黃金期貨市場(chǎng)有效性研究

內(nèi)容摘要我國(guó)是黃金的供需大國(guó)，黃金供應(yīng)量、需求量長(zhǎng)期居世界首位，黃金期貨合約成交量也從2013年起一直位居世界第二位，其重要性不言而喻。本文通過2017年-2018年的數(shù)據(jù)來探究中國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的有效性，一方面對(duì)我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的發(fā)展現(xiàn)狀做階段性的檢測(cè)，了解其發(fā)展情況；另一方面，為黃金期貨市場(chǎng)的參與者提供依據(jù)。本文通過ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分析、Granger因果分析來分析黃金期貨定價(jià)效率，通過歷史波動(dòng)率、實(shí)際波動(dòng)率、游程檢驗(yàn)來檢測(cè)黃金期貨市場(chǎng)的信息傳遞效率。根據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果得出，我國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格有引導(dǎo)能力及定價(jià)能力，但還相對(duì)較弱，信息傳遞能力較強(qiáng)。最后根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析并作出建議。關(guān)鍵詞：黃金期貨市場(chǎng)有效性定價(jià)能力信息傳遞能力AbstractChinaisabigsupplyanddemandcountryforgold.Goldsupplyanddemandhavelongrankedfirstintheworld,andthevolumeofgoldfuturescontractshasbeenrankedsecondintheworldsince2013.Itsimportanceisself-evident.Thispaperusesthedatafrom2017to2018toexploretheeffectivenessofChina'sgoldfuturesmarket.Ontheonehand,itconductsstagedtestingonthedevelopmentstatusofChina'sgoldfuturesmarketandunderstandsitsdevelopment;ontheotherhand,itparticipatesinthegoldfuturesmarket.Providethebasis.ThispaperanalyzesthepricingefficiencyofgoldfuturesthroughADFtest,cointegrationtest,VARmodel,impulseresponsefunction,analysisofvariance,Grangercausalityanalysis,anddetectstheinformationtransferefficiencyofgoldfuturesmarketthroughhistoricalvolatility,actualvolatilityandrun-lengthtest.Accordingtotheempiricaltestresults,China'sgoldfuturesmarketpricehastheabilitytoguideandpricethespotmarketprice,butitisstillrelativelyweak,andtheinformationtransmissionabilityisstrong.Finally,analyzeandmakerecommendationsbasedonthetestresults.Keywords：GoldfuturesMarketefficiencyPricingcapabilityInformationtransmissioncapability目錄一、導(dǎo)論 1（一）研究背景 1（二）研究的目的和意義 1（三）文獻(xiàn)綜述 2（四）研究思路和方法 3二、中國(guó)黃金期貨市場(chǎng)有效性實(shí)證分析 4（一）數(shù)據(jù)處理與描述性統(tǒng)計(jì) 4（二）我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)定價(jià)效率實(shí)證研究 61、ADF檢驗(yàn) 62、協(xié)整檢驗(yàn) 73、構(gòu)建VAR模型 73、基于VAR模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果分析及方差分析 85、Granger因果檢驗(yàn) 116、實(shí)證結(jié)果分析 11（三）黃金期貨市場(chǎng)信息效率實(shí)證研究 121、歷史波動(dòng)率 122、實(shí)際波動(dòng)率 133、游程檢驗(yàn) 144、實(shí)證結(jié)果分析 16三、結(jié)論及政策建議 16（一）結(jié)論 16（二）政策建議 17參考文獻(xiàn) 18致謝第第頁(yè)一、導(dǎo)論（一）研究背景2018年，中國(guó)黃金產(chǎn)量401.119噸，連續(xù)12年，蟬聯(lián)世界第一產(chǎn)金大國(guó)；同時(shí)黃金實(shí)際消費(fèi)量1151.43噸，連續(xù)6年位居世界第一。無論從黃金的供給量還是需求量，我們國(guó)家都位居世界前列，可是我們卻無法參與到國(guó)際金價(jià)的定價(jià)中，很是被動(dòng)。為了改變這一劣勢(shì)，我國(guó)推出“上海金”希望能參與到黃金的定價(jià)中，并為此做出了許多努力，其中包括：2013年，在上證所掛牌交易的黃金ETF；2014年，上金所推出“黃金國(guó)際板”；2015年，啟動(dòng)絲綢之路黃金基金；同年，在香港啟動(dòng)“黃金滬港通”；2017年，上海金期貨合約在迪拜黃金與商品交易所上市；2018年熊貓金幣在上金所掛牌。2008年1月9日我國(guó)在上海期貨交易所上市第一份黃金期貨交易合約。下圖1-1為我國(guó)黃金期貨合約自上市以來的成交量走勢(shì)圖，有圖得，從2008年以來，黃金期貨合約成交量逐漸增加，在2016年達(dá)到頂峰，之后有所回落。其中，自2013年起我國(guó)的黃金期貨合約成交量連續(xù)5年位居全球黃金期貨排名第二位，成為全球最大的貴金屬期貨品種之一，其重要性不言而喻。圖1-1黃金期貨2008年-2018年的總體走勢(shì)（二）研究的目的和意義本文的研究對(duì)象為中國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)，通過定價(jià)效率和信息傳遞效率兩方面對(duì)2017年到2018年的黃金期貨日收盤價(jià)數(shù)據(jù)和中國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)檢驗(yàn)分析，從而對(duì)我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。