，所以选取了两组期货价格，并用这两组价格分别与期货合约到期月份（即期货合约交割月份）的现货价格匹配进行计量检验。其中一组期货价格是距离合约交割月份的4个特定交易日4周前的该份期货合约的价格，如此则每对期现价格的时间距离均为4周，另一组价格的时间距离是8周。与多数相关研究文献不同的是，本文采用的是期货合约的结算价，而不是收盘价。期货价格数据来源于郑州商品交易所和大连商品交易所的统计数据。

现货价格的选择问题主要是受限于现货市场的特性而难以产生一个权威的价格。理论上最优的现货价格应该是与所交易期货品种同质的现货产品的全国市场平均价，但受限于统计制度的不完善和数据来源渠道较少，本文采取替代的办法。小麦现货价格，与强筋小麦期货价格相对应，采用的是菏泽、郑州、石家庄三地强筋小麦出库价的平均价。大豆现货价格，采用的是大连、哈尔滨、河南周口、山东博兴四地大豆现货市场报价的平均价格。现货价格数据来源于wind和易胜农产品现货数据库。

三、小麦期货价格发现功能的实证分析

小麦现货价格是从2008年9月4日开始，截止到2010年7月22日，共采集48个现货价格数据。与此相对应，分别采集了4周前和8周前期货价格数据各48个。小麦现货价格以SW表示，期货价格以FW表示，其中FW4和FW8分别表示4周前和8周前的期货价格。图4.1是三个时间序列的小麦价格数据的示意图，纵轴单位为“元/吨”。

表2的检验结果显示，在水平形式下，SW、FW4、FW8三个时间序列数据都不能拒绝存在一个单位根的原假设，而在一阶差分形式下，三个时间序列都能在很高的显著性水平上（概率几乎为零）拒绝存在单位根的原假设。检验结果表明，三个时间序列均是一阶单整过程，满足进行协整分析的前提条件。

2.现货价格和期货价格之间的协整分析

通过对现货价格SW和4周前的期货价格FW4以及8周前的期货价格FW8分别进行协整性检验，考察分析小麦期货价格发现功能。

表4的检验结果显示，SW和FW8之间也不存在协整关系。

以上检验结果表明，小麦现货价格与4周前及8周前小麦期货价格均不存在协整关系，因此从计量意义上来看小麦期货市场不具备价格发现功能。

四、大豆期货价格发现功能的实证分析

大豆现货价格的数据从2008年5月1日开始，截止到2010年7月22日，共有56个现货价格数据。与此相对应，4周前和8周前期货价格数据也各有56个。大豆现货价格以SB表示，FB4和FB8分别表示4周前和8周前的期货价格。图2是三个时间序列的大豆价格数据的示意图，纵轴单位为“元/吨”。

1.变量的统计特征和平稳性检验

表6的检验结果显示，在水平形式下，SB、FB4、FB8三个时间序列数据都不能拒绝存在一个单位根的原假设，而在一阶差分形式下，三个时间序列都能在很高的显著性水平（概率几乎为零）上拒绝存在单位根的原假设。检验结果表明，三个时间序列均是一阶单整过程，满足进行协整分析的前提条件。

2.现货价格和期货价格之间的协整分析

SB和FB4之间进行Johansen协整检验的结果如表7所示。

从公式（1）的协整方程来看，协整系数为0.9233，系数的t统计量为18.71，非常显著。公式（2）则表明，4周前的期货价格可以由到期后的现货价格乘以一个为1.0831的系数再减去一个值为160.34的常数来得出。

SB和FB8之间进行Johansen协整检验的结果如表8所示。

表8显示，大豆现货价格和8周前期货价格在1%的显著性水平上能够拒绝“不存在协整方程”原假设，而在5%显著性水平上能够拒绝“至多存在一个协整方程”的原假设。由于只有两个随机过程，所以不可能存在一个以上的协整方程，所以我们只接受存在一个协整方程的检验结果。协整方程如公式（3）或公式（4）所示。

