期货市场经济功能研究

期货市场经济功能研究（精选8篇）

期货市场经济功能研究 篇1

摘要：文章运用经济学的基本分析框架，建立起期货市场与国民经济发展关系的理论模型，从微观和宏观两个角度系统分析期货市场对经济发展的促进作用。从理论上系统研究了期货市场的经济功能。

关键词：期货市场；国民经济；价格发现；风险转移

一、引言

我国期货市场自20世纪90年代初开办以来。经历了不平常的发展道路。经过数年的整顿规范，我国期货市场的市场环境、内部结构、市场规模均取得了很大的进步。随着我国加入WTO，我国期货市场面临着良好的发展机遇，期货市场交易规模近来出现了持续的恢复性增长。

值此期货市场蓬勃发展之机，我们更应该在反思中国期货市场走过的曲折道路的基础上，借鉴国际期货市场发展的成功经验，对期货市场在国民经济发展中的作用进行深人地探讨，客观认识我国期货市场的经济功能，揭示期货市场对我国经济发展的实际作用。这样才能够为促进我国期货市场的稳定发展提供理论上的保障。

二、文献综述

关于期货市场的经济功能．即其对国民经济发展的作用，国外的研究主要集中于微观层面的理论分析。据其对期货市场经济功能强调重点的不同，研究可分为三大观点：首先是传统的观点，即认为期货市场的主要功能就是风险转移，如Samuelson(1965)首先将商品期货界定为“票据”，然后通过对完全竞争市场均衡价格的两种形式的分析，指出商品期货市场具有稳定价格(价格熨平)的功能，同时还具有风险分摊(套期保值)的功能。其次是期货市场的流动性理论，Working(1962)和Telser(1981，1986)认为，就风险转移而言远期比期货更有效。所以期货市场的主要功能并不在于风险转移，而在于为市场参与者降低交易成本、提供流动性。而Williams(1986)则提出了隐性借贷理论。他认为套期保值实质上是一隐性借贷行为，所以期货市场是一种隐性借贷市场。故而期货市场的重要作用应是规避信用风险，减低交易成本。综合上述观点，Hieronymus(1993)指出，最接近自由竞争的期货市场，其主要功能在于确定投机价格，提供风险转移机制和建立公平的融资渠道等几方面。

在国内，由于期货市场长期处于试点、整顿阶段，故而关于期货市场对国民经济发展作用的探讨一直都未停止，但这些探讨大都集中于宏观层面的实践总结。比较具有代表性的有：常清(1999)提出，应在反思10年研究和试点的基础上，对诸如经济发展与期货市场建设；期货市场建立与市场经济改革；期货市场与通货膨胀、通货紧缩；期货市场会否制造泡沫经济等有关重大理论问题进行深入探讨。陈述云(2001)指出期货市场主要有以下几个作用：(1)有利于商品生产经营者改善内部经营管理，避免价格风险。提高经营效益；(2)为政府制定宏观经济政策、实现宏观调控目标提供价格决策信息；(3)有利于完善市场体系与市场价格形成机制；(4)有利于建立各种金融市场之间的竞争和均衡关系。姜洋(2005)认为稳步发展期货市场有助于确立大宗商品定价话语权，有助于加强和改善宏观调控，有助于推进商业银行转变经营机制，并且有助于健全我国石油安全机制。田源(2005)亦指出期货市场的价格发现和套期保值功能，决定了它在全球资源配置中发挥重要作用的同时，能够帮助国家化解市场价格波动的风险，趋利避害，促进经济发展，维护国家利益。而马文胜(2005)则将新形势下期货市场的功能归结为：(1)宏观功能，包括保护国民经济安全与国家利益、对产业调整起

宏观调控作用和联接实体经济与虚拟经济等三方面；(2)微观功能，包括价格发现与套期保值和形成良好投资渠道两方面。曹和平(2005)也提出：期货行业是一个能够直接为GDP带来增长的实物性产业。期货市场不仅能够发现价格规避风险，而且由于它自己产品的需求价格弹性和供给价格弹性比其它的银证期保类产业要快，这就使它能够成为宏观经济的稳定剂。

综述国内外有关文献。我们可以发现期货市场作为高级的市场组织形式，具有形成价格进而优化资源配置的根本作用。故而期货市场的基本经济功能就在于：(1)风险转移功能，也就是期货市场通过套期保值能够有效的转移价格风险，其实质就是期货市场通过形成合理的风险价格(套保费用)，将现货市场的价格风险在套期保值者和投机者之间进行有效转移。

(2)价格发现功能，也就是由于期货市场具有公开性、预期性和连续性的特征，期货价格能够准确及时地反映当前和未来的市场供求，从而优化资源配置。

在两大基本功能的基础上，期货市场可衍生出一系列具体的派生功能。首先是期货市场的宏观功能，主要包括三个方面：(1)促进经济增长；(2)平稳经济波动；(3)保障国家经济安全。其次是期货市场的微观功能，主要是帮助企业转移价格风险，锁定生产成本，保障经营收益。事实上期货市场对国民经济发展的主要作用也就在于此。

进一步分析我们发现，虽然国内外在这方面的探讨很多。但前期文献存在着较为明显的不足。前期文献的理论探讨多为局部均衡分析或简单经验判断，尚未发现采用一般均衡分析框架，运用金融经济学基本理论对期货市场的经济功能进行规范分析的成果；同时全面系统地理论研究期货市场功能发挥状况的具体文献也几近于无。这就说明国内外在这两方面的工作实际尚未展开，而这种状况既与目前国内期货市场高速增长的现状不相适应，更会阻碍未来我国期货市场的稳定发展。

所以，下面我们即对期货市场的两个基本经济功能进行深入系统的理论分析。

三、期货市场通过风险转移功能优化资源配置

这部分的研究我们主要从微观角度人手，讨论期货市场对国民经济的影响。

期货市场没有出现以前，商品生产者和经营者要承担来自于季节性的变化、自然因素的影响和政治因素的影响的全部价格波动的风险，这种风险会给商品生产者和经营者造成直接或间接损失。期货市场出现以后，商品生产者和经营者可以通过期货市场进行套期保值交易来将价格波动的风险有偿转移给愿意承担风险的投资者。这就是期货市场的风险转移功能。我们认为，期货市场通过风险转移功能能够优化资源配置，这一点可以通过下面的局部均衡分析来证明。

不确定的价格会影响到风险厌恶的厂商的生产行为。对于这一点，理论界早有研究。早在1971年，Agnar Sandmo就在模型中严格证明了，风险厌恶的厂商在面对不确定的价格的时候会减小自己的产出(Sandmo 1971)。但是一旦存在远期市场、期货市场及期权市场等这些可以进行套期保值的金融市场的时候，厂商可以将自己面临的价格风险转移给金融市场中的买方和其他投机。Holthausen(1979)及Lapan等人(Lapan et．a1．1991)也证明了当期货价格与未来现货价格的期望相等时，也就是所谓的期货价格是无偏的时候．厂商的产量与它面对一个等于未来现货价格期望的确定的价格下所选择的产量一样。这也就是说。通过包括期货市场这些金融市场的引入，可以提高厂商的产量(相对没有这些市场时而言)。

在现有的文献的基础上，我们将主要对不存在期货市场和存在期货市场两种情况下风险厌恶的厂商的生产决策研究，以此发现期货市场风险转移功能对市场参与者的福利的影响情况，从而证明期货市场的确能够通过风险转移弥补现货市场的不足，优化市场资源配置。

1．无期货市场时的厂商决策。

在这部分中，我们遵循Sandmo(1971)的框架，分析没有期货市场时厂商的生产决策。我们假设：

(1)厂商处于完全竞争市场。

(2)厂商从其利润中获得效用。其效用函数为一个以2．存在期货市场时的厂商决策。此处我们在模型中引入期货市场，并研究这一市场的引入对厂商生产的影响。为了分析的简便，我们这里借用Hohhausen的假设，即市场的参与者并不是像现实中那样在期货合约到期之前平仓，而是持有期货合约一直到期并履行合约。因此，实际上这里讨论的更像是远期市场。但是只要期货市场与现货市场之间的无套利关系能够始终成立，这里的分析就可以很容易地推广到真实期货市场的状况。

假设厂商在期货市场上有总量为h的套期保值头寸。期货合约的当期价格为f，未来价格为b。则厂商的最优化问题可以写为

由(10)式可以得出结论：当存在期货市场时，厂商的生产决策只受期货价格b的影响。当期货的价格等于未来现货市场的价格的期望时(b=E[P]=μ)，厂商的行为与完全竞争条件下面对确定价格时的行为一样，即 而厂商的风险厌恶程度仅仅影响厂商在期货市场的头寸。因此，在这种情况下，相对于没有期货市场的情况，期货市场的引入能提高厂商的产量()，达到资源配置优化的产量。