通過對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析，了解我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的發(fā)展程度，并對(duì)其未達(dá)到市場(chǎng)有效性的地方提出政策對(duì)策。本文的研究意義在于通過對(duì)我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)有效性的檢驗(yàn)分析，發(fā)現(xiàn)其發(fā)展中存在的不足，有助于幫助我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)發(fā)揮、完善其市場(chǎng)功能，提高市場(chǎng)效率；同時(shí)為提高我國(guó)黃金期貨乃至黃金現(xiàn)貨的國(guó)際地位提供參考意見，我國(guó)是黃金供給、需求大國(guó)，可是卻沒有掌握國(guó)際金價(jià)的定價(jià)權(quán)，這需要我們國(guó)家不僅從黃金現(xiàn)貨的角度，更要從黃金衍生產(chǎn)品出發(fā)，去提高我國(guó)黃金市場(chǎng)的世界影響力，從而對(duì)國(guó)際金價(jià)產(chǎn)生影響，進(jìn)而掌握黃金定價(jià)權(quán)。（三）文獻(xiàn)綜述對(duì)于市場(chǎng)有效性，Bachelier（1900）通過研究法國(guó)的股市股票價(jià)格變化趨勢(shì)，發(fā)現(xiàn)其價(jià)格走勢(shì)服從隨機(jī)游走過程，Bachelier認(rèn)為這和市場(chǎng)效率有關(guān)系，雖然他的假設(shè)--價(jià)格隨機(jī)變化符合正態(tài)分布，其中正態(tài)分布允許取負(fù)數(shù)，這明顯和現(xiàn)實(shí)情況不符合，但給后代學(xué)者對(duì)于市場(chǎng)有效性的研究給了很多啟發(fā)。Fama（1970）提出有效市場(chǎng)假說，將資本市場(chǎng)分為弱式有效市場(chǎng)、半強(qiáng)式有效市場(chǎng)、強(qiáng)式有效市場(chǎng)，為有效市場(chǎng)理論提供了一個(gè)比較完整的框架，為后代學(xué)者研究學(xué)習(xí)提供了經(jīng)驗(yàn)。但有效市場(chǎng)假說假設(shè)了市場(chǎng)上的投資者都是理想經(jīng)濟(jì)人，市場(chǎng)價(jià)格總是反映所有可獲得信息，而現(xiàn)實(shí)中投資者并非完全理想，市場(chǎng)價(jià)格也并不總能反映所有信息，因此，本文希望通過實(shí)證檢驗(yàn)的方式對(duì)黃金期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。隨著計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)發(fā)展，學(xué)者們更多地從實(shí)證分析的角度去考察期貨市場(chǎng)的市場(chǎng)有效性。Larson（1960）通過檢驗(yàn)1949年-1958年美國(guó)玉米期貨合約日收盤價(jià)的序列相關(guān)性，得出其價(jià)格不具備相關(guān)性，美國(guó)玉米期貨市場(chǎng)屬于弱式有效市場(chǎng)。Weston（1985）運(yùn)用游程檢驗(yàn)對(duì)1975年-1979年的黃金期貨市場(chǎng)進(jìn)行研究，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)黃金期貨市場(chǎng)存在一些非有效的因素。很多學(xué)者通過協(xié)整檢驗(yàn)來研究期貨現(xiàn)貨之間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系從而來檢驗(yàn)市場(chǎng)有效性。Milunovich和Joyeux(2007)利用協(xié)整檢驗(yàn)和GRACH檢驗(yàn)對(duì)歐盟碳期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行研究，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)其期貨市場(chǎng)長(zhǎng)期無效。也有學(xué)者通過誤差修正模型來研究期貨市場(chǎng)的有效性。Kenourgios和Samitas(2005)通過誤差修正模型檢驗(yàn)銅期貨的市場(chǎng)有效性。相對(duì)來說我國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)起步比較晚，我們是2008年才上市了我們的第一份黃金期貨合約。我們學(xué)者對(duì)于中國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的研究相對(duì)較少。但從2008年我們黃金期貨合約上市后，我們的學(xué)者也開始從各種不同的角度對(duì)國(guó)內(nèi)黃金期貨市場(chǎng)進(jìn)行研究，發(fā)表了很多的文獻(xiàn)，主要集中在期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格的引導(dǎo)關(guān)系上。田志朋（2009）通過協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)、EC-EGARCH模型對(duì)中國(guó)黃金期貨市場(chǎng)2008年1月9日到2008年5月16日的日收盤價(jià)進(jìn)行研究，研究發(fā)現(xiàn)我國(guó)期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間沒有互相引導(dǎo)的關(guān)系，也就是市場(chǎng)無效。余亮、周小舟（2009）也對(duì)2008年的黃金期貨市場(chǎng)價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行Granger檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間不存在Granger因果關(guān)系，也就是市場(chǎng)無效。但田志朋及余亮等的研究都是基于2008年我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的數(shù)據(jù)，那時(shí)我國(guó)黃金期貨合約剛上市，很多投資者未進(jìn)入黃金市場(chǎng)，且各項(xiàng)制度還不夠完善，研究結(jié)果不具備代表性，且他們的研究發(fā)現(xiàn)主要是探究黃金期貨在價(jià)格發(fā)現(xiàn)上的作用，未對(duì)其信息效率進(jìn)行實(shí)證研究。張艷（2011）運(yùn)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)對(duì)我國(guó)黃金期現(xiàn)貨市場(chǎng)進(jìn)行研究，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)的價(jià)格形成機(jī)制還不夠合理，沒有發(fā)揮期貨市場(chǎng)的功能。