黄金期货市场的价格发现功能是判断黄金市场是否成熟的重要指标。本文采用2018年1月2日至2020年4月30日间上海期货交易所黄金期货主力合约和上海黄金交易所现货Au9999合约收盘价数据研究发现：我国黄金期货价格对黄金现货价格已经具备一定的引导能力，并且期货价格和现货价格之间存在双向引导关系。
■王晓敏 河北大学经济学院
陈缵绪 澳大利亚昆士兰大学经济学院
一、引言
黄金作为一种重要的国际储备，它承担着平衡国际收支，防范金融风险，稳定国民经济和抑制通货膨胀的作用。为了更好地维护我国的金融安全，拥有黄金价格的话语权至关重要。黄金期货市场的价格发现功能有助于反映黄金市场影响力和成熟度，是金融领域备受关注的重要指标。我国在国际黄金市场上的地位举足轻重：从产量上看，2019年国内原料黄金产量为380.23吨，连续13年位居全球第一;从消费上看，2019年全国黄金实际消费量1002.78吨，连续7年占据全球榜首;从储备上看，截至2019年12月底，我国官方黄金储备为1948.32吨，位列全球第7位;从交易量上看，上海黄金交易所黄金成交量6.75万吨，成交额18.3万亿元，仅次于美国纽约商品交易所(COMEX)，居全球交易所市场第二位。上海期货交易所黄金期货成交量为3224.77万手(3.2万吨)位于全球交易所市场第三位，成交金额8.84万亿元。由此可见，黄金期货价格发现功能的研究不仅具有学术价值，对帮助投资者分析市场和规避风险以及制定经济政策也有很强的现实意义。
近年来，学界对于黄金期货价格发现功能的关注度较高，因其研究方法和样本区间的不同，得出的结论也各有差异。陈秋雨等(2012)选取2008-2012年间的972个黄金期现货价格进行实证分析，得出期货市场的价格波动明显比现货市场的价格波动更加剧烈且黄金期货市场的价格发现功能受到限制的结论。刘飞，吴卫锋等(2013)采用CCM、VECM、PT等模型对黄金现货和期货市场5分钟的高频数据进行分析，结果显示黄金期现货价格存在互相引导关系，且价格涨跌幅度的大小对期现货市场之间的关系影响较大。徐雪等(2014)运用Granger因果检验、Johansen协整检验和脉冲分析等方法，对黄金、白银和原油等五种大宗商品的期货价格发现功能进行实证分析。他们发现：黄金在短期内存在从期货到现货价格的单向引导关系，但长期内不存在协整关系，期货市场发现功能的证据不够充分。陈思嘉(2017)选取2008-2016年黄金价格数据研究表明：我国黄金期货价格和现货价格之间存在长期协整关系，但不存在双向因果关系。相比于期货市场，目前我国黄金现货市场影响力似乎更大，期货市场的价格发现功能尚未得到有效发挥。黄国轩(2018)选取了2017年6月-2019年5月纽约黄金期货和国内黄金期现货的日交易价格494 组数据，通过实证研究后认为国内黄金现货价格优先于国际黄金期货价格对国内黄金期货价格波动造成影响，国内黄金期货价格能够反映出国际黄金期货价格的波动，但国际影响力仍显不足，对国内黄金现货市场具有一定的传导作用和价格发现功能。
纵观以往学者的研究成果，因其研究方法和样本选取区间的差异，对黄金期货是否具有价格发现功能结论各不相同。因此，本文采用最近三年的最新期现货的日交易价格，通过 VAR 模型、协整检验、脉冲响应函数和方差分解等多种研究方法进行实证分析，以期得到最能反映目前黄金期现货市场发展状况的研究结论。
二、实证检验
1.模型建立
首先，我们对2018年1月2日至2020年4月30日间上海期货交易所黄金期货主力合约和上海黄金交易所现货Au9999合约收盘价556组数据的原始时间序列、原始时间序列对数以及对于原始时间序列一阶差分进行平稳性检验。在通过平稳性检验的基础上进而对两者进行协整检验，然后建立向量自回归模型。接下来对模型进行特征根图稳定性检验，以验证向量自回归模型的稳定性。之后对LNFP序列和LNSP序列进行最小二乘法分析，得到OLS回归方程的残差序列，再用 ADF单位根检验法检验残差序列的平稳性。在协整理论的基础上，对黄金期货价格和现货价格进行格兰杰(Granger)因果关系检验，进一步验证因果关系是否成立。最后，我们使用脉冲响应函数的分析方法，测试当市场受到外部信息影响时，黄金期现货价格的反应。由此探究国内黄金期货价格和现货价格之间的联动关系，以研究期货市场的价格发现功能的成熟程度。