当滞后期为2期和4期时，检验结果显示都能在高于1%的水平上拒绝“SB不是FB4的格兰杰原因”的原假设，而不能拒绝“FB4不是SB的格兰杰原因”的原假设。当滞后期为6期时，检验结果表明两者互不为因果关系。由于后文的误差修正模型检验表明，SB和FB之间当滞后期大于2时进行检验所得滞后项的系数均不显著，也就是表明滞后期更长时，滞后项对被解释变量的影响不明显。因此在这里笔者接受前两项的格兰杰因果关系检验结果，即认为在大豆期货市场上，4周后可能会发生的现货价格变动是4周前期货价格变动的原因。

对SB和FB8之间进行Granger因果关系检验的结果如表10所示。

表10显示，滞后期分别为2期、4期、6期时，所得检验结果都表明能在很高的显著性水平上拒绝“SB不是FB8的格兰杰原因”的原假设；当滞后2期时，可以在5%水平上拒绝“FB8不是SB的格兰杰原因”，表明8周前期货价格可能是到期后现货价格变动的原因，但另两个滞后期的检验不能拒绝“FB8不是SB的格兰杰原因”。综合来看，我们接受8周后可能会发生的大豆现货价格变动是8周前期货价格变动的原因这一结果。

从对大豆现货价格和期货价格进行的两组序列的格兰杰因果关系检验中可以得知，我们可以接受大豆现货价格变动是期货价格变动的原因，这初步表明了大豆期货市场在价格发现功能上是有效的。

4.现货价格和期货价格之间的误差修正模型方程

由于是大豆现货价格引导期货价格，因此在误差修正模型中以期货价格为被解释变量。下面的公式（5）是大豆现货价格SB与4周前期货价格FB4之间的误差修正方程。

式中的ECM项是式公式（2）的变形（FB4—1.0831*SB+160.34），代表了由长期协整关系而得来的误差修正项。由公式（5）可以看出，当期的期货价格变动（△FB4t）主要受上期的误差修正项（ECMt-1）和上期现货价格（△SBt-1）的影响，系数-0.3974和0.5134的显著性程度较高。如果上期的期货价格偏离协整关系，则在本期就可以回调39.7%，从而保证期货价格和现货价格之间的长期均衡。上期期货价格变动（△FB4t-1）的系数不显著，说明其对当期期货价格变动的影响不明显。

公式（6）是大豆现货价格SB与8周前期货价格FB8之间的误差修正方程。

式中的ECM项是式公式（4）的变形（FB8—1.1575*SB+349.2），代表了由长期协整关系而得来的误差修正项。从公式（6）来看，当期期货价格的变化（△FB8t）主要是受上期误差修正项（ECMt-1）和上期现货价格（△SBt-1）影响的，系数-0.5209和-0.5162的显著性程度较高，其他影响因素不显著。

从对大豆期货价格短期波动影响因素进行检验的两组误差修正模型中，可以得出，短期内大豆期货价格的变化主要是受期货价和现货价之间存在的长期均衡关系和上期现货价格变动的影响，而上期期货价格的波动对当期的期货价格影响不明显。从这个意义上看，大豆期货市场的价格发现功能得到了很好发挥。

五、结论和政策建议

本论文实证分析所得具体的结论有如下三个。

第一，小麦期货市场不具有价格发现功能，大豆期货市场具有价格发现功能。

第二，在存在价格发现功能的大豆期货市场上，格兰杰因果关系检验表明，现货市场价格变动是期货市场价格变动的原因，符合有效市场理论所做的假定，这表明大豆期货市场的运行是有效的。