旺淑娟（2013）通過對(duì)中國(guó)黃金期貨市場(chǎng)2008年-2012年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，運(yùn)用游程檢驗(yàn)、R/S檢驗(yàn)，得出我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)能反應(yīng)市場(chǎng)信息，但在價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能上存在不足，對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格引導(dǎo)能力不夠。任俊濤（2014）通過理論和實(shí)證分析，認(rèn)為我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的套期保值功能已發(fā)揮，但價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能仍存在不足。以上研究主要是針對(duì)2013年及以前的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，但是當(dāng)時(shí)我國(guó)的黃金期貨交易量較小，而自2013年起我國(guó)黃金期貨合約交易量一直居世界黃金期貨排名第二，說明我國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)已經(jīng)在逐步完善，需要我們根據(jù)最新的數(shù)據(jù)去進(jìn)行實(shí)證研究，去探索現(xiàn)階段我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的有效性。楊波（2015）通過分析2010年-2014年黃金期貨合約日收盤價(jià)及黃金現(xiàn)貨價(jià)格，發(fā)現(xiàn)黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)發(fā)揮單向引導(dǎo)作用，我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)并沒有形成弱式有效市場(chǎng)。閆杰（2016）運(yùn)用建立黃金現(xiàn)貨價(jià)格和黃金期貨價(jià)格的長(zhǎng)期均衡模型，得出我國(guó)黃金期貨交易量不充分，我國(guó)黃金市場(chǎng)的糾偏能力和自我修復(fù)能力比較弱的結(jié)論。王旭彤和牛東武（2016）通過對(duì)黃金期貨進(jìn)行隨機(jī)游走檢驗(yàn)、平穩(wěn)性檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)得出結(jié)論，認(rèn)為我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)達(dá)到極弱的有效。黃凱（2018）通過實(shí)證對(duì)比分析2012年到2015年與2016年到2017年的我國(guó)黃金期現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)，得出黃金期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格已經(jīng)具有一定引導(dǎo)力，對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格影響力提升，與現(xiàn)貨價(jià)格互為因果。從以上文獻(xiàn)來看，由于寫作時(shí)間的限制，尚未有學(xué)者對(duì)2017年-2018年的黃金期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行驗(yàn)證，而且從上述文獻(xiàn)我們也可以看到我國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)在不斷的完善，市場(chǎng)機(jī)制逐漸成熟。因此，本文希望通過對(duì)2017年-2018年的數(shù)據(jù)去對(duì)我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的定價(jià)效率及信息效率進(jìn)行探究，為現(xiàn)階段我國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)提供一個(gè)較為全面的分析判斷，讓我們了解到現(xiàn)階段我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的發(fā)展程度，對(duì)于其進(jìn)步原因和仍存在的問題進(jìn)行分析，并對(duì)如何提升黃金期貨市場(chǎng)有效性提出建議，希望能夠促進(jìn)我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的發(fā)展。（四）研究思路和方法首先介紹我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的背景及研究目的、意義，其次通過對(duì)國(guó)內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行梳理分析，借鑒以往文獻(xiàn)的研究經(jīng)驗(yàn)、方法，結(jié)合他們研究中存在的不足之處，選取適當(dāng)?shù)哪Ｐ汀?shù)據(jù)對(duì)我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)進(jìn)行實(shí)證分析，最后對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行總結(jié)并提出合理的政策建議。本文的實(shí)證分析分為定價(jià)效率實(shí)證分析和信息傳遞效率實(shí)證分析。定價(jià)效率實(shí)證分析主要是采用EViews軟件建立ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ头治鰯?shù)據(jù)是否存在單位根，然后建立VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析了解我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的定價(jià)效率，再運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)分析期現(xiàn)貨市場(chǎng)是否存在因果關(guān)系；信息傳遞效率實(shí)證分析是通過Excel表格計(jì)算我國(guó)黃金期貨的歷史波動(dòng)率和實(shí)際波動(dòng)率了解其波動(dòng)率水平，再通過SPSS軟件進(jìn)行游程檢驗(yàn)分析數(shù)據(jù)序列是否符合隨機(jī)游走，從而分析其信息傳遞效率。