进一步，当期货的价格b<μ时，厂商的产出低于价格为确定时的产出。此时期货市场的引入是否会增加厂商的产量(相对于没有期货市场，而价格又是不确定的情况)，是不确定的。具体要依期货价格而定。而当期货的价格b>μ时，厂商的产出高于价格为确定时的产出。这就说明，如果期货市场非有效，则其对现货市场乃至资源配置的作用很可能是负面的。基于微观角度，我们发现在不确定的情形下，有效率的期货市场确实能够弥补现货市场的不足。即其通过转移厂商面对的价格风险，促使风险厌恶的厂商做出有效率的产量决策，从而优化资源配置，促进经济发展。

四、期货市场通过价格发现功能促进经济增长

下面我们从宏观的角度，分析期货市场对国民经济的作用。

作为期货市场的基本功能之一，所谓价格发现是指在期货市场上通过公平竞争、高度透明和集中交易的方式所形成的，最接近市场真实需要，能够反映当前和未来供求关系，指导现实生产和经营的价格水平。

由于现货价格在形成过程中的时滞性、分散性和更重要的信息不对称性，其价格的真实性受到严重影响。以其作为市场信号，就会造成不必要的损失，形成高昂的交易成本。而由于规则公平，买家和卖家众多，期货市场积聚了各方面广泛信息。由此信息集中过滤所形成的期货价格，必然能够比较准确地反映真实的供求状况及其未来价格变动趋势，形成正确的价格信号。这样通过期货市场的价格发现，就显著地降低了相关商品的交易成本，促进了商品的交易乃至经济的发展。

事实上，期货市场价格发现功能的根本作用就是显著降低商品交易成本，促进经济增长。Williams(1986)则从另一角度论证了期货市场降低交易成本的基本作用。他指出原则上任何一种商品和服务都应有一个市场，但为了降低整个交易成本，市场的数目应在满足交易需要的前提下尽可能减少。有的商品或服务没有必要在有形的市场中交易，而可以在隐性市场上进行交易。两个有形的市场交易一般就可以衍生出一个隐性(市场)交易。事实上现货市场、期货市场和借贷市场就是这样相互联系的。所谓套期保值，就是期货交易和现货交易的结合，其实质包含着一种隐性的商品借贷交易。所以以套期保值为目的的期货市场是一种隐性借贷市场。故而期货市场的重要作用应是规避信用风险，减低交易成本。

下面我们采用Yang和Borland(1991)建立的新兴古典动态一般均衡分析框架，研究期货市场是如何通过降低交易成本来促进经济增长的。

由上可见，交易条件越好，交易成本越低，则分工的演进就越快，专业化经济优势就越强，从而经济增长也就越快。

而期货市场恰恰就能够降低交易成本。我们可以延续上述思路具体分析一下：

在t=O时，分工水平很低，每种贸易品均有多个生产者。因而购买者可以选择其中任一，即使购买者在这一生产领域已停止人力资本积累。所以此时存在一个瓦尔拉斯机制。然而可以证明，由于熟能生巧和专业化经济，经济可能演进到极端分工的状态：每种产品只有极少生产者，每个人作为他的专业产品的出售者就是一个垄断者，而作为其它产品的购买者，相对其中的生产者而言是没有竞争力的(因为此人已停止在此领域的人力资本积累)。所以在t很大时，存在一个对称的多边垄断机制，垄断造成的机会主义行为产生了阻止专业化经济优势被充分利用的内生交易成本，从而影响了经济增长。

而以期货市场为代表的长期合约制度安排，可用于限制这种机会主义行为导致的内生交易成本。如前假设，所有交易都是通过一个合约系统和一个期货市场来进行谈判。在t=O时期的一个瓦尔拉斯机制决定所有的长期合约。这些长期合约不能在以后重新谈判。t=-O时期任何人都没有生产活动的经验，因而人们事前完全相同并无“专家”与“外行”之分。因为所有的交易通过合约系统被在t=O时期运作的期货市场完全决定，因此尽管随着时间的推移生产者会从熟能生巧中获得垄断权力，但在合约签订之时还没有垄断权力存在。与所有人的理性预期假设结合，t=O期的瓦尔拉斯机制是可行的。因此期货市场的功能就是消除由机会主义行为产生的内生交易成本。如果没有期货市场，由熟能生巧和专业化经济引致的机会主义行为是不可避免的。

所以，根据新兴古典动态一般均衡分析框架，我们发现期货市场能够降低经济体系的内生交易成本，促进社会分工水平的提高，最终促进经济增长。

五、结论

期货市场经济功能研究 篇2

国内外理论界普遍认为, 期货市场具有价格发现和风险转移两大基本经济功能。很显然, 一国要发展期货市场, 必须充分发挥期货市场这两大基本经济功能。所谓期货市场的价格发现功能, 就是指通过期货市场上公开、公平、公正的期货交易, 形成具有真实性、预期性、连续性和权威性的期货价格信息并通过期货市场的价格报告制度告知公众指导其生产、经营或投资所具有的效能。

从理论上来讲, 研究期货市场的价格发现功能, 可以归结为以下两个问题:一是期货价格与现货价格之间是否存在着长期均衡关系?二是如果期货价格与现货价格之间存在着长期均衡关系, 那么期货价格与现货价格的因果关系走向如何?即期货价格的变动是否是现货价格变动的原因?或者相反, 现货价格变动是否是期货价格变动的原因?

从国内已有的研究成果来看, 1999年之前, 以童宛生教授为代表的国内学者运用期货价格与现货价格的相关性分析、期货价格与现货价格的因果性分析以及基差分析方法对中国商品期货市场的价格发现功能进行了实证分析。从1999年起, 国内学者开始运用ADF单位根检验法、Johansen协整检验法与Granger因果检验法以及误差修正模型和冲击反应模型两种计量模型实证研究中国期货市场的价格发现功能。

本文试图在已有研究成果的基础上, 对中国期货市场铝的价格发现功能做进一步的实证研究。

二、实证方法

1. 协整检验和ADF检验。

对时间序列进行差分, 然后对差分序列进行分析, 这样的做法忽略了原时间序列包含的有用信息, 而这些信息对分析问题又是必要的。所以, 在统计学上采用协整分析可以更好地处理非平稳数据问题。

假设又两个时间序列X, Y-I (1) , 一般来说, a X+b Y不一定是平稳序列, 但如果存在某个线性组合U=a X+b Y+m是I (0) 且具有零均值, 则称X与Y之间存在协整关系, 协整关系反映了X与Y两个变量之间长期均衡关系。

在具体应用协整理论进行时间序列分析时, 必须先分别检验被分析序列是否是平稳的。

2. Granger因果检验。

协整检验只说明了X、Y两个变量之间的长期均衡关系, 无法说明两个变量中谁在发现价格中起主导作用, 因此, 需要对期货价格和现货价格进行进一步的因果分析。Granger (1969) 在考虑两个相关时间序列的关系时, 提出了因果检验。

3. 方差分解。

将价格变动的方差进行分解可以进一步分析出中国棉花期货价格和现货价格波动时对方的贡献率, 以此评价期货市场在价格发现功能中的作用大小。

三、国内期货价格与现货价格关系实证研究

1. 样本数据的选取。

本文选择上海商品交易所中铝的期货价格与现货价格做实证分析。

由于每个期货合约都将在一定时间到期, 合约到期以后, 该合约将不复存在。因此, 单个合约的期货价格具有不连续性的特点。但在同一交易日, 同时有若干个不同交割月份的同一品种的期货合约在进行交易, 因此, 同一期货品种在同一交易日会同时有若干个不同交割月份的期货数据存在。为克服单个合约期货价格不连续的缺点, 可以产生连续的期货价格序列, 对期货价格的发现功能进行研究。

这里按照以下方法构造连续期货约价格序列:

铝期货选取距离交割月为3个月期的期货合约为代表。由于我所考察的铝期货选取日期从1995年4月17日开始的, 因此, 根据选取标准, 选取1995年7月15日交割的铝期货合约作为代表, 如果当月15号无交易的, 选取下一个交易日的合约作为代表, 其他以此类推。

经过配对、筛选, 剔除了不匹配数据, 数据选取了从1995年4月至2009年1月的163组铝期货价格与现货价格数据。其中现货价格由到期日的收盘价代替, 结算价格为期货价格。

2. ADF检验和协整检验。

由表1得知, 在1%、5%、10%置信区间内Y、X都是非平稳的 (即期货价格与现货价格时间序列为非平稳的) , 而在进行一阶方差后, 发现Y和X是平稳的 (即期货价格现货价格的一阶差分为平稳的) 。

从表中得知, 以检验水平0.05判断, 因为统计量 (似然比较计量) 的值都大于5%检验水平, 所以Y和X之间存在一个协整关系。即上海铝期货价格和现货价格之间存在着长期动态均衡关系。