第三，在大豆期货市场上，期货价格的短期波动主要是受其与现货价格之间的长期均衡关系所产生的误差修正项的影响，也受到上期现货价格的影响。

为何小麦期货市场不具有价格发现功能呢？笔者分析，可能是由于政府的诸多直接调控措施使得小麦市场的运行机制发生了扭曲，从而其期货市场不能发现价格。小麦期货市场与其他农产品期货市场一样，也要受到现货市场供求、宏观经济政策、气候、政府调控等因素的影响。除了这些共性因素之外，在不同的农产品市场上也会存在着影响市场交易量和价格的一些独特因素，这些独特因素主要是与该种产品的商品属性、市场地位以及政府对该产品市场的管制程度有关。具体到小麦市场而言，小麦事关国家粮食安全大计，政府在制定相关政策时往往给予特殊考虑，因此小麦市场经常受到国家的直接或间接调控。小麦长期受到国家保护价收购政策的优惠，市场放开较晚，目前我国的小麦进出口也仍然实行严格的计划和关税配额管理。目前小麦的国家名义保护率虽然已经较20世纪80年代下降很多，但与其他粮食品种相比仍然更高（黄季?j，2002）。小麦市场的这一特点使得市场机制发挥作用的程度受到了较大限制，从而影响到了小麦期货市场价格发现功能的发挥。

图3是郑州商品交易所强筋小麦期货价格与国内外现货价格对比走势图，从图中可以看出，国内外小麦期货价格的走势差异很大，尤其是2007年4月之后至2009年底的一段时间里，郑商所和芝加哥商业交易所的小麦期货价格走势完全不同。如果把芝加哥商业交易所的小麦期货价格看作是完全由于市场机制的作用而产生的价格，两者的差异表明我国小麦期货市场上由于政府调控导致了小麦市场价格出现失真。

资料来源：《郑州商品交易所2009年年报》。

与小麦市场相反，国家对大豆市场的保护程度要弱的多。大豆是我国四大粮食品种中最早脱离国家保护的品种，没有国家保护价，对进口也不实行配额制，关税仅为3%，这都表明了在大豆市场上，国家出于非经济目的的市场调控程度要比小麦市场低得多，这使得大豆市场运行机制较为健全，价格发现功能得以发挥。大商所的《交易月报》中提供的资料也表明，我国大豆期货价格与CBOT大豆期货价格历年来的走势吻合程度非常高。

本文所做的实证分析表明，农产品市场仍需进一步推进市场化进程，充分发挥市场机制配置稀缺资源的基础性作用，完善粮食等农产品主要由市场形成价格的机制。由于市场机制在某些方面会存在失灵的状况，譬如难以维护市场上信息缺乏的农户的利益、过度的竞争和开放难以保证国家的粮食安全等，这就需要政府及其派出监管机构在进行宏观调控时须尽量保证不损害市场机制所固有的竞争性，保证市场机制的有效运行。从保证较高的市场运行效率角度来看，政府应更多运用进出口和储备吞吐等方式来调节农产品市场上的供给，从而间接调节市场价格，尽量避免使用行政手段直接干预市场运行。除此之外，政府还应加强市场信息系统建设，在制定有关农产品的生产、流通、消费、进出口贸易政策时遵从市场规律，以最大程度发挥市场自发调节供需和价格的功能为目标，尽量减少对农产品价格的扭曲。一言以蔽之，除了在制定相关法律法规完善市场运行的制度基础的职责之外，政府应该尽量以一个普通的市场参与者的角色参与农产品现货市场和期货市场来达成非经济目的，而不是凌驾于市场之上进行直接干预。

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期货价格范文篇9

期货市场的发展具有两大基本功能：套期保值和价格发现。期货市场的价格发现机制，在社会资源配置过程中，能够使期货价格发挥比现货价格更为积极的作用，有助于资源的合理配置，使生产经营者、投资者和金融部门根据这一价格作出合理的生产经营决策和投资决策，保障经济的稳定发展。价格发现机制是否完善也是期货市场是否成熟的标志。本文拟通过利用近期小麦期货和现货价格数据，反映通过近年郑州交易所各种交易制度的完善，小麦期货市场的价格发现功能是否有效。

二、数据来源说明

本文选择了自2005年11月13日—2009年12月6日之间的小麦期货及现货的周报价。其中，期货价格选择的是硬冬白小麦的周收盘价格，该数据来源于郑州商品交易所的网站。为了保持期货价格的连续性，价格选取的办法是选择最近期月份合约的收盘价作为期货价格，当该合约进入交隔月后，选择下一个最近期的合约。小麦现货价格来自中华粮网。文章共整理小麦期货和现货价213个。

