中國(guó)黃金期貨價(jià)格與黃金現(xiàn)貨價(jià)格聯(lián)動(dòng)影響實(shí)證分析

曹 瀟

(西北政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,西安 710100)

中國(guó)黃金期貨價(jià)格與黃金現(xiàn)貨價(jià)格聯(lián)動(dòng)影響實(shí)證分析

曹 瀟

(西北政法大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,西安 710100)

借助單位根檢驗(yàn)、因果檢驗(yàn)以及共同因子貢獻(xiàn)法,實(shí)證分析了我國(guó)黃金期貨價(jià)格與黃金現(xiàn)貨價(jià)格之間的聯(lián)動(dòng)影響機(jī)制。研究表明,兩者價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)長(zhǎng)期一致,短期偏差較大,同時(shí)兩者的價(jià)格波動(dòng)率序列有較高的相互依存性。

黃金價(jià)格;波動(dòng)率序列;相關(guān)性

中國(guó)黃金市場(chǎng)處于新興階段,市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)劇烈,而且風(fēng)險(xiǎn)巨大。因此,對(duì)黃金期貨價(jià)格與黃金現(xiàn)貨價(jià)格之間的聯(lián)動(dòng)影響機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析,有助于黃金生產(chǎn)商進(jìn)行套期保值,提高市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力,也有助于投資者規(guī)避黃金價(jià)格波動(dòng)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。

對(duì)黃金期貨和現(xiàn)貨價(jià)格間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系,國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的研究文獻(xiàn)多借助因素分析模型以及經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型進(jìn)行分析[1-2],這使得數(shù)據(jù)間存在的偽回歸、共線性等諸多問(wèn)題無(wú)法得以解決。因此,本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)研究的基礎(chǔ)上,擴(kuò)大實(shí)證研究的時(shí)間段,并借助不同的計(jì)量方法,進(jìn)一步實(shí)證分析我國(guó)黃金期貨價(jià)格與黃金現(xiàn)貨價(jià)格聯(lián)動(dòng)影響機(jī)制。

1 研究假設(shè)、變量設(shè)計(jì)與樣本區(qū)間

根據(jù)套期保值理論,黃金期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)具有趨同性。因此,實(shí)證研究中可假設(shè)兩者價(jià)格變動(dòng)趨向一致。

在變量設(shè)計(jì)方面,選取黃金期貨價(jià)格指數(shù)的日收盤(pán)價(jià)格為 FAU,與其所對(duì)應(yīng)的現(xiàn)貨AU 9999和AU 9995的日收盤(pán)價(jià)格的均價(jià)為SHAU。不同的黃金期貨合約交割期限各異,導(dǎo)致黃金期貨價(jià)格不具連續(xù)性,因此,本文從文華財(cái)經(jīng)網(wǎng)站和上海黃金交易所網(wǎng)站獲取黃金現(xiàn)貨價(jià)格和黃金期貨價(jià)格,采用滬金指數(shù)表示黃金期貨價(jià)格,黃金現(xiàn)貨價(jià)格則為每月金價(jià)交易表中的日收盤(pán)價(jià),樣本區(qū)間選取2008年1月9日至2009年12月20日,共472個(gè)。

2 實(shí)證模型與計(jì)量檢驗(yàn)

2.1 單位根(ADL)模型分析

為避免因素分析模型中可能遺漏的重要變量對(duì)參數(shù)估計(jì)的影響,以及經(jīng)典計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型可能存在的偽回歸、共線性等諸多問(wèn)題,本文采用最新發(fā)展的動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型協(xié)整(Co2integration)研究黃金期貨價(jià)格與黃金現(xiàn)貨價(jià)格之間的聯(lián)動(dòng)影響機(jī)制。

借助Eview s5.1分析軟件,通過(guò)對(duì)472個(gè)數(shù)據(jù)的處理,可構(gòu)建黃金期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格之間的回歸方程:

由SHAU的系數(shù)為1.071 703可知,我國(guó)黃金期貨價(jià)格與黃金現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)趨向一致,而且兩者之間有著較高的線性相關(guān)度。這說(shuō)明,當(dāng)前黃金期貨市場(chǎng)具有一定的套期保值功能。

由Durbin Watson值 <1.5可知,回歸方程(1)的殘差序列具有高度正一階序列相關(guān)性。因此回歸方程(1)的殘差序列自相關(guān)性需借助Greusch2Godfrey LM檢驗(yàn)(p=2)。如表1所示。