3. Granger因果检验。

从表3不难发现, 铝期货价格与现货价格之间, 只存在显著的单向引导关系, 上海铝现货价格显著引导铝期货价格, 而不存在期货价格对现货价格的引导关系。

注:该检验显著性水平为1%。

4. 方差分解。

表4给出了铝的方差分解结果, 可得知对期货价格变动长期作用部分的方差, 当滞后期为1时, 总方差全部来自期货市场, 随着滞后期的增加, 总方差中来自现货市场的部分呈现上升趋势, 最终趋于8.915688%, 而来自期货市场的部分则呈现下降趋势, 最终趋于91.08431%。对现货价格变动长期作用部分的方差, 当滞后期为1时, 98.58861%来自于现货市场, 随着滞后期的增加, 总方差中来自现货市场的部分呈现下降趋势, 最终趋于1.411385%, 而来自期货市场的部分则呈现上升趋势, 最终趋于98.58861%。通过计算, 在铝市场上, 来自现货市场的平均数93.0577%大于期货市场6.9423%的平均数。差异比较大, 说明上海交易所中铝的期货价格发现机制很不显著。

(单位%)

四、结论

对中国铝期货市场的价格发现功能进行了实证研究, 得出了以下几个结论: (1) 铝期货价格序列和现货价格序列均是非平稳的, 但它们的一阶差分均是平稳的。 (2) 铝期货价格与现货价格之间存在协整关系, 存在长期均衡关系。 (3) 从因果关系分析来看, 铝现货价格是铝期货价格的Granger原因, 现货价格对期货市场价格的引导作用较强。

从实证分析可以看出, 目前中国铝期货价格的价格发现机制很不显著, 主要是现货价格引导期货价格, 这说明中国铝期货市场还需要进一步完善。根据中国期货市场的发展现状, 可通过建立有效信息披露机制, 培育成熟的机构投资者, 加强期货立法, 并对违规操作、操纵市场行为的实体和个体进行严惩等手段来规范中国期货市场的发展。

参考文献

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[3]孙翔, 康海洁.中国棉花期货市场价格发现功能的实证研究[J].金融发展研究, 2008, (9) .

[4]李铭伟.中国棉花期货与现货市场价格关系实证分析[J]北方经贸, 2007, (10) .

[5]徐信忠, 杨云红, 朱彤.上海期货交易所铜期货价格发现功能研究[J].财经问题研究, 2005, (10) .

期货市场经济功能研究 篇3

关 键 词：燃油期货市场；有效性；价格发现功能；GARCH模型

中图分类号：F830.9 文献标识码：A 文章编号：1006-3544（2012）05-0051-05

一、引言

成熟的市场经济需要规范和完善的商品期货市场。只有规范和完善的期货市场，才能起到价格发现、套期保值等作用。评价一个期货市场是否规范、成熟，市场有效性是一个重要标志。根据市场有效性理论，如果期货市场是有效的，表明各方面的信息已经充分反映到期货价格之中，期货价格是包含各方面信息的有效价格。通过对期货市场有效性的分析，我们可以知道市场上影响供求的各种信息是否被期货及时、充分地吸收了，从而也就可以对期货市场价格发现功能的有效程度进行合理评价。另外，通过比较期货市场与其他市场（如现货市场）信息传递的机制及不同市场在吸收新信息的速度方面表现出的差异，并结合市场有效性的研究，才能更加全面地反映期货市场的价格发现效率。

石油是全球性重要战略物资，目前，我国已成为世界第二大石油消费国和进口国。随着国际油价的攀升以及国内汽油价格的大幅调整，加快建立健全石油风险规避机制，已经迫在眉睫。2004年8月25日燃油期货作为首个能源期货品种在上海期货交易所上市。它的上市对于中国的能源格局来说，具有里程碑意义。燃油期货上市几年来，其市场有效性和功能发挥的水平如何，一直是理论界和业界十分关心的问题。为此，本文以上海期货交易所（SHFE）交易的180CST燃油期货合约为研究对象， 对大家关心的问题做系统的阐释。 首先检验出我国燃油期货收益率序列的GARCH效应， 因此选用方差比检验法检验市场有效性； 接着运用Granger因果检验对SHFE与新加坡现货市场交易的180CST燃油价格的领先-滞后关系进行研究， 分析目前我国燃油期货市场的价格发现功能。

二、研究方法

目前，对市场有效性的检验大多采用单位根检验、序列相关检验和游程检验，上述方法的一个共同缺点是对期货价格分布的设定， 不论是序列相关检验，还是单位根检验，都假定期货价格变量服从正态分布。 事实上，“由于期货合约的使用者偏好交易临近交割月份的合约， 期货价格波动的方差会因合约临近交割而逐渐变大”（Leuthold et al. 1989）。Mandelbrot（1963）是最先发现金融价格波动具有异方差和非正态分布的特征 [2] 。 在他之后，Engle（1982）构造了方差随时间变化的自回归条件异方差模型（ARCH模型） [2] 。Bollerslev（1986）把ARCH模型扩展为GARCH模型， 即广义自回归条件异方差模型时， 把条件方差的滞后值也作为解释变量引入回归方程。表达式如下：

不难证明，GARCH实际上是一个方差包含着无穷期的误差项的ARCH模型，因此，与ARCH模型比较，GARCH模型的优点在于可以用较为简单的GARCH来代表一个高阶的ARCH模型， 从而使得模型的识别和估计都比较容易 [23] 。

如果价格波动序列存在异方差和非正态分布特征，则序列相关检验和协整检验的结果可能是不可靠的。游程检验尽管不要求期货价格服从正态分布的假设，但是，对于复杂的期货价格运动，游程检验具有非常低的统计检验优势。为此，Lo and Mackinlay（1988）用方差比来检验价格序列是否服从随机游走过程 [24] 。基本思想是：如果资产价格的收益序列服从一个随机游走过程，则收益序列的方差应与样本区间的长度成正比。方差比方法可以明显地检验出期货价格增量序列中存在的相关关系，并且结果不会受到条件异方差的影响。这种检验方法暗含了随机游走序列中的增量在样本区间是线性的，即收益的q阶回归方差估计量应该是一阶回归方差估计量的q倍。

方差比可以由下式确定：

相比之下，方差比方法更可靠，从数据处理技术的角度看，该方法允许数据异方差的存在，尤为重要的是它不要求对期货价格变化做出正态分布的设定。因此，本文将采用方差比检验方法对上海期货交易所燃油期货市场的弱式有效性进行检验。

Granger因果检验反映了期货价格与现货价格之间的引导关系，可以揭示期货价格与现货价格两个变量间哪个是自变量，哪个是因变量的问题，以分析期货价格指导现货价格的功能。

Granger因果检验的模型为：

其中Pt、Ft分别表示现货价格和期货价格，？着1t、？着2t是白噪声，且不相关。如果存在某一？茁1 j不为零，则称期货价格引导现货价格，表明期货市场在价格发现中起主要作用；同样，如果存在某一？琢2i不为零，则称现货价格引导期货价格，表明现货市场在价格发现中起主要作用；如果同时存在某一？茁1 j和某一？琢2i均不为零， 则称期货价格与现货价格之间互相引导 [25] 。本文将采用Granger因果检验模型对期货市场及现货市场的领先-滞后关系做实证检验。

三、数据处理

为保证数据的时效性， 本文采用上海期货交易所近三年的燃油日交易数据（数据来源：上海期货交易所网站：www.shfe.com）。 由于期货合约的时间跨度有限， 任一交割月份的期货合约在合约到期后将不复存在； 同一交易日同时有若干个不同交割月份的期货合约在进行交易。 为克服期货价格的不连续性，必须产生一个连续的期货价格时间序列。考虑到市场价格波动程度、 交易习惯和市场的流动性等因素， 本文数据采用首行期货合约每日收盘价的对数一阶差分，即Rt=ln（Pt）-ln（Pt-1），形成连续期货合约序列。 由于节假日期间或市场出现异常时短时停止开放，使得数据局部出现断开现象，我们运用线性插值法计算断开数据的近似值，构筑连续时间序列。经整理，共产生数据794个。

nlc202309040449

燃油现货价格数据取自于新加坡普氏（PLATTS）公开市场交易的180CST高硫燃油。数据来自PLATTS每日报价。之所以这样选择是因为，在国际上与上期所推出的180CST工业燃油品质最接近的是新加坡普氏公开市场交易的180CST高硫燃油。而且新加坡国际金融交易所具有比较长的发展历史，各种交易制度等方面都比较完善，以它作为基准来进行分析可以比较准确地衡量上海期货交易所在国际上的地位和作用。

由于新加坡普氏报价采用美元标价，因此，用中国银行网站（http：//www.boc.cn/sourcedb/whpj/）公布的美元对人民币基准汇率将价格统一转化为美元标价，以排除汇率的变动对分析结果造成的影响。下文中，使用LNS代表取对数后的PLATTS现货价格序列，单位：美元/吨；LNF代表取对数后的SHFE燃油期货价格序列，单位：美元/吨。

四、实证分析

（一）模型的预检验

1. 正态性检验

图1显示的是全部样本期内的日收益序列。从图1可以看出，SHFE燃油期货合约的收益率序列不服从独立同分布，不是随机游走过程，存在着很明显的波动集群性， 可以初步判断该收益率序列存在条件异方差。由图2可以初步判断收益率的分布基本上比较对称， 但具有比正态分布明显偏高的峰态（Kurtosis=6.799714），并且表现出正偏度（Skewness=0.135645），出现明显的“高峰厚尾”特征。