三、实证研究

(一)相关性分析

小麦期货价格和现货价格之间的相关性反映了市场的有效性。我们先来看期货价格和现货价格及基差的走势图。

由图1可知，近年来小麦期货价格和现货价格的走势高度一致。尤其是近期，两者的趋势几乎重合。再从基差来看，在整个时期内小麦基差都在零基差附近波动，且波动较小。尤其是近段时间，基差趋近于零。

另外一个较为显著的特征是，在此期间小麦期货和现货价格表现出了较为显著的上涨趋势。在整个时期内，期货价格和现货价格的相关系数是0.8884，表现出了较高的相关性，表明了我国期货市场具有一定的价格发现功能。

(二)单位根检验

在做其它相关分析前，我们首先需要确定取得的时间序列数据是否平稳，因而需要进行ADF检验。如果时间序列含有随机性走势，以此作为回归因子而进行的OLS估计，即使在大样本的条件下，其系数的估计量可能会是非标准的分布。如果序列具有随机性趋势，一阶自相关系数会接近于1。在AR(1)模型内，Y含有随机性趋势的假设可以通过检验以下的假设进行检验：

在Y=β0+β1Yi-1-ui中，Ho:β1=1，H1:β1<1

而增项的迪基一富勒检验(ADF)则是检验：

△Y1=β0+δYi-1+y1△Yi-1+y2Yi-2+…yp△Yi-p+u，中Ho:δ=0，H1:δ<0

而滞后长度P可以使用BIC或AIC进行估计。检验结果如表1所示。

检验结果表明，在99％的置信水平下，期货价格时间序列和现货价格时间序列非平稳性的零假设不能被拒绝。进一步的期货价格和现货价格一阶差分的单位根检验表明，在99％的置信水平下，期货价格和现货价格序列的一阶差分是平稳的。因而，具备了进一步作协整检验的条件。

(三)协整检验

作者运用VECM模型对小麦期货和现货价格序列作协整检验，以确定二者之间是否具有长期的共同趋势。协整检验分为两个步骤：第一步，估计协整系数，即对Y=a+θx+zi进行OLS估计，得到协整系数θ；第二步，迪基～富勒t检验用于检验这个回归参差Z的单位根。这种方法即是EG-ADF协整检验。

因为统计量26.98385>25.87211，而7.424503<12.51798，因而检验结果表明，小麦期货和现货价格之间存在长期协整关系。这表明我国的小麦期货市场价格发现功能初步实现。

(四)Granger因果关系检验

在小麦期货和现货存在协整的情况下，可以进行格兰杰引导关系的检验，以确定何种因素在变化中起了主导作用。

格兰杰因果检验的模型为：

Yi=∑aiXi-t+∑βiYi-t+ui

Xj=∑ajXj-t+∑βjYj-t+uj

其中X、Y分别表示现货价格和期货价格。或其中某一个βj，不为零，则称期价格引导现货价格；反之，如果某一ai不为零，则称现货价格引导期货价格。如果同时存在ai和βj不为零，则可以称二者之间双向引导。

为了更准确地反映二者之间的关系，我们选择了不同的滞后期作检验，结果同时反映在了表3中。

检验结果表明，当滞后期为2时，期货价格不是现货价格的格兰杰原因的零假设被拒绝，表明小麦期货价格对小麦现货价格有较强的引导作用。这表明我国期货市场的价格发现功能得到了体现。但同时也发现当选择更长的滞后期时，期货价格不是现货价格的格兰杰原因的零假设不能被拒绝。这表明我国期货市场的价格发现还有待于进一步完善。

四、结论及建议

本文利用近期小麦期货和现货价格的周数据，通过相关性分析、ADF检验、协整检验和格兰杰因果检验，得出以下结论：

(一)小麦期货和现货价格高度相关，二者具有高度一致的走势。小麦期货和现货价格的基差在近期趋于零，这表明我国期货市场实现了一定的价格发现功能。

期货价格范文篇10

二、数据选取与研究方法

（一）数据的选取。黄金期货市场和现货市场数据分别来源于上海期货交易所和上海黄金交易所。对我国黄金期货市场价格数据，本文选取每日成交量最大的上海黄金期货合约数据作为代表构造连续期货合约；对我国黄金现货市场价格数据，本文统一采用Au9999品种的交易数据。两者均采用收盘价格，数据跨越时间为2008年1月9日至2010年6月10日，选取数据568个。以yt和ft别表示黄金期货和现货价格序列，lny和In-ft分别表示黄金期货和现货价格的对数序列。