最后整合實(shí)證分析結(jié)果對(duì)我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)有效性進(jìn)行判斷。二、中國(guó)黃金期貨市場(chǎng)有效性實(shí)證分析（一）數(shù)據(jù)處理與描述性統(tǒng)計(jì)為了探究我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)運(yùn)行效率，本文選取2017年1月3日至2018年12月28日的上海黃金期貨每日收盤價(jià)、上海黃金現(xiàn)貨價(jià)格作為原始數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)分別來自上海黃金期貨交易所和世界黃金協(xié)會(huì)。為了選擇更有代表性的黃金期貨價(jià)格，選取交易量較大的主力合約每日收盤價(jià)作為數(shù)據(jù)來源。每年的主力期貨合約一般為6月份和12月份到期的期貨合約。其中，通過對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行簡(jiǎn)要分析，可以分析6月份到期的期貨合約在5月份交易量開始大幅度下降，12月份到期的期貨合約在11月份交易量開始大幅度下降。因此，每年的1月-4月的期貨合約價(jià)格選取當(dāng)年的6月份到期的期貨合約價(jià)格，5月-10月的期貨合約價(jià)格選取當(dāng)年的12月份到期的期貨合約價(jià)格,11月-12月的期貨合約價(jià)格選取隔年年的6月份到期的期貨合約價(jià)格。從而使我們選取的期貨合約價(jià)格連續(xù)化。將數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)化，一方面縮小數(shù)據(jù)間的間距，另一方面可以使數(shù)據(jù)更平穩(wěn)，消弱共線性。將處理完的數(shù)據(jù)分別標(biāo)記為：上海黃金期貨合約價(jià)格數(shù)據(jù)序列LNSHFE，其對(duì)數(shù)收益率ΔLNSHFE，黃金現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)序列LNSGE，其對(duì)數(shù)收益率ΔLNSGE。為了更直觀的看到我國(guó)黃金期現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)數(shù)序列間關(guān)系，我們繪制出黃金期現(xiàn)貨價(jià)格走勢(shì)圖（見圖2-1），從圖2-1中可以看出，黃金期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格走勢(shì)基本一致，這說明黃金期現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格的相關(guān)性比較高；然后通過黃金期現(xiàn)貨市場(chǎng)對(duì)數(shù)收益率來繼續(xù)進(jìn)行比較（見圖2-2、圖2-3），從圖2-2和圖2-3的對(duì)比中，我們也可以看到黃金期貨的對(duì)數(shù)收益率和現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)數(shù)收益率波動(dòng)大致一致。另外，對(duì)黃金期貨價(jià)格對(duì)數(shù)序列LNSHFE、黃金現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)數(shù)序列LNSGE、黃金期貨對(duì)數(shù)收益率ΔLNSHFE、黃金現(xiàn)貨對(duì)數(shù)收益率ΔLNSGE進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2-1。從表2-1可以看到，黃金期貨對(duì)數(shù)收益率ΔLNSHFE、黃金現(xiàn)貨對(duì)數(shù)收益率ΔLNSGE的均值均大于0，且較為接近；黃金期貨價(jià)格對(duì)數(shù)序列LNSHFE與黃金現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)數(shù)序列LNSGE的標(biāo)準(zhǔn)差極為接近，黃金期貨對(duì)數(shù)收益率ΔLNSHFE與黃金現(xiàn)貨對(duì)數(shù)收益率ΔLNSGE的標(biāo)準(zhǔn)差極其接近。從他們的峰度、偏度、JB檢驗(yàn)來判斷，四個(gè)數(shù)據(jù)序列均不符合正態(tài)分布。圖2-12017年-2018年黃金期現(xiàn)貨價(jià)格序列走勢(shì)圖圖2-22017年-2018年黃金期貨對(duì)數(shù)收益率走勢(shì)圖圖2-32017年-2018年黃金現(xiàn)貨對(duì)數(shù)收益率走勢(shì)圖表2-1黃金期現(xiàn)貨價(jià)格及對(duì)數(shù)收益率描述性統(tǒng)計(jì)變量樣本數(shù)量均值標(biāo)準(zhǔn)差峰度偏度JB檢驗(yàn)p值LNSHFE4875.6203846270.0176931492.495771-0.0572955.4276430.066283LNSGE4875.6033506890.0184679522.4970500.0742645.5797680.061428ΔLNSHFE4870.0001212120.0049160173.9226030.21065120.873870.000029ΔLNSGE4870.0002007320.0057519024.0834590.34897433.704720.000000（二）我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)定價(jià)效率實(shí)證研究1、ADF檢驗(yàn)因?yàn)楸狙芯窟x取的數(shù)據(jù)（上海黃金期貨價(jià)格及中國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格）是經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列。由于經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)慣性的作用，經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列往往存在前后依存關(guān)系，存在“偽回歸”現(xiàn)象，導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)結(jié)果不可靠。