2. 平稳性检验

本文运用ADF检验法检验收益率序列的平稳性。由于收益率序列围绕在均值周围波动，不存在趋势。因此选择不带时间趋势，且具有最小AIC值的回归模型进行单位根检验。检验结果表明DW值接近2，模型的残差序列不存在序列相关性，ADF检验法有效。ADF=-15.21263，分别小于不同检验水平的三个临界值，所以收益率序列是一个平稳序列。

3. 根据相关图和偏相关图，识别模型形式

从图3中可以看出，收益率序列的自相关系数与偏自相关系数呈现拖尾状态。因此，我们可以猜测残差序列的自相关结构可以用ARMA模型来纠正。经比较ARMA（1，1）模型的拟合效果较好。

4. ARCH效应检验

我们对经过ARMA（1，1）模型调整后的残差序列进行ARCH-LM检验，考察模型中是否存在自回归条件异方差。当滞后期等于1时，ARCH-LM检验的相伴概率p值接近0， 说明残差序列存在一阶ARCH效应。应该在ARMA（1，1）均值方程基础上建立ARCH族模型。

（二）模型的估计

由于中国燃油期货收益率序列是一个平稳序列，我们可以用它建立时间序列模型。考虑到燃油期货收益率序列的自相关性及一阶ARCH效应，结合AIC和SC最小的原则，通过对收益率和方差自回归阶数的不断试验，最终选择ARMA（1，1）、GARCH（1，1）模型拟合收益率序列。

均值方程是：

在式（5）中，前期随机误差系数与前期条件方差系数之和小于1，表明新信息的冲击是不持续的。

（三）检验模型的可预测性

模型估计出来后，对其进行残差ARCH-LM检验。P值显著大于零， 该模型已不存在ARCH效应，说明该ARMA（1，1）、GARCH（1，1）模型能很好地拟合收益率序列。我们知道，如果金融资产的价格具有确定的趋势， 那么意味着价格在某种程度上是可以预测的。 如果随机扰动项是独立或不相关的时间序列，那么金融资产价格序列就是不可预测的；反之，如果随机扰动项是相关的， 那么金融资产价格在一定程度上就具有可预测性。因此，我们可以将此模型用于预测中国燃油期货市场的收益率。

（四）有效性检验（方差比检验）

由于中国燃油期货收益率序列偏离正态分布且存在自回归条件异方差， 采用传统的检验市场有效性的方法，得出的结论可能是不可靠的。为此，本文采用Lo和MacKinlay提出的异方差下的方差比检验法进行分析。

对收益率序列采取的时间间隔分别为2，4， 8，16期进行分析的结果如表1所示。

检验结果表明，在显著性水平为1%时拒绝随机游走的零假设（即中国燃油期货市场未达到弱式有效），在5%的显著性水平上也是如此。根据公式（2），间隔2期（即q=2）时，？籽（1）=VR（2）-1，收益率序列与上一期的自相关系数就是间隔两期的方差比与1的差值。？籽（1）较大，为-0.539，进一步验证了收益率序列存在自相关，中国燃油期货市场未达到弱式有效。

（五）领先-滞后关系实证分析

1. 相关性分析

从图4中可以粗略地看出，燃油期货价格与新加坡普氏现货报价的变化趋势具有较高的一致性，相关系数分别为0.9419，为发现真实有效的价格提供了前提。

2. 单位根检验

为防止两个时间序列之间伪回归的存在，首先利用ADF检验对各序列的平稳性进行检验。检验结果见表2，在各置信水平下，t统计量均比ADF临界值大，零假设（即时间序列是非平稳的）被拒绝。这说明各序列均是平稳的，即I（0）过程，可以直接进行因果关系检验。

3. Granger因果检验

Granger因果检验结果如表3所示。 结论显示SHFE燃油期货与普氏现货之间不存在引导关系。这种结果可能是因为国内燃油市场相对比较封闭，新加坡市场的交易情况并不能体现我国燃料油市场的供求状况。

五、结论与启示

本文运用多种统计方法， 从多角度对中国燃油期货市场有效性及价格发现功能进行了分析。 结果显示：（1）目前，我国燃油期货市场还不满足弱式有效性条件。市场表现出较显著的波动集群性，投机气氛较浓，市场风险较大。（2）我国燃油期货市场价格收益率序列的随机扰动项是相关的，说明该价格收益率序列在一定程度上具有可预测性。ARMA（1，1），GARCH（1，1）模型能很好地拟合收益率序列。因此，我们可以将此模型用于预测中国燃油期货市场的收益率。（3）SHFE燃油期货与新加坡PLATTS燃油现货之间不存在引导关系。 原因可能是因为国内燃油市场相对比较封闭， 新加坡市场的交易情况并不能体现我国燃料油市场的供求状况。

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从实证结果可以看到， 我国目前现货市场发育还不成熟，存在一定程度的垄断；参与期货市场的套期保值者太少， 许多企业不被允许或不懂得通过期货市场来套期保值；与国外成熟期货市场相比，市场交易主体规模与结构、 上市品种结构和合约设计， 以及期货市场管理规则制度等表现得相对较差。我国燃油期货市场还不成熟、不完善，价格发现功能没有得到充分体现，期货市场功能尚未真正充分发挥。

随着我国经济日益融入世界经济， 我国与世界其他国家在经济发展及资源配置等方面的合作关系进一步密切，我国的原油对外依存度与日俱增。石油对中国而言，绝非简单的能源产品，它已经由表及里地触及到中国经济发展的各个层面。因此，单纯依赖别国期货市场进行保值的行为将使中国在原油进口中处于被动地位。从中长期来看，中国必将争取燃料油乃至原油在国际定价方面的话语权。

从历史经验来看，一个成熟、完善的市场在争夺国际原油定价方面的话语权至关重要， 随着国际油价的攀升以及国内汽油价格的大幅调整， 加快建立健全石油风险规避机制，已经迫在眉睫。开展燃料油期货交易， 一方面可以为有关企业充分掌握价格信息、自觉规避市场风险提供平台；另一方面也可以积累经验，进一步健全石油市场体系，完善市场机制。遗憾的是，燃油期货在SHFE上市以后，中国石油消费居全球第二而在国际定价体系中连0.1%权重都没有的局面一直未有改观。我国的燃油期货仍然缺乏市场效率，这一点从本文的实证分析中也得到了印证。金融危机之后，业界对于推出原油期货的呼声越来越高，但是，我们仍应清醒认识到建立完善的市场竞争机制，构建高效的石油市场体系依然任重而道远。

由于我国燃油期货相对而言上市时间不长，关于这方面的理论研究尚属空白。 本文的贡献在于：（1）在市场有效性检验方面，放弃传统简单有效性方法，考虑到时间序列的ARCH效应，将方差比检验方法引入对我国燃油期货市场有效性的检验，所得结论更为可信。（2）给出了我国燃油期货市场收益率的预测模型，为国内企业借助期货市场套期保值规避风险提供了帮助。

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（责任编辑：李丹；校对：龙会芳）

期货市场经济功能研究 篇4

本文采用系统工程的思想，把影响期货市场的风险因素看成一个有机系统，运用解析结构模型法（ISM）对指标进行结构分析，理清各指标之间的相互关系，利用层次分析法（AHP）对指标在系统中的权重进行识别，最后建立了商品期货市场风险预警系统。

关键词：商品期货；风险预警；解析结构模型；层次分析模型

一、引言。

期货市场产生的直接原因是回避风险，然而实践表明期货市场的历史就是在不断分散和化解现货市场风险的同时，也不断发生风险和不断控制风险的历史。我国期货市场发展的历史较短，但发生了多起风险事件。例如：1995年上海国债期货事件，1996年上海胶合板事件，1997年海南天然橡胶**等，特别是上海国债期货事件，造成了较大的负面影响。对风险事件发生后的调查发现，风险事件的发生均是由于当时的期货交易所风险控制体系不完善或者没有严格执行风险控制制度造成的。

中国证监会期货部（1999）对中国期货市场风险预警做了相关规定，设计了四大方面13个指标的预警体系，初步建立我国期货市场风险预警系统。楼迎军（2005）在其博士论文中将影响期货市场风险的13个指标分成四组：价格风险、信用风险、流动性风险、法律风险，利用系统工程中的ISM—AHP思想，建立了我国商品期货的预警机制。韩德宗（2008）以硬麦期货和铜期货为例，度量连续期货合约收益率的值，对预测结果的有效性进行了检验，并提出了将曲线和保证金水平相结合的方法，对商品期货市场风险进行单指标预警。上述研究的缺陷在于在风险预警系统设计中没有考虑国际市场价格冲击的影响，本文则较全面地考虑了国内外相关市场对期货市场风险的影响，把所有的影响因素看成是一个系统，利用ISM—AHP模型建立期货市场整体风险预警系统。