2.数据的来源与处理
本文选取的样本区间是2018年1月2日至2020年4月30日的黄金期现货价格数据各566个，其中S代表的是黄金现货价格，F代表的是黄金期货价格。同时，我们对所有数据进行了对数处理，此举是为了消除异方差，提高结果的准确性。LNS 和LNF分别代表黄金现货和期货价格的对数序列。
3.实证分析
样本共计1132个数据。图1为两者收盘价趋势图，可以看到两个价格走势非常相似甚至重合，故初步判断两者具有协整关系。
▲2018年1月2日至2020年4月30日黄金期现货价格走势图
(1)平稳性检验
首先对原始时间序列进行平稳性检验。对黄金期货主力合约收盘价和上海黄金交易所现货Au9999合约收盘价进行单位根检验，检验结果如表1所示。接下来对Au.SHF和AU9999做ADF检验，结果得出ADF统计量分别是是1.514171和1.406368，原假设发生概率P值分别是0.9683和0.9605，结果都大于0.05，所以拒绝原假设，即表明上海黄金期货主力合约收盘价和上海黄金交易所现货Au9999合约收盘价皆存在单位根，为非平稳序列。
▲表1 原始数据平稳性检验
对黄金期货主力合约收盘价和上海黄金交易所现货Au9999合约收盘价进行对数化处理，分别标记为LNFP与LNSP,然后对对数收益率进行单位根检验，检验结果如表2所示：黄金期货价格和黄金现货价格的对数序列的ADF值大于显著水平1%,5%,和10%的临界值，所以在99%的置信水平下，序列LNFP和序列LNSP都不拒绝原假设，即序列LNFP和序列LNSP都有单位根，原假设发生概率P值分别是0.9703和0.9647都大于0.05，所以拒绝原假设，即表明上海黄金期货主力合约收盘价和上海黄金交易所现货Au9999合约收盘价的对数收益率皆存在单位根，为非平稳序列。
▲表2 对数平稳性检验
因黄金期货价格和黄金现货价格原始时间序列与对数序列皆为非平稳序列，因而对序列LNFP和序列LNSP做一阶差分处理， 再对它们的差分序列做ADF单位根检验。结果如表3所示：经过一阶差分后，序列LNFP和序列LNSP的ADF值都比显著水平在1%，5%，和10%的临界值要小，在99%的置信水平下，序列D(LNFP)和序列D(LNSP)都拒绝原假设，也就是说都不存在单位根，可以看出这两个序列都是平稳的序列，说明序列LNFP和序列LNSP均为一阶单整时间序列，符合后续检验的前提条件。
▲表3 阶差分平稳性检验
(2)VAR模型估计和协整关系检验
期货黄金和现货黄金同为一阶单整时间序列，因此满足进行协整分析的基础条件。首先设定和估计VAR模型，本文综合LR准则、FPE准则、AIC准则、SC准则、以及HQ准则下的最优滞后阶数和自由度，最后确定滞后阶数为一阶，检验过程如表4。由于滞后阶数为一阶，所以本文建立的是一阶滞后项的向量自回归模型，即 VAR(1)模型。
▲表4 滞后阶数检验
利用Eviews10.0软件建立对VAR(1)模型如下式所示：
LNFP = 0.634279753336*LNFP (-1) + 0.366387247355*LNSP (-1) - 0.0116178773359
LNSP = 0.69314835613*LNFP (-1) + 0.308362643066*LNSP (-1) - 0.305305494193
对VAR(1)模型进行稳定性检验，检验结果如图2所示，全部的圆点都在圆的里面，即特征根倒数的模都在单位圆的里面，说明所建立的模型是稳定的。
▲图2 VAR模型特征根图
在建立好VAR(1)模型之后，对LNFP序列和LNSP序列进行OLS回归，得到OLS回归方程的残差序列，再用 ADF单位根检验法检验残差序列的平稳性，假如检验结果为平稳，那么就表明LNFP序列和LNSP序列存在协整关系，假如不平稳，那么说明LNFP序列和LNSP序列不存在协整关系。首先通过OLS估计得到回归方程：
LNFP = 0.114708884281 + 0.999740024235*LNSP