因此對(duì)黃金期貨價(jià)格及黃金現(xiàn)貨價(jià)格進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表2-2：表2-2變量ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量上海黃金期貨日收盤價(jià)的對(duì)數(shù)（DLNSHFE）國(guó)內(nèi)黃金現(xiàn)貨價(jià)格的對(duì)數(shù)（DLNSGE）ADFteststatistict-Statistic0.5901830.716484Prob0.84360.86951%level-2.569729-2.5697295%level-1.941476-1.94147610%level-1.616262-1.616262結(jié)論不平穩(wěn)不平穩(wěn)如上表所示，在95%的置信水平下，上海黃金期貨日收盤價(jià)的對(duì)數(shù)（DLNSHFE）以及國(guó)內(nèi)黃金現(xiàn)貨價(jià)格的對(duì)數(shù)（DLNSGE）存在單位根。因此在進(jìn)行下一步檢驗(yàn)前，我們需要對(duì)模型進(jìn)行差分處理。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分后，我們繼續(xù)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2-3所示，差分序列平穩(wěn)，即數(shù)據(jù)滿足一階單整。表2-3變量一階差分后ADF檢驗(yàn)結(jié)果變量上海黃金期貨日收盤價(jià)的對(duì)數(shù)（DLNSHFE）國(guó)內(nèi)黃金現(xiàn)貨價(jià)格的對(duì)數(shù)（DLNSGE）ADFteststatistict-Statistic-22.07015-24.14403Prob0.00000.00001%level-3.443607-3.4436075%level-2.867279-2.86727910%level-2.569889-2.569889結(jié)論平穩(wěn)平穩(wěn)2、協(xié)整檢驗(yàn)在建立VAR模型和進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)之前都需要觀察數(shù)據(jù)序列間是否存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，且現(xiàn)貨與期貨間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系也是衡量期貨市場(chǎng)是否有效的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，本文采取E-G檢驗(yàn)來檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，檢驗(yàn)結(jié)果:①LNSGE=0.112849+0.976891LNSHFE+μ1（1.202376）（58.50016）②LNSHFE=0.596465+0.896591LNSGE+μ2（6.945404）（58.50016）對(duì)回歸方程的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表2-4，從回歸方程①②的殘差項(xiàng)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果我們可以看到，在1%、5%、10%的置信水平下，t檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)值分別為-5.841386、-5.242404明顯小于個(gè)置信度水平下的Mackinnon臨界值，從而不能拒絕H0，表明resid01、resid02是平穩(wěn)序列，說明LNSHFE與LNSGE之間具有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。表2-4回歸方程的殘差項(xiàng)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果變量方程①殘差項(xiàng)（resid01）方程②殘差項(xiàng)（resid02）ADFteststatistict-Statistic-5.841386-5.242404Prob0.00000.00001%level-2.569749-2.5697495%level-1.941479-1.94147910%level-1.616260-1.616260結(jié)論平穩(wěn)平穩(wěn)3、構(gòu)建VAR模型為了構(gòu)建有效的VAR模型對(duì)我們的研究對(duì)象做進(jìn)一步實(shí)證分析，我們要確認(rèn)解釋變量的滯后期。本文使用EViews軟件來確認(rèn)解釋變量的最優(yōu)滯后階數(shù)，結(jié)果如表2-5所示。根據(jù)AIC、SC、LR信息準(zhǔn)則，由表2-4可判斷出變量的最優(yōu)滯后階數(shù)為5階，從而建立VAR模型，并檢驗(yàn)VAR模型的平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如圖2-4，可見所有特征根均小于1，表明VAR模型穩(wěn)定，若不穩(wěn)定則會(huì)影響脈沖響應(yīng)分析及方差分解分析的準(zhǔn)確性。表2-5最優(yōu)滯后階數(shù)的確定LagLogLLRFPEAICSCHQ03012.825NA1.19e-08-12.57129-12.55388-12.5644513787.5211539.6894.76e-10-15.78923-15.73698-15.7686923834.01292.011543.99e-10-15.96665-15.87956-15.9324133846.93425.465703.84e-10-16.00390-15.88197*-15.95597*43849.5625.1581503.86e-10-15.99817-15.84141-15.9365553857.15414.83374*3.81e-10*-16.01317*-15.82157-15.9378563857.7071.0774123.86e-10-15.99878-15.77234-15.9097673858.3181.1840703.92e-10-15.98463-15.72335-15.8819283861.9306.9663343.92e-10-15.98301-15.68689-15.86660圖2-4VAR模型特征根圖3、基于VAR模型的脈沖響應(yīng)結(jié)果分析及方差分析為了更好的分析黃金期貨市場(chǎng)的定價(jià)效率，我們采用脈沖響應(yīng)分析來觀察被解釋變量在受到解釋變量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的誤差沖擊下的響應(yīng)方向和力度；采用方差分解方法來進(jìn)一步分析內(nèi)生變量對(duì)預(yù)測(cè)方差的貢獻(xiàn)比例。通過已經(jīng)建立的VAR模型，使用EViews軟件建立脈沖響應(yīng)函數(shù)，設(shè)置100期的脈沖響應(yīng)分析，得到脈沖響應(yīng)結(jié)果如圖2-5。由圖2-5分析得，對(duì)于一個(gè)來自LNSHFE的沖擊，LNSGE會(huì)滯后一期做出反應(yīng)，并且反應(yīng)幅度很小，幅度小于0.001，在第3、4期反應(yīng)幅度繼續(xù)降低后出現(xiàn)增加，在21期達(dá)到頂峰，幅度略大于0.001。