二、我国商品期货市场风险预警指标体系。

本文参考中国证监会（2000）及楼迎军（2005）等人提出的期货风险衡量指标体系，并加入国际相关市场的影响因素，归纳得到反应期货市场风险的12项主要指标，构成了我国商品期货市场风险预警指标体系。本文以上海期铜为例，说明我国商品期货市场风险预警指标体系的构建过程。国内铜期货数据来源于上海期货交易所，国外铜期货数据来源于富远期货软件，LME库存的数据来自彭博数据库，国际铜现货数据采用LME铜现货数据，来自富远期货软件。由于国内、外期货市场上相关品种在期货合约月份的设计上存在着一定差异，为研究需要，我们按照华仁海等（2007）的研究方法，产生研究所需要的连续期货数据，数据时间跨度从2007年1月1日至2010年6月30日。由于LME铜期货价格的报价单位为美元/吨，国内期货市场铜为人民币元/吨，为保持一致，统一将国际市场上的期货报价折算成按人民币元/吨报价。美元兑对人民币的汇率采用国家外汇管理局网站统计数据库中提供的人民币每日基准价格。

三、我国商品期货市场预警系统的建立。

商品期货预警系统是一个规模大、复杂程度高的系统，如何确定系统的构成要素，认识系统的层次结构，掌握系统各要素之间的运动状态，都是比较困难。由于系统因素结构复杂，目标多样，功能综合，因此需要明确系统的总目标、分目标，以及相应系统的结构层次。为实现这个目标，本文采用结构分析法（ISM）对各指标间的结构进行分析，理清各指标之间的相互关系，随后采用层次分析法（AHP）对指标在系统中的权重进行识别，最终得到期货市场整体风险值，建立一个实时监控期货市场整体风险的预警系统。

（一）系统解析模型在商品期货市场预警系统中的运用。

ISM方法的作用是把任意包含许多离散的，无序的静态的系统，利用系统要素之间已知的、但凌乱的关系，揭示出系统的内部结构。其基本方法是先用图形和矩阵描述各种已知的关系，在矩阵的基础上再进一步运算、推导来解释系统结构的特点。其基本步骤如下：

1、根据系统要素关系表，画出相应的有向图形，并建立邻接矩阵A。

2、通过矩阵运算求出该系统的可达矩阵M。

3、在得到可达矩阵M后进行矩阵阶层划分。矩阵阶层划分需要求解可达集合R（Ti）和先行集A（Ti）。可达集合是指“行”中互相有影响的因素所占的列数，即行中得点为“1”的列数；先行集合A（Ti）是指“列”中互相有影响的因素所占的行数，即列中得点为“1”的行数。

4、建立系统结构模型。

为了得到邻接矩阵，我们采用如下步骤：第一就是铜期货按照一定规则产生铜期货价格的连续数据，并且利用这些连续数据建立适合的ARMA—GARCH（t）模型，并由此产生波动率；第二步则是按照相同的规则，产生12个指标的连续数据；第三步就是把这些12个指标的连续数据分别与波动率进行Granger因果检验。在99%的置信度下，如果选取指标是波动率的Granger因果关系，则我们认为该指标与波动有直接关系。最后我们得到如下的邻接矩阵：矩阵A是定量方式表示出本文所选择期货市场风险预警指标之间的影响关系，为下面进一步求解模型提供了基础。

矩阵A按照布尔代数的规则进行运算，得到了可达矩阵R：在建立可达矩阵R后，接下来我们进行矩阵阶层的划分。从表1可以看出，满足1式的元素只有一个S，表达式为Z1=（S）。在确定第一阶层的因素之后，我们可以把元素S剔除，重新排列商品期货风险指标体系的可达集合和先行集合。从表2我们得出，满足1式的元素有四个，表示为Z2=（B，H，I，J）。同样，在确定第二阶层元素之后，把元素B、H、I、J消去，再进行可达集合和先行集合的计算。表3可知，商品期货风险预警最后一层的元素由8个，表示为Z3=（A，C，D，E，F，G，K，L）。

由上面确定的阶层关系，我们可以把矩阵R按照层次进行排列，得到矩阵M。在完成矩阵阶层划分后，我们开始建立结构模型。由ISM模型的求解，我们可以将阶层构造为三个阶层。同时根据矩M阵确定各阶层要素之间的关系，例如a21=1说明B到S有箭头连接。同理可以得到其他的关系图。

（二）层次分析方法在商品期货预警系统中的运用。

由ISM分析我们得到了一个复杂的三级结构模型，在此基础上我们就可以运用层次分析方法（AHP法），对各级指标进行定量分析，将原先以主观判断进行量化，用具体数值来显示各级指标的重要程度。AHP方法最主要是确定ISM方法确定的结构中相邻层次元素间相关程度，通过构造两两比较判断矩阵及矩阵运算的数学方法，确定对于上一层次的某个元素而言，本层次中与其相关元素的重要性排序—相对权值。AHP方法最后计算各层元素对系统目标的合成权重，进行总排序，以确定结构图中最底层各个元素在总目标中的重要程度。层次总排序一致性检验的结果为：CR（B）=0.0674.CR（B）小于0.1，因此，层次具有满意的一致性。

四、期货市场整体风险值计算及检验。

AHP分析最终结果得到了12个指标对目标层的合成权重值，每一层的权重值相加等于1。只要将商品期货市场风险因素指标的取值分别乘以相对应的权重，就可以得到我国期货商品市场整体风险值。

对于所选择的风险因素，必须进行进一步归一化处理。设第p个指标Xp的取值区间为[c1k，c2k]，则每个风险因素在预警系统中取值步骤如下：

第一，定义Dp，i=cp，i—cp，i为单个指标相对于样本数据中的偏差；

第二，定义该指标在预警系统的取值为：rp，i=Dp，i—min（Dp，i）max（Dp，i）—min（Dp，i）在实际的计算过程中，cp，i为第p个指标在所取样本时间段内的平均值。

由此我们可以知道，所有的rp，i取值范围是[0，1]，而相对应权重值之和也是1。所以我国商品期货整体风险值的取值范围也将是[0，1]。下面是利用本文所选取的样本数据计算出来的我国期货市场整体风险值。

铜期货整体风险值一般处于0.1——0.2左右，只有在第350个数据后风险值急剧上升，此后到400个出现多次风险值超过了0.3。与此相对应的是2008年9月底到2008年12月，这段时间是百年不遇的金融危机。由于遭遇百年一遇的金融危机，加上国庆长假，在长假结束后，商品期货市场上演了大面积跌停的残酷场面，橡胶、豆粕、大豆、豆油、沪铜5个主流品种出现了“三板跌停”。预警系统显示的风险值也比较大，多次高于0.3的值，这表明预警系统和现实的市场运行状况一致。

同时，在2008年9月底的几个交易日，风险值就显示上升状态，在国庆期间计算出的风险值已经上升到将近0.7。这一切都表明在国庆期间这段时间，铜期货市场已经积聚了相当大的风险，交易所可以在交易开盘前利用预警系统中那些显著上升的因素，采取相对应的措施，降低市场的风险。同时，国庆期间由于国内的期货市场处于休市阶段，而国外相关市场正常进行交易，所以在这期间风险值的急剧上升是由于国外的风险因素造成的。管层应针对国外市场出现的情况采取相应的应对措施，这也表明该预警系统可以给监管层监管给出一定的指向性。由于在数据处理过程中进行了归一化处理，预警系统最后给出的风险值落在[0，1]区间。

本文采用[0，1]区间的四段来确定预警准则，如表5所示，可根据风险值的大小给出相应的警报等级。当然在具体实践过程中，预警准则的区间设定可以根据实际的情况作相应的调整。

五、结论。

中国期货市场发展与期货法制创新 篇5

中国期货市场发展与期货法制创新

胡茂刚

不可否认，制约我国期货市场发展的法律瓶颈依然存在，检讨有关法律法规并不意味着我们对其在治理整顿过程中所起的积极作用的否定。由于《期货法》尚处于起草和研究阶段，目前规范国内期货市场的法规体系主要包括国务院于制定的《期货交易管理暂行条例》(以下简称条例)、《期货交易所管理办法》、《期货经纪公司管理办法》、《期货经纪公司高级管理人员任职资格管理办法》、《期货业从业人员资格管理办法》。探讨期货法规特别是条例的修订，我们不能脱离当时期货市场高速、盲目和不规范运作的背景，时过境迁，从治理整顿的效果、市场经济的改革、入世带来的风险、风险管理的需求角度重新审视法规的部分条款，我们也同样不能否认法规具有明显的过渡性，有些条款难以适应变化了的市场环境，已经不符合期货市场规范发展新阶段的要求，甚至制约了期货业的可持续发展。今天我们思考期货法规的清理与修订，正是本着与时俱进的精神对历史的“扬弃”。“法制作为经济生活的记载，总是植根于一定的经济生活而又落后于变化的经济生活。”(马克思语)通过法制创新从而推动经济增长，已经成为法治国家格外关注的课题，期货市场法制完善只是法制落后于众多现实需要的缩影而已。本文拟从期货市场发展的角度阐述我国期货立法的完善。