表1 回歸方程(1)的殘差序列相關(guān)性

檢驗(yàn)結(jié)果顯示,回歸方程(1)的殘差序列存在著序列相關(guān)性,在1%的顯著性水平下拒絕原假設(shè),因此,回歸方程(1)的估計(jì)結(jié)果失效,需借助其他方法修正殘差序列的自相關(guān)性。

計(jì)算我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)率序列可利用公式 R=Δpt/pt-1來(lái)進(jìn)行,RFAU表示期貨價(jià)格, RSHAU表示現(xiàn)貨價(jià)格。在對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析之前,首先對(duì)分析中所涉及的變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),即單位根檢驗(yàn)。ADF檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑?

其中εt為白噪聲,Δ為差分算子,β1為常數(shù)項(xiàng),β2為趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù),δ為不同滯后期的差分系數(shù)。原假設(shè) H0,表示{yt}有一單位根,即{yt}非平穩(wěn),但它經(jīng)過(guò) d階差分后平穩(wěn),就稱{yt}是 d階單整的,記為 I(d)。

ADF檢驗(yàn)進(jìn)行2階滯后得到的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 兩個(gè)時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表2可知,兩個(gè)序列為平穩(wěn)序列。因此,需要借助自回歸分布滯后[ADL(p,q)]模型分析市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避功能。

自回歸分布滯后模型如(3)式所示:

由回歸分析選取階數(shù)p=1,q=2,構(gòu)建自回歸分布滯后模型如下:

利用LM及CUSUM檢驗(yàn)對(duì)(4)式殘差序列分別進(jìn)行檢驗(yàn),并進(jìn)行參數(shù)重整,可得價(jià)格序列的誤差修正模型如(5)式所示:

式(5)中差分項(xiàng)反映了短期黃金現(xiàn)貨價(jià)格波動(dòng)對(duì)黃金期貨價(jià)格的影響,黃金期貨價(jià)格偏離長(zhǎng)期均衡價(jià)格的調(diào)整力度則由誤差修正項(xiàng)ecmt的系數(shù)反映。由長(zhǎng)期均衡系數(shù)為1.047可知,我國(guó)黃金期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格波動(dòng)之間存在較高依存關(guān)系,兩者之間的變化率有104.7%,是呈線性關(guān)系的。由調(diào)整系數(shù)-1.894可知,長(zhǎng)期均衡對(duì)短期價(jià)格波動(dòng)具有較強(qiáng)的調(diào)整力。

2.2 Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的定義基于系統(tǒng)的向量自回歸(VAR),并且假定每一變量的預(yù)測(cè)信息均包含在這些變量的時(shí)間序列之中。對(duì)于兩變量情形,檢驗(yàn)要求估計(jì)以下回歸:

其中c1,c2為常數(shù)項(xiàng);u1t,u2t為白噪聲差項(xiàng),且對(duì)所有的t有 E(u1t,u2t)=0;α,β,γ及δ均為系數(shù)項(xiàng);m表示線性約束個(gè)數(shù),n表示樣本個(gè)數(shù)。如果接受 H01:β1=β2=…=βn=0,則xt不是yt的Granger原因,反之則表明xt是yt的Granger原因;若接受 H02:γ1=γ2= …=γm=0,就表明yt不是xt的Granger原因,反之則yt是xt的Granger原因。對(duì)以上偏回歸系數(shù)為零的聯(lián)合檢驗(yàn)可以通過(guò)F檢驗(yàn)實(shí)現(xiàn),如果計(jì)算所得的F值大于給定的臨界值,則拒絕原假設(shè),表明存在著因果關(guān)系,反之就表明接受原假設(shè),不存在因果關(guān)系。對(duì)于不具有協(xié)整關(guān)系的變量,可用其各自的一階差分序列來(lái)進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。在因果關(guān)系檢驗(yàn)中會(huì)涉及到滯后階的選取,根據(jù)赫池信息準(zhǔn)則(A IC),本文設(shè)定各變量的滯后階數(shù)為2。

本文以黃金期貨價(jià)格作自變量,以黃金現(xiàn)貨價(jià)格作為因變量,檢驗(yàn)期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的影響。設(shè) yt為即期期貨價(jià)格,yt-1為滯后一期期貨價(jià)格,xt-1為滯后一期現(xiàn)貨價(jià)格,應(yīng)用Eview s5.1的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知,黃金期貨價(jià)格波動(dòng)的 Granger原因是黃金現(xiàn)貨價(jià)格的波動(dòng),黃金現(xiàn)貨價(jià)格波動(dòng)的 Granger原因卻不是黃金期貨價(jià)格的波動(dòng)。由此可知,我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)不具價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。