因此，我們可以分析得LNSHFE對(duì)LNSGE的沖擊會(huì)對(duì)其造成影響，但影響幅度不大。對(duì)于來自LNSGE本身的沖擊，LNSGE反應(yīng)劇烈且迅速，在第一期就做出了反應(yīng)，但從圖中我們也可以看出，LNSGE的沖擊對(duì)其本身造成的影響隨著時(shí)間的推移逐漸減少，最終趨于與來自LNSHFE造成的影響幅度一致。對(duì)于來自LNSGE的沖擊，LNSHFE在第一期就做出正向反應(yīng)，且在第二期反應(yīng)幅度達(dá)到頂峰，之后隨著時(shí)間的增加，反應(yīng)幅度逐漸減少。對(duì)于來自LNSHFE本身的沖擊，LNSHFE也是在第一期就做出正向反應(yīng)，反應(yīng)幅度略大于來自LNSGE同期造成的影響，在之后隨著時(shí)間的增加，反應(yīng)幅度迅速減少，可以看到從第二期開始其反應(yīng)幅度明顯小于同期來自LNSGE造成的影響，而后兩者反應(yīng)幅度差距逐漸減少，最后趨于一致。圖2-5脈沖分析結(jié)果因此，2017年至2018年，我國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)黃金期貨價(jià)格和它本身影響更大，上海黃金期貨價(jià)格對(duì)我國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格影響較小，說明上海黃金期貨價(jià)格對(duì)我國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格起到的引導(dǎo)作用相對(duì)較小。為探索我們的結(jié)論是否正確，繼續(xù)對(duì)VAR模型進(jìn)行方差分解分析，分析結(jié)果如圖2-6。圖2-6方差分析結(jié)果由圖2-6分析得，LNSGE的方差主要是由它本身提供的。在第一期LNSGE貢獻(xiàn)了自身方差中的100%。但從第二期開始，LNSHFE貢獻(xiàn)比例開始逐漸增加，最后趨近于12%的占比。LNSHFE的方差中，第一期中LNSHFE貢獻(xiàn)了約自身方差的60%，LNSGE貢獻(xiàn)了約40%，而后，LNSHFE貢獻(xiàn)比例迅速降低，在第10期達(dá)到最低點(diǎn)約20.2%，之后緩慢升高；LNSGE貢獻(xiàn)比例迅速增加，在第10期達(dá)到最高點(diǎn)約79.8%，之后緩慢降低。綜合上述分析，2017年1月至2018年12月，我國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格貢獻(xiàn)較大部分由上海黃金期貨價(jià)格的方差，也貢獻(xiàn)了絕大部分的我國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格的方差。這與我們前面的脈沖響應(yīng)結(jié)果一致。我們可以從上面的實(shí)證研究結(jié)果中看出，上海黃金期貨價(jià)格還沒有占據(jù)價(jià)格發(fā)現(xiàn)的主導(dǎo)地位，更多的是被現(xiàn)貨市場(chǎng)的黃金價(jià)格所引導(dǎo)。5、Granger因果檢驗(yàn)由Granger定理，如果兩數(shù)據(jù)序列間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，那么他們至少在一個(gè)方向上存在Granger因果關(guān)系。為了探究上海黃金期貨價(jià)格和黃金現(xiàn)貨價(jià)格之間的因果關(guān)系，我們對(duì)LNSHFE和LNSGE進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表2-6：表2-6Granger因果分析結(jié)果滯后階數(shù)原假設(shè)自由度F統(tǒng)計(jì)量P值1LNSHFEdoesnotGrangerCauseLNSGE4869.789300.0019LNSGEdoesnotGrangerCauseLNSHFE39.48327.4e-102LNSHFEdoesnotGrangerCauseLNSGE4859.219080.0001LNSGEdoesnotGrangerCauseLNSHFE40.90154.e-173LNSHFEdoesnotGrangerCauseLNSGE4845.637520.0008LNSGEdoesnotGrangerCauseLNSHFE33.60261.e-194LNSHFEdoesnotGrangerCauseLNSGE4834.554530.0013LNSGEdoesnotGrangerCauseLNSHFE26.65636.e-205LNSHFEdoesnotGrangerCauseLNSGE4823.760560.0024LNSGEdoesnotGrangerCauseLNSHFE24.30959.e-226LNSHFEdoesnotGrangerCauseLNSGE4813.165040.0047LNSGEdoesnotGrangerCauseLNSHFE19.86271.e-20如表2-6所示，LNSGE不是LNSHFE的Granger因果的P值均小于0.05，所以拒絕原假設(shè)，即LNSGE是LNSHFE的Granger因果；LNSHFE不是LNSGE的Granger因果的P值均小于0.05，所以拒絕原假設(shè)，即LNSHFE是LNSGE的Granger因果。6、實(shí)證結(jié)果分析綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果，我們可以得到以下結(jié)論：（1）我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)存在雙向引導(dǎo)關(guān)系，但現(xiàn)貨市場(chǎng)對(duì)期貨市場(chǎng)的引導(dǎo)力度相對(duì)較強(qiáng)；（2）黃金期貨市場(chǎng)有發(fā)揮到定價(jià)功能，但定價(jià)效率不夠高。對(duì)于實(shí)驗(yàn)的分析結(jié)果上海黃金期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格發(fā)揮了引導(dǎo)作用，且與現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格存在雙向引導(dǎo)關(guān)系，本文認(rèn)為有以下幾點(diǎn)原因：①上海黃金期貨市場(chǎng)交易量增加，活躍度增加。自從我國(guó)的黃金期貨2008年在上海黃金期貨交易所上市后，我國(guó)的黃金期貨交易量一直在逐步提升。自2013年起我國(guó)的黃金期貨合約交易量量連續(xù)5年位居全球黃金期貨排名第二位，成為全球最大的貴金屬期貨品種之一。②2013年7月，上期所開通貴金屬“夜盤”交易，實(shí)現(xiàn)了與外盤的銜接。2013年以前，上海期貨交易所的黃金期貨交易時(shí)間全體只有4個(gè)小時(shí)，遠(yuǎn)小于其他黃金期貨市場(chǎng)。