一、期货市场的三级管理制度

无论欧美还是亚洲国家，对于期货市场的监管，分为三个层次进行：第一个层次为交易所的一线监管。……第二个层次为期货业协会的自律管理。……第三个层次为国家的宏观管理。……2

(一)政府对市场的宏观调控。政府与市场的关系作为经济学古老而常新的课题，经历了国家干预与自由放任两大截然对立的兴衰交替史。市场经济条件下，我们争论的已不是国家是否可以干预市场的问题，需要回答的是干预什么，如何干预的难题。作为后发国家，我们清醒地认识到市场经济的改革呼唤有限政府的建立。3打破政府全能的权力结构，把微观经济活动交由市场调节，是“有限政府”第一要义;重视政府的作用，但不让政府取代市场，而是要求国家在市场经济稳定运行这一更广泛的意义上提供良好的社会法律环境。4党的十五大有关“政府有进有退、有所为有所不为”的主张事实上为我们理解政府与市场在资源配置问题上提供了很好的注脚。值得注意的是，今年以来，证券期货监管部门奉行“市场化改革”的清晰思路，明确提出按市场化原则加快期货市场立法，及时调整法规、政策，以适应期货市场规范化发展的需要，从这一角度来看，市场化有助于政府职能的合理定位和监管层明晰改革重点。5

因此，在期货市场发展的问题上，一方面，有必要强化中国证监会作为监管部门的权限，减少因部门协调造成的低效，在国务院领导下，授予证监会在期货市场发展问题上的决策权，通过政府制度创新推动市场化进程，把工作的重心由对期货市场消极作用的防范和限制转变为侧重对市场的培育和引导。另一方面，如果说期货市场建立初期维护公共利益是期货市场管理的首要目标的话，那么在期货市场整顿规范后，保护投资者利益就成为期货市场管理的首要目标。证监会既然定位于证券期货市场的监管部门而非主管部门，决心把投资者合法权益的保护作为重中之重，并上升到关系期货市场存在、发展前提和基础的重要高度来认识，那么在期货立法问题上亦应以保护投资者合法权益为优先的指导思想。6对此，可参照证券立法，将《条例》第一条表述为：为了规范期货交易行为，保护投资者的合法权益，维护期货市场经济秩序和社会公共利益，促进社会主义市场经济的发展，特制定本条例。毕竟投资者合法权益的保护是期货市场的基石，是期货市场秩序稳定的保证，次序的位移旨在说明期货投资者的合法权益有格外优位保护的必要。

(二)期货业协会的自律管理。政府广泛监管权限的行使，并不凡妨碍行业自律功能的发挥。“需要加深认识的是，协会对其会员的监督和自律管理是政府监管的重要补充，其作用是监管部门无法代替的。”7国外期货市场管理体系中，行业的自我管理占据着重要地位，它主要以“协会”或“联合会”的形式出现，专注于行业自治、协调和自我管理。譬如美国的全国期货协会(NFA)即是由美国期货行业和市场用户共同支持、共同参加的自我管理组织。中国期货市场从1995年7月20日着手筹备期货业协会到12月底正式成立，整整历经六年时光，期间期货市场的不规范无不与第二层次――协会自律管理体系的缺失紧密相连。尽管期货业协会已经成立，但在立法上还存在空白，其法律地位急待肯定;此外，为加强协会的作用，建议在现有的8项职责权限外，赋予其以下权力：①提出期货交易管理新规则的修正方案，请求政府批准实施;②有权要求对会员进行财务监察和业务监察;③基于期货行业特殊的专业性，参照国际惯例，探索仲裁法的修订，赋予协会独立的仲裁权。8

(三)期货交易所的一线监管。“商业道德对人们的约束，从根本上说是市场长期利益对人们的约束”。9期货交易所的第一线监管，是期货市场管理的灵魂。交易所日常自我管理主要通过章程、规则和办法来进行，譬如芝加哥商品交易所的规则多达3314条，10看似繁琐却有效地维系着期货市场的生存。从当前我国有关期货交易所的规定来看，有必要从以下方面入手改善自我管理能力：①网络技术的`发展、经济全球化的机遇、投资活动的自由化等外部环境的变化，使传统会员制交易所面对的垄断市场和交易非自动化的基础不复存在，公司制已成为越来越多交易所的选择。11期货交易所长期以来虽然作为企业看待，但一直受非盈利的限制，严重削弱了企业提升技术手段、改进自身服务质量的内在动力。因此，有必要重新界定期货交易所，在建立真正的会员制的基础上，俟条件成熟时明确交易所的盈利性，加快股份制改造步伐，适时选择上市募集资本，应对全球金融一体化带来的挑战。12同时，期货交易所在市场监管的核心地位有待进一步提高，对此可比照证券交易所，赋予其享有更广泛的监管权力和相机处理权限。②从结算体系来看，顺应期货市场发展趋势，引进统一结算制度迫在眉睫。完整、有效的风险分担机制有赖于独立于交易所的清算公司和担保公司(或合而为一)的建立，形成交易所、清算公司和会员三者之间的三角制衡模式，使其承担结算、风险管理和履约担保功能。③根据现实情况和发展需求，适当时机将交易所会员分为结算会员和非结算会员，增加风险分担的层级。在吸纳、批准结算会员的标准上，综合考察信誉优良、资本雄厚、组织机构健全、经营业绩上乘的会员的基本情况，按结算保证金制度的规定向结算所缴纳保证金。通过结算会员制的实施，使交易所直接面对众多会员进行交易风险控制变成只对少数会员进行资金控制和结算，既降低交易系统的运作风险，又可有效提高交易系统效率，强化市场监管，防止违规行为，期货市场的健康运作就得到了保证。13《条例》第8条有关期货交易所经纪会员和非经纪会员的简单划分亟待改进。

二、期货品种创新与新品种上市机制改革

(一)期市的品种创新

1、国际期货品种创新的新发展。随着市场经济的发展，需要进行风险管理的行业越多，就越需要品种丰富、功能齐全的期货市场来分散和转移风险。全球商品期货市场经过150年的发展，目前共有商品期货和期权93类商品267个品种。以美国为例，早在19世纪后半期就先后上市了谷物、棉花、咖啡、可可、柑橘等多种农产品。进入20世纪，期货市场的品种创新进入工业领域。1971年以后，相继推出的外汇、利率和股指三大金融品种更是将期货市场蓬勃的生命力一览无遗。14一定意义上，上市品种的多寡直接关系到交易所竞争力的高低和国家的经济安全，上市品种的开发成为期货市场重点关注的课题。

2、尽快开发大宗商品期货品种，形成大品种为主，大小品种共存的合理布局。15我国期货市场十一年试点、期间七年整顿的艰苦历程从侧面说明：随着市场经济改革的不断深入，期货市场的规范整顿已基本到位，期货市场的外部环境正发生着有利于步入高速发展快车道的深刻变化，这一趋势伴随中国加入世贸组织将更加明显。面对入世给中国农业、工业及服务业带来的巨大价格风险和激烈市场竞争的挑战，我国期货市场有限的几个品种严重制约和影响了期货市场经济功能的发挥和行业的自身发展，期货市场的品种创新成为当务之急。当前，我国期货市场上市的品种太少，结构单一，保留下来的12个期货品种中只有7个挂牌交易，至于活跃品种就更少了。由于缺乏国民经济风险规避急需的大宗农产品(如玉米、大米等)、战略性品种(如线材、石油、贵金属)，国际商品市场由供求关系引起的经常性的大幅价格波动往往给中国农户、经营者和消费者带来意想不到的损失。市场化和国际化程度的提高要求我们积极推进商品期货市场的建设和发展，尽快上市交易如玉米、大米、棉花、白糖、石油等在国际市场占有较大比重或有较大的影响、关系国计民生的大宗商品期货品种。16

3、稳步推进金融期货品种。离开占80%份额的金融期货品种，期货市场可以说是不完整的金融市场。由于各种原因，我国在叫停金融期货之后至今未恢复交易。适时推出金融期货品种，有利于增强我国资本市场的抗风险能力。我国证券市场潜伏的系统性和非系统性风险提醒我们：没有股指期货作为证券的避险工具，证券经营机构，证券投资、保险、社保基金等机构投资者大规模入市将承受单边作多的巨大风险;周边国家和地区正拟推出中国股指期货，必然对中国股票现货市场构成影响，加之股市近期的深幅调整使股指期货呼之欲出;17利率的市场化进程将加大金融机构对分散利率风险的需求，呼唤国债期货的诞生;综合国力的增强使人民币最终走向自由化成为时间问题，当人民币成为硬通货时，开展外汇期货交易对于巩固我国经济地位具有划时代的意义。

在管理层酝酿推出股指期货品种时，我们应当从法制创新的角度为金融期货的推出扫除法律障碍，建议修改以下相关法规：①《证券法》第35条规定证券交易以现货进行交易，实际上排除了允许证券进行期货交易的可能性;第36条禁止券商向客户融券的行为又从理论上否决了单只股票的期货交易。②《期货交易管理暂行条例》第30条明文排斥金融机构作为交易适格主体的可能性，很难想象，缺乏众多机构投资者的参与，市场的规模、功能和风险控制会尽如人意。法律上的障碍不解决，股指期货这一有望率先推出的金融品种就不可能面世。18