对残差序列做ADF单位根检验，结果如表5所示，表明残差序列都是平稳序列，序列LNFP和序列LNSP之间存在协整关系，即2018年1月2日至2020年4月30日间，上海黄金期货每日收盘价和上海黄金每日现货价格之间存在长期均衡关系。
▲表5 残差序列ADF单位根检验
(3)Granger因果关系检验
虽然我们证明了国内黄金期现货价格之间存在着长期均衡关系，但还需通过Granger因果关系来进一步验证因果关系是否成立。结果如表6显示，LNFP与LNSP存在格兰杰因果关系的概率均小于置信度0.05，证明黄金期货市场与黄金现货市场存在因果关系。
▲表6 Granger因果关系检验
(4)脉冲响应函数分析
脉冲响应函数通过评估一个标准差大小且来自于随机扰动项的冲击对VAR模型的内生变量的即期值与未来值的影响，也可以理解为模型中的变量对模型中其他变量冲击后的反应。经过Eviews10.0软件运算，我们获得了2018年1月2日至2020年4月30日黄金期货主力合约和现货Au9999合约的脉冲响应函数结果，即图3。结合图3可以发现，总体趋势向右上方倾斜，呈正向反应。期货市场在来自于自身市场本期的一个标准差冲击后，便有了较强的反应，在第1期下降，第2期随即有了较大幅度上升，从第4期起开始趋向平稳。而期货市场对现货市场进行一个标准差的冲击后，现货市场始终呈上升趋势，于第4期开始趋于平稳。现货市场对期货市场进行一个标准差的冲击后，前三期为正向反应，第4期起趋向于零。现货市场对于自身市场的冲击反应的前三期为正向反应，第4期起趋向于零。
如图3上下端图像两两对照，通过其波动范围可以看出：对于期货市场来说，来自于期货市场的冲击，要比来自于现货市场的冲击反应要大且两市场对期货市场的冲击都具有一定的持续性;对于现货市场来说，来自于期货市场的影响，要比来自于自身市场冲击的影响要大，且两市场对现货市场的冲击在前三期具有一定的影响，第4期起趋向于零，对现货市场基本不产生影响。
通过以上分析，我们发现期货市场面对冲击的反应都要比现货市场的反应更加明显，可见黄金期货的价格波动比黄金现货的价格波动更加显著。由此，我们认为黄金衍生品的市场风险高于现货的市场风险。
▲图3 脉冲响应函数结果
三、实证研究结论
1、结论研究：
通过以上分析，我们得出如下结论：我国黄金期货与现货价格的一阶差分均为平稳序列，且两者之间存在长期稳定关系。期货对期货、现货对期货始终呈正向影响，波动影响较大;现货对现货，期货对现货的影响前三期为正向影响，第四期以后趋向于零。由此我们认为：我国黄金期现货市场具有双向的引导作用，其存在较高的市场定价效率，但国际影响力仍显不足，对国内黄金现货市场具有一定的传导作用和价格发现功能，这与当前我国黄金期货市场流动性有待加强以及交易主体结构有待完善有关。
2、政策建议：
我国黄金期货市场与国际上发达国家的期货市场还有较大的差距，其价格发现功能有待提升。基于研究结果，提出如下政策建议：
(1)增强黄金期货市场的流动性和参与度。通过降低交易准入门槛、调整杠杆比例和最低合约交易单位，以吸引更多的投资者参与黄金期货市场交易。总之，通过增强黄金期货市场的流动性，有助于提高黄金期货市场的价格发现功能。
(2)加快黄金衍生品交易创新。通过不断推出新的期货产品，吸引和满足不断提高的黄金投资需求。此外，还可以运用互联网技术，通过移动客户端，为投资者提供更加便捷和高效的投资模式和渠道。
(3)开展全方位跨地区合作，稳步提升我国在国际黄金市场的定价话语权。中国是黄金的第一大生产国和消费国，这是提高定价权的基础和条件。我们应该充分发挥国际板在疏通黄金进口渠道中的作用，提高国内黄金市场应对国际价格冲击的能力。
(4)促进黄金期货市场投资者结构的优化进程。目前黄金期货交易市场存在投资者多于保值者，投机者多于实业家的现象。我国的黄金期货交易所中期货公司比例较高，而真正需要买卖黄金进行生产的交易者较少。这会导致黄金期货市场的价格波动较大以及投机气氛浓厚的问题。优化投资者结构也具有稳定市场的作用。
参考文献：
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