而國(guó)際金價(jià)的大波動(dòng)較多出現(xiàn)在夜盤時(shí)間段，開通夜盤交易后，交易時(shí)間增加了晚上九點(diǎn)到次日凌晨?jī)牲c(diǎn)半共5.5小時(shí)，覆蓋了國(guó)際主要市場(chǎng)的重要交易時(shí)段，是我國(guó)的黃金期貨交易時(shí)段與國(guó)際市場(chǎng)的交易時(shí)段接軌。對(duì)于實(shí)驗(yàn)的分析結(jié)果，上海黃金期貨沒有占據(jù)價(jià)格發(fā)現(xiàn)的主導(dǎo)作用，本文認(rèn)為有以下幾點(diǎn)原因：①黃金期貨交易品種較少，門檻高我國(guó)上期所所發(fā)布的黃金期貨合約的交易單位是1000克/手，保證金4%，以目前的金價(jià)285元/克的水平來看，一手大約要28.5萬元，保證金約11400元，相對(duì)于紐交所的微型黃金10盎司/手，也就是約283.5克/手來說，上期所的黃金期貨合約對(duì)于一些普通投資者來說，門檻還是相對(duì)較高，更多的一些普通投資者還是會(huì)選擇參與投資國(guó)外的一些期貨品種。②黃金期貨價(jià)格波動(dòng)相對(duì)較小期貨市場(chǎng)上一般存在兩種投資者，一種是套期保值者，一種是投機(jī)獲利者。黃金現(xiàn)貨持有者因?yàn)閾?dān)心黃金價(jià)格波動(dòng)太大而影響其未來收益，所以選擇賣出期貨來套期保值。投機(jī)者進(jìn)入期貨市場(chǎng)是為了利用期貨價(jià)格偏離均衡的利差來獲取利潤(rùn)，而通過投機(jī)者看到期貨價(jià)格的偏離進(jìn)入市場(chǎng)做反向操作使的價(jià)差減少，達(dá)到價(jià)格發(fā)現(xiàn)的作用，同時(shí)增加了市場(chǎng)的交易量，使市場(chǎng)流動(dòng)性增加。從數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)中可以看到，黃金期貨市場(chǎng)價(jià)格的標(biāo)準(zhǔn)差小于黃金現(xiàn)貨價(jià)格的標(biāo)準(zhǔn)差，也就是說黃金期貨市場(chǎng)的波動(dòng)性還小于黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)，而這會(huì)使得我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)對(duì)投機(jī)者的吸引力不足，導(dǎo)致市場(chǎng)無法實(shí)現(xiàn)高效定價(jià)。（三）黃金期貨市場(chǎng)信息效率實(shí)證研究信息效率是指商品價(jià)格對(duì)市場(chǎng)信息作出反應(yīng)的效率，當(dāng)市場(chǎng)信息不能及時(shí)被消化，信息的獲得者可以利用信息在市場(chǎng)上賺取利潤(rùn)。因此在一個(gè)信息效率較高的市場(chǎng)上，如果出現(xiàn)一個(gè)影響市場(chǎng)的信息，這個(gè)信息會(huì)迅速被市場(chǎng)消化，反應(yīng)到其供求關(guān)系上，從而影響價(jià)格，使價(jià)格調(diào)整到穩(wěn)態(tài)。我們對(duì)中國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的信息效率的研究主要從分析其價(jià)格波動(dòng)變化來探究。1、歷史波動(dòng)率 歷史波動(dòng)率是指過去的一段時(shí)間的投資回報(bào)率的波動(dòng)率，對(duì)產(chǎn)品歷史的價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行處理得到回報(bào)率序列，再根據(jù)回報(bào)率序列判斷歷史波動(dòng)率的表現(xiàn)。在歷史會(huì)重演，未來式過去的延伸的假設(shè)下，通過對(duì)歷史價(jià)格時(shí)間序列的統(tǒng)計(jì)分析，我們可以得出產(chǎn)品收益的標(biāo)準(zhǔn)差。通過對(duì)2008年-2018年的上海黃金期貨市場(chǎng)的歷史波動(dòng)率進(jìn)行計(jì)算，計(jì)算結(jié)果如下：表2-72008年-2018年的上海黃金期貨市場(chǎng)的歷史波動(dòng)率年份收益率標(biāo)準(zhǔn)差數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)歷史波動(dòng)率20080.0201190122400.31178392620090.0131203182440.20494591920100.0106277112420.16532838120110.0127470662440.19911553720120.0096916122430.15107727320130.0126702272380.19546674120140.008919962450.13961945820150.0093185692440.14556069620160.0098476012440.15382444420170.0053609072440.08374004420180.0044468762430.069319943圖2-72008年-2018年的上海黃金期貨市場(chǎng)的歷史波動(dòng)率2、實(shí)際波動(dòng)率本文是通過加總008年-2018年的上海黃金期貨市場(chǎng)每日收益率的平方來對(duì)我國(guó)黃金期貨實(shí)際波動(dòng)率進(jìn)行估計(jì)，計(jì)算結(jié)果如下表2-8：表2-82008年-2018年的上海黃金期貨市場(chǎng)的實(shí)際波動(dòng)率年份數(shù)據(jù)個(gè)數(shù)實(shí)際波動(dòng)率20082400.0972602620092440.04211557520102420.0274246320112440.03948894620122430.02274685120132380.03856631920142450.01941438520152440.02111933220162440.02370171520172440.00698591720182430.004790677圖2-82008年-2018年的上海黃金期貨市場(chǎng)的實(shí)際波動(dòng)率從上海黃金期貨市場(chǎng)歷史波動(dòng)率和實(shí)際波動(dòng)率來看，我們發(fā)現(xiàn)從2008年到2018年黃金期貨價(jià)格的波動(dòng)率趨于平穩(wěn)，這說明我國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)在逐步完善其功能。3、游程檢驗(yàn)游程檢驗(yàn)，通過檢驗(yàn)樣本內(nèi)變量的出現(xiàn)是否是隨機(jī)的，根據(jù)樣本表現(xiàn)排列形成的游程數(shù)量進(jìn)行判斷檢驗(yàn)。對(duì)于上海黃金期貨市場(chǎng)價(jià)格的檢驗(yàn)，本文選擇其2017年1月2日-2018年12月28日的對(duì)數(shù)收益率來進(jìn)行檢驗(yàn)，即：。