(二)新品种上市机制改革

尽管目前我国期货市场上市新品种呼声高涨，成为有识之士的共识，令人遗憾的是受期货品种上市机制的制约，新品种的上市受到限制，有关品种上市机制的改革刻不容缓。

根据《国务院关于进一步整顿和规范期货市场的通知》和19《条例》规定，中国证监会依法获得上市、终止、取消和恢复期货品种的资格和权力。但实际运作决策程序复杂，过程冗长，三年来，中国证监会并未获得新批一个新品种的权力，以致有学者喟叹：“当年暂停期货品种由国务院下文，新批期货品种是否还应由国务院下文。”财经杂志5月号报道，中国证监会曾经希望获得审批期货品种的权限，但上报国务院后，一直尚无定论。其主要原因在于我国期货品种上市机制没有真正实现规范化和制度化，值得深思。

在这方面，日本前修改《交易所法》，从严格限制期货市场转变到发展期货市场的经验措施或许能给我们以启迪：过去日本一直实行“有益论”，即必须证明上市新品种对社会是有益的，然后报期货市场政府主管部门部长批准实施。1990年以后，将上市期货新品种由“有益论”改为“无害论”，即交易所根据发展需要，可先行试验上市任何期货新品种，经过两年试运行并论证对社会无害之后，再报政府主管部门部长批准正式上市，这样极大简化了上市程序，提高了市场效率。19美国也采取了类似作法，政府把重心放在新品种上市规则的制定上，而把开发、决定新品种的权力赋予交易所，当市场有较大需求时提请CFTC批准正式上市，推动了期货市场的高速发展。20

为完善期货品种上市体制和上市方式，借鉴国外经验，结合我国实际情况，建立科学的期货品种上市决策制度：

1、出于过渡考虑，先专门成立期货品种上市审批委员会，其成员由证监会、国家计委、经贸委、体改委等部委代表及行业代表和有关专家学者组成，以投票方式审批交易所提交的申请，每年上半年、下半年各召开一次会议，对拟上市品种进行论证和审批，写出书面反馈意见。如未获通过，应在书面反馈意见中说明不批准原因。需要声明的是，这一做法只是权宜之计。笔者认为，面对迫切发展期货市场的新形势，期货监管层保持适度的宽松是宏观规制高水平的艺术体现。

2、试行品种上市由审批制到核准制的转变。可以预见，市场化将成为未来期货市场长期发展的潮流，交易品种的发展潜力和投资价值应由市场决定而非政府判断。建议授权交易所并由交易所通过在内部设立新品种委员会，负责开发对规避风险和发现价格需求强烈且具有投资价值的期货品种，设计科学的标准合约，制定可行的风险控制措施，并对品种的发展潜力作出合理的预测，报经证监会核准后即可上市交易。我们没有必要担心实行期货品种核准制后，品种过多过滥的历史会再度重演，毕竟期货市场发展的外部环境已非90年代初期可比，加上出于形象、效益的考虑，交易所没有理由不谨慎从事。建议参照我国股票市场的做法，在《条例》中增加一条：国务院证券监督管理机构设期货品种上市审核委员会，21依法审核交易所品种上市申请。品种上市审核委员会由国务院证券监督管理机构的专业人员和所聘请的该机构外的有关专家组成，以投票方式对品种上市申请进行表决，要求经三分之二以上绝对多数方能通过，并提出审核意见。

三、期货经纪公司组织制度创新和业务创新

期货经纪公司作为期货市场最具创新意识、最具活力的重要市场参与者，走过了十年的风雨历程，曾经经历了无序发展与治理整顿两个阶段。当期货市场新一轮勃兴机遇来临时，能否建立符合国际惯例又具有中国特色的期货公司组织管理模式，是直接关系到期货市场盛衰兴败的重要保证。22科学的组织管理模式有助于提高期货经纪业的整体素质和管理水平，良好的业务服务是期货公司管理的永恒主题。由于受组织制度和业务范围的束缚，期货经纪公司在资本市场迅猛发展的浪潮中相对显得裹足不前，与期货市场宏观基本面回暖的背景极不相称，急需改善：

(一)借鉴证券公司的组织模式，建立期货公司新型组织形式。

1、实行分类管理。在考察期货公司资本实力、盈利能力、无形资产、交易活跃程度、持续经营状况、规则遵守情况等多重因素的基础上，探索综合类期货公司与经纪类期货公司的分类管理。加快期货经营机构的结构调整，形成以少量规模大的综合类公司为骨干，以经纪类期货公司为补充的稳定结构。23当前我国期货公司的实力很难适应今后期货业的发展需要。据统计，在全国近200家期货经纪公司中，80%以上的公司注册资本刚好达到《条例》规定的3000万元的下限。因此，在考虑综合类公司的设立标准时，建议规定如下：①注册资本最低限额为人民币二亿元;②主要管理人员和业务人员必须具有期货从业资格;③有固定的生产经营场所和合格的交易设施;④有健全的管理制度和规范的自营业务与经纪业务相分离的分业管理体系;⑤法律、法规和中国证监会规定的其他条件。至于经纪类公司最低资本应不低于5000万元下限。此外要求：①期货公司必须在名称中标明期货有限责任公司和期货股份有限公司字样;②为维护交易安全，经纪类期货公司必须在名称中标明经纪字样以示区别。

2、鼓励期货经纪公司增资扩股，兼并重组，为提升期货公司的整体实力创造法制条件。根据保险、证券法律法规规定，其资金运用不得投资于实业，其中当然也包括期货行业。24此外，《期货经纪公司管理办法》禁止外资参股期货公司，成为期货公司的股东，25一定程度限制了期货经纪公司筹资渠道，不利于改善当前公司治理结构中“一股独大”的弊端。中国入世使我们清醒认识到我国市场经济法律特别是商事法存在着与世贸组织规则以及国际惯例接轨的需要，这就要求我们严格按国际社会认同的全球经济规则运作，摒弃不合时宜的“中国特色”。为壮大期货公司注册资本和经营实力，建议：①尽快出台《证券公司管理办法》和《保险公司管理办法》，允许保险公司、证券公司通过控股集团的形式介入期货业;②允许符合条件的外资适当时间参股期货公司，但持股比例不超过33%。

(二)明确期货公司的法律地位。《条例》和四个配套办法的颁布实施，对倍受争议的期货市场给予应有的法律地位，为探讨期市发展提供了广阔的想象空间。另一方面，对期货公司各项限制条款共同作用的结果，使期货公司成了不伦不类的“四不象”：理论上属于金融业，但不属于央行管理;宏观规制纳入证监会序列，但无任何金融权利;会计核算执行饮食服务业而非金融服务业会计制度，但又不同于一般服务业;无贷款权也无权为他人提供担保，连一般企业具有的“国民待遇”都无法享受。

(三)积极拓展期货经纪公司的多种业务。目前经纪公司受法规限制，只能从事期货经纪(代理)，26品种的缺乏加上业务的单一，造成市场的长期低靡。要使期货公司成为期货市场举足轻重的机构投资者，有必要打破《条例》第25条规定限制，扩大期货公司的经营范围，使综合类期货公司除经纪业务外，有望从事期货自营、委托理财、设立期货投资咨询公司、参与发起设立期货投资基金和期货基金管理公司等业务。

(四)开展境内业务的同时，稳步推进境外业务的开放。①优先考虑选择部分实力较强、管理规范的综合性期货公司代理国内客户从事境外期货交易，27建议允许有迫切需求的国有企业从事境外套期保值业务，适当时机放宽《条例》第49条禁止期货经纪公司从事境外期货交易的规定。28起步阶段，国内期货公司成为境外期交所和结算公司的会员难度较大，可先选择国外实力雄厚、经验丰富的期货公司或国外期交所的一级会员作为二级代理，时机成熟后再有限度地开放国内期货市场。②借鉴证券业作法，允许交易所试点吸收境外期货公司作为特别会员，经批准从事某些品种交易。29③选择少数综合性期货公司接受境外客户进行期货交易;组建中外合资期货公司。④开放初期，采取符合资格的外国机构投资者(QFII)制度，允许直接投资国内期货市场。

四、为机构投资者进入期货市场提供制度保障

期货市场为套期保值者提供了发现合理价格与风险规避的功能，但如果市场集中交易聚集的风险不能有效分散至投资者和投机者，则将导致整个市场的失衡，其中一重要原因在于市场投资主体的缺陷，即套期保值者、套利者、投机者之间的不合理结构。30在一个相对封闭的市场中，若套期保值者所要转移的风险远远大于投机者或投资者所能承受的能力，必然导致市场交易不活跃，市场流动性差;反之，若套期保值者所要转移的风险远小于投机者或投资者所能承受的能力，那么期货合约仅仅成为一个过度炒作、投机的符号而酿成风险。31目前，中国期货市场机构投资者严重缺乏，不利于期货市场功能的发挥。因此，如何为机构投资者入市创造法律条件，是稳步发展期货市场，防范和控制期货市场风险的重要保障。