2.3 共同因子貢獻(xiàn)法

由于Granger因果檢驗(yàn)無(wú)法檢驗(yàn)期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的影響力度,因此需要借助共同因子貢獻(xiàn)法,度量期貨市場(chǎng)收盤(pán)價(jià)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)開(kāi)收盤(pán)價(jià)的影響力度。

Granger(1995)的P2T模型的一般假定如下:

式(8)正是Stock和Watson(1988)的共同因子表達(dá)式,共同因子是ω,其中無(wú)法對(duì) yt產(chǎn)生永久沖擊的短暫成分為Gt。此時(shí)價(jià)格的線性組合可以由共同因子ω分解而得:

表4 我國(guó)黃金現(xiàn)貨與黃金期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力檢驗(yàn)結(jié)果

由于η1>η2,所以我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的收盤(pán)價(jià)格影響到了黃金現(xiàn)貨市場(chǎng)的收盤(pán)價(jià)格。同時(shí)由η1-η2=0.034可知,兩個(gè)市場(chǎng)收盤(pán)價(jià)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)能力較為接近。

3 計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)論

由實(shí)證分析可知,長(zhǎng)期來(lái)看我國(guó)黃金期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格走勢(shì)趨于一致,短期卻存在較大偏差,同時(shí)兩者的價(jià)格波動(dòng)率序列有較高的相互依存性。由此,我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)已具備一定風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避功能,但是黃金期貨市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)還不具備價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。

[1] 余亮,周小舟.我國(guó)黃金期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格變動(dòng)和價(jià)格發(fā)現(xiàn)機(jī)制[J].上海金融,2009(4):41-44.

[2] 趙蕊.我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)功能發(fā)揮的實(shí)證研究[J].金融發(fā)展研究,2009(3):70-73.

[3] 周潔卿.中國(guó)黃金市場(chǎng)研究[M].上海:上海三聯(lián)書(shū)店, 2002:5-12.

[4] 李戰(zhàn)杰.黃金價(jià)格的影響因素[J].重慶商學(xué)院學(xué)報(bào), 2002(4):20-22.

[5] 楊柳勇,史震濤.黃金價(jià)格的長(zhǎng)期決定因素分析[J].統(tǒng)計(jì)研究,2004(6):21-24.

[6] 胡恩同.黃金的雙重屬性與其價(jià)格決定機(jī)制[J].黃金科學(xué)技術(shù),2005(9):1-7.

[7] 張志剛,黃解宇.我國(guó)黃金現(xiàn)貨價(jià)格與國(guó)際金價(jià)關(guān)系的比較研究[J].價(jià)格理論與實(shí)踐,2007(12):70-71.

[8] 張紀(jì)康.世界黃金期貨及其交易方式[J].外國(guó)經(jīng)濟(jì)與管理,1995(9):33-34.

[9] 黃益龍,汪楊嵐.世界主要黃金期貨品種與我國(guó)黃金期貨的發(fā)展[J].黃金市場(chǎng),2005,26(4):4-7.

[10] Gonzalo J,Granger C W.Estimation of common long-memory components in cointegrated systems[J].Journal of Business and Economic Statistics,1995(13):1-9.

[11] Stock J H,Watson M W.Testing for common trend [J].Journal of the American Statistical Association, 1988,83(4):1097-1107.

(責(zé)任編校:李秀榮)

Em pirical Analysis of Coupling Effects between China’s Forward Gold Price and Spot Gold Price

CAO Xiao

(School of Economics and Management Northwest University of Political&Law,Xi’an 710100,China)

With the aid of strategies like linear regression,unit root test,Granger-causality test and a common factor contribution,this paper made an empirical analysis of coup ling effects be-tween China’s forward gold p rice and spot gold p rice.The research result show s that there is long-term consistency between their p rice change trend but there are short-term discrepancies be-tween them,while at the same time there is high-level interdependence between their price volatility rate sequence.

gold prices;volatility rate sequence;correlation

F830.91

A

1672-349X(2010)06-0082-03

2010-11-04

曹瀟(1975-),男,講師,博士,主要從事金融工程方面的研究。