首先采用spss軟件進(jìn)行自相關(guān)檢驗(yàn)，若序列的自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果為序列不相關(guān)，則符合隨機(jī)游走模型的假定，檢驗(yàn)結(jié)果如表2-9：表2-92017年-2018年上海黃金期貨收益率對(duì)數(shù)序列自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果滯后Box-Ljung統(tǒng)計(jì)量自相關(guān)標(biāo)準(zhǔn)誤差a值dfSig.b1-0.0070.0450.02310.8802-0.0380.0450.72420.6963-0.0470.0451.79930.6154-0.0240.0452.07740.72250.0240.0452.36450.7976-0.0500.0453.61960.7287-0.0300.0454.05170.7748-0.0050.0454.06680.8519-0.0640.0456.09190.731100.0090.0456.131100.80411-0.0660.0458.299110.686120.0680.04510.636120.560130.0350.04511.268130.588140.0820.04514.641140.403150.0180.04514.798150.46616-0.0170.04414.938160.529a.假定的基礎(chǔ)過程是獨(dú)立性（白噪音）。b.基于漸近卡方近似。由自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，上海黃金期貨的日收益率序列自相關(guān)水平為-0.007，其中Box-Ljung統(tǒng)計(jì)量各滯后項(xiàng)都不顯著，從圖2-9我們可以看到16期ACF值均無法突破閥值，因此判斷上海黃金期貨收益率對(duì)數(shù)序列不相關(guān)。由于序列的自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果為序列不相關(guān)，符合隨機(jī)游走模型的假定，接著采用游程檢驗(yàn)來對(duì)模型做進(jìn)一步檢驗(yàn)。結(jié)果如表2-10所示。圖2-92017年-2018年上海黃金期貨收益率對(duì)數(shù)序列自相關(guān)圖表2-10上海黃金期貨收益率對(duì)數(shù)序列游程檢驗(yàn)檢驗(yàn)結(jié)果游程檢驗(yàn)VAR00003檢驗(yàn)值a0.000007638066案例<檢驗(yàn)值233案例>=檢驗(yàn)值254案例總數(shù)487Runs數(shù)242Z-0.186漸近顯著性(雙側(cè))0.852a.中值根據(jù)游程檢驗(yàn)結(jié)果，統(tǒng)計(jì)值Z=-0.186，包含在有效區(qū)間（-1.96，1.96）且漸近顯著性為0.852明顯大于顯著水平005，所以不能拒絕原假設(shè)，原假設(shè)成立，即，數(shù)據(jù)序列符合隨機(jī)游走假設(shè)，因此，上海黃金期貨交易市場(chǎng)信息傳遞效率基本達(dá)到有效。4、實(shí)證結(jié)果分析對(duì)于實(shí)驗(yàn)的分析結(jié)果上海黃金期貨交易市場(chǎng)信息傳遞效率基本達(dá)到有效，本文認(rèn)為有以下幾點(diǎn)原因：①我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)流動(dòng)性增加，隨著我國(guó)國(guó)民文化水平的提高和對(duì)金融產(chǎn)品了解的增加，越來越多投資者進(jìn)入期貨市場(chǎng)進(jìn)行投資，給我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)注入了流動(dòng)性，增加了黃金期貨市場(chǎng)的信息傳遞效率。②期貨市場(chǎng)的監(jiān)管機(jī)制日益完善。中國(guó)期貨市場(chǎng)由證監(jiān)會(huì)進(jìn)行集中統(tǒng)一管理，證監(jiān)會(huì)對(duì)期貨合約的上市、交易、結(jié)算進(jìn)行監(jiān)控，對(duì)期貨信息傳遞活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)控；而期貨從業(yè)協(xié)會(huì)監(jiān)督檢查其會(huì)員和期貨從業(yè)人員的行為，并開展對(duì)投資者的教育保護(hù)工作。這有助于我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)出現(xiàn)操作市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)，有利于維護(hù)市場(chǎng)秩序，確保黃金期貨市場(chǎng)的信息傳遞功能。三、結(jié)論及政策建議（一）結(jié)論根據(jù)本文實(shí)證研究得出的結(jié)果總結(jié)如下：根據(jù)2017年-2018年的數(shù)據(jù)，上海黃金期貨價(jià)格與現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，上海黃金期貨價(jià)格已經(jīng)可以對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格產(chǎn)生影響，但上海黃金期貨價(jià)格對(duì)我國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格起到的引導(dǎo)作用比較小，沒有占據(jù)價(jià)格發(fā)現(xiàn)的主導(dǎo)作用。根據(jù)Granger因果檢驗(yàn)，上海黃金期貨價(jià)格與我國(guó)現(xiàn)貨黃金價(jià)格互為因果，這與其他論文文獻(xiàn)的實(shí)證研究結(jié)果不一樣，說明了我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)定價(jià)效率增加，影響力明顯增加，但還存在著發(fā)展的空間。2、根據(jù)歷史波動(dòng)率、實(shí)際波動(dòng)率的計(jì)算，可以發(fā)現(xiàn)從2008年到2018年黃金期貨價(jià)格的波動(dòng)率趨于平穩(wěn)，這說明我國(guó)的黃金期貨市場(chǎng)信息傳遞效率在增加，市場(chǎng)功能逐步完善。根據(jù)游程檢驗(yàn)結(jié)果，2017年-2018年上海黃金期貨價(jià)格收益率對(duì)數(shù)序列符合隨機(jī)游走假設(shè)，符合弱式有效，說明上海黃金期貨交易市場(chǎng)信息傳遞效率好。（二）政策建議為了進(jìn)一步提高上海黃金期貨市場(chǎng)的有效性，發(fā)揮黃金期貨作為衍生工具的價(jià)格發(fā)現(xiàn)的作用，提高市場(chǎng)信息傳遞效率，本文提出幾點(diǎn)建議：加強(qiáng)法律法規(guī)建設(shè)。完善的法律法規(guī)是黃金期貨市場(chǎng)健康發(fā)展的重要保障，目前我國(guó)期貨法還在進(jìn)行立法工作中，因此要加快對(duì)期貨法的立法工作，而我國(guó)關(guān)于黃金市場(chǎng)的法制