（二）研究方法。首先对黄金期货和现货价格序列的相关性进行了检验，然后利用ADF单位根检验方法对黄金期货和现货价格对数序列的平稳性进行检验，在此检验的基础上建立VaR模型并对其进行Johansen检验以验证黄金期货和现货价格对数序列之间的协整性。若存在协整性则可建立误差修正模型，并利用Granger因果检验来检验期货价格和现货价格之间的相互引导关系，然后再利用方差分解和冲击效应检验分析来自现货市场和期货市场的影响，以确定期货和现货在价格发现过程中的作用大小。

我国黄金市场的期货与现货价格的走势几乎是一致的；经对其相关性进行检验，黄金期货价格与现货价格之间的相关系数为0.9624，二者高度相关，说明我国黄金期货市场与现货市场之间存在明显的正相关关系。

（二）平稳性检验。分别对lnyt、lnft、△lny，和△lnft进行ADF单位根检验，从检验结果可以看出lnyt和lnft非平稳的，而Alnyt和△lnft是平稳的，这说明黄金期货和现货价格对数序列均是一阶平稳，服从I（1）过程。

（三）建立VaR模型对黄金期货价格对数序列lny，和黄金现货价格对数序列lnft，分别建立不同滞后阶数的VaR模型，并根据AIC和SC准则确定模型的滞后阶数为2，故建立模型如下：

lnyt=0.17268+0.7603lnyt-1+0.25841lnyt-2+0.2342lnft-1-0.3122lnft-2+ε1t（1）

lnft=0.1688+0.7014lnft-1+0.1312lnft-2+0.2914lnyt-1-0.1420lnyt-2+ε2t（2）

（四）Johansen检验。对VaR模型（1）和（2）进行Johansen协整检验，检验结果如表2所示。由表2可知，在5％的显著水平下，lny，和lnf，之间不存在协整关系，说明黄金期货市场和现货市场之间不存在长期均衡关系。

（五）Granger因果关系检验。为了进一步分析黄金期货市场和现货市场之间的引导关系，下面对黄金期货价格对数序列lnyt和现货价格对数序列ln￡进行Granger因果关系检验，检验结果见表3、表4和表5.可知，2008年1月9日至2010年6月10日之间，黄金期货价格对数序列lnyt和现货价格对数序列lnft之间不存在Granger因果关系，即：上海黄金期货价格与黄金现货价格之间不存在引导关系，黄金期货价格均不具有价格发现功能，说明现阶段中国的黄金期货市场还没有达到非常有效。

四、结论及建议

（一）结论。本文通过相关性分析、协整检验和Granger因果关系检验对我国黄金期货价格和现货价格之间的关系进行了实证研究。相关性分析结果表明我国黄金期货价格和现货价格之间存在明显的正相关关系，二者呈同方向变动；Johansen协整检验发现我国黄金期货和现货价格之间不存在协整关系，这说明两者之间并不存在一种长期的均衡关系，我国黄金期货价格不会对现货价格进行调整，同样我国黄金现货价格也不会改变人们对黄金期货价格的预期，即黄金期货不具有价格发现功能；Granger因果关系检验结果表明我国黄金期货和现货价格之间不存在相互引导关系，即我国黄金期货价格的变动不引导黄金现货价格变动，反之亦然，再次证明我国的黄金期货市场不具有价格发现功能。

上述结论的形成原因：

1我国的黄金期货市场还是一个新兴市场，投资者尚没有形成投资和利用黄金期货对黄金现货进行套期保值的热情和习惯，它很难成为一个有效的市场。

（二）建议。黄金期货市场的发展对我国有重要意义，为了更好地促进、引导和规范国内黄金期货市场的发展应从以下几个方面着手：

1政府应该加大对黄金期货的宣传力度，使投资者更多地认识和了解黄金期货的交易方式、投资、避险和套期保值功能，拥有更多理性的投资热情。