(一)积极培养套期保值者，改变不合理的投资主体结构。除了加强套期保值功能的宣传，必须从制度上制定切实可行的优惠措施吸引保值者入市。32套期保值的风险相对小于投机风险，但目前我国期货市场在保证金管理方面并未对套期保值头寸与投机头寸进行区分，影响了保值者入市的积极性，导致市场弥漫浓重的投机气氛。因此，可考虑为保值者降低初始保证金和追加保证金的标准，在手续费的收取方面适当有所倾斜;进入交割月份后，对保值者不再追加保证金，为其节省流动资金，提高资金运用效率。除此之外，现代企业的流动资金绝大部分是信贷资金，而企业资金“瓶颈”问题一直制约套期保值的规模，我国应借鉴美国作法，鼓励农场主、农民入市作卖期套保，并提供信贷资金或财政资金支持以锁定经营风险。《条例》第47条既不允许任何单位和个人使用信贷资金和财政资金参与期货交易，也不允许金融机构为期货交易融资或者提供担保。33应尽快纠正对套期保值和投机不予区分的“一刀切”的做法，鼓励银行将资金贷给进行套期保值业务的企业。

(二)改革财务会计制度，平衡现货盈亏和期货损益情况。套期保值者参与市场的目的不是追求额外利润，而是通过买卖种类、数量相同，交易方向相反的合约交易来锁定成本，从而确定预期利润。34对套期保值者来说，无须关心现货价或期货价的涨跌，因为保值的结果不是现货亏损期货盈利就是现货盈利期货亏损。由于现行企业会计制度不配套，期货交易与现货交易分别核算，在对企业经营状况进行考核时，只注意期货帐面发生的亏损，而忽视统计现货交易实现的盈利，从而损害企业进行套期保值的积极性，有必要在综合考量现货和期货交易最终损益的基础上评判保值者的经营绩效。

(三)逐步放宽对国有企业入市的限制

市场经济条件下，市场主体的地位是平等的，其行为能力可以有强弱之分，但权利能力却无高低之别。换言之，与市场经济相适应的法律，重心不在于对市场过程进行干预，也不在于对市场竞争后的结果进行调整，而在于进入市场前对各类市场主体公平竞争地位的安排上。35就期货市场而言，国有大中型企业更是套期保值的主要需求者，套保比例失衡的主要原因并不是因为保值的需求不够而在于现行制度的失范：《条例》第48条限制国有企业只能从事套期保值业务并且品种仅限于其生产经营或者生产所需的原材料，不仅禁止了自营业务的开展，并且严格限制了套期保值的范围。()市场经济条件下，国有企业究竟是特殊企业还是一般企业?如果承认国有企业为一般企业，就应该赋予其与其他企业同场竞技的权利，不仅可以套期保值，而且可以投机。36国有企业参与期货市场既是不断强化市场风险意识的过程，又是不断提升国际市场竞争力的过程，国有企业没有理由不利用这一市场。

(四)为投资公司、证券公司和基金入市创造条件。我国期货市场资金量大约为80亿元，相当于一只开放式基金的规模这与缺乏有实力的机构投资者密切相关。目前无论是理论上还是实际上，投资公司进入期货市场无法律障碍，但缺乏法律明确、肯定的支持，反映了转轨时期制度上的空白。理论上，证券公司、证券投资基金进入期货市场并无法律禁止性规定，37但实际上，证监会核准证券公司委托理财的业务中并不包含期货交易，并且事实上并不允许证券公司从事期货自营业务;证券投资基金管理办法也排除了把期货交易作为投资组合的工具。这些规定限制了期货市场资金来源的渠道，可从三方面入手解决：①把期货合约与股票、国债及公司债券并列作为重要的投资工具，赋予期货业适当的法律地位;②基于期货投资基金与证券投资基金在管理和运作上的相似性，作为过渡，可放开其投资范围，准许进行期货投资并对比例作一定限制;③培育规模性的专业投资商，在即将出台的《投资基金法》中明确证券投资基金可以通过设立期货投资基金，由专门的期货基金管理公司负责运作，直接以期货合约作为投资对象和避险工具。38

美国期货市场简史 篇6

在1971年，芝加哥商品交易所主席利奥•梅拉梅德（Leo Melamed）构思出金融产品的期货合约想法，彻底改变了期货市场。这一想法具有简单的逻辑：为业务及财务经理们提供其农产品对手方已成功使用超过百年的风险转移能力。为了实现这一目标，他发起创建了金融领域首家期货交易所——国际货币市场（IMM），并于1972年推出全球首个外汇合约。四年后，国际货币市场并入 CME，直至今日仍保留其财务部门。在接下来的三十年，金融期货被全球每个金融中心复制，而芝加哥也成为了风险管理的首都。

其它美国中心城市的期货交易历史类似于芝加哥，在堪萨斯城、明尼阿波利斯和纽约市分别成立期货交易所。其中，纽约商品交易所（NYMEX)在能源及金属类产品交易方面表现最为突出。芝加哥期货交易所和纽约商品交易所分别于2007年和2008年与芝加哥商品交易所进行合并，成立 CME 集团——当今世界上最大的期货交易所。

期货市场经济功能研究 篇7

2010年4月16日我国股指期货推出,填补了我国在金融期货市场的空白,是我国金融革新的一次重要实践,同时也给中国金融市场的研究带来了许多新的重要研究课题。期货市场与现货市场间的信息溢出和价格发现功能的发挥影响市场套期保值等基本功能的发挥,关系到股指期货市场的平稳健康发展,是市场参与者和监管当局都非常重视的问题,因此备受研究者的关注并值得深入探讨。

针对股指期货和现货市场的信息溢出与价格发现现象的研究,国际上已有大量文献。其中,早在股指期货诞生初期,Garbade和Silber(1983)就建立模型刻画了期货和现货市场在价格发现中作用的大小。Kawaller(1987)研究了S&P500股指期货与现货市场的价格发现功能,结果发现,期货市场价格领先现货市场价格变化,期货市场有比现货市场更强的价格发现功能。Chu等(1999)研究S&P500期现货及存托凭证市场之间的价格发现问题,结果显示期货市场是主要的信息源,随后是S&P500存托凭证市场和现货市场。Booth等(1999)分析德国DAX指数现货、期货和期权市场,发现现货和期货市场平等地分担了价格发现的角色,而期权市场没有起到什么作用。Brooks等(2001)利用VAR模型和VECM模型研究了FTSE-100指数现货和期货之间的关系,表明期货价格对现货价格的预测有帮助。Hasbrouck(2003)发现相对于S&P500指数和纳斯达克100指数,小额的期货市场对价格发现起到了决定性的作用。

股指期货和股票现货市场的信息溢出和价格发现问题同样也引起了国内学者的关注和研究。不过,由于中国股指期货推出时间较短,对中国股指期货市场的研究相对较少,针对信息溢出和价格发现的研究主要集中在其他国家的股指期货市场或沪深300股指期货仿真交易数据。其中,肖辉和吴冲锋(2004)利用多元回归方法检验了S&P500股指与股指期货价格高频数据间的先行-滞后关系,刻画了两个市场间收益率和波动率两种信息的日内信息溢出关系,研究发现股指期货先行期明显长于股指,因此其对信息反映更早。熊熊、王芳(2008)针对当时推出仅一年的股指期货仿真交易数据的研究发现,在长期价格发现中,仿真沪深300股指期货价格的调整占主导地位,短期内现货指数对股指期货指数具有价格发现功能,而且这种作用在不断增强。严敏、巴曙松和吴博(2010)针对我国的仿真股指期货市场和现货市场间信息溢出的研究发现,现货市场在价格发现中起到主导作用,期货价格和现货价格之间存在长期均衡关系以及短期的双向Granger因果关系。而对于中国股指期货市场的运行规律研究方面,龙瑞等(2011)基于已实现波动及其改进方法,研究了沪深300股指期货高频数据的波动测度问题,发现沪深300股指期货在上市交易后表现出由剧烈波动到渐趋平稳的波动特征,且已实现波动的改进方法具有较为明显的优越性。

中国股指期货市场呈现出比较典型的新兴市场特征,如个人投资者比重高,投机气氛浓厚,日内短线交易比重高;另外,中国的股票市场也有不允许卖空、T+1交易等限制,因此对其研究具有重要理论和现实意义。由于我国股指期货的仿真交易虽然对于实际交易可能有一定借鉴意义,但是由于仿真交易有很强的局限性,因此有必要对股指期货的实际交易进行研究。本文利用中国股指期货上市一年多来的实际交易数据,对中国股指期货和股指现货的非线性信息溢出和价格发现功能进行研究,以刻画我国股指期货市场和现货市场的特征,以期得到有价值的发现,对市场参与者和监管者提供有意义的参考。

二、研究方法与理论模型

本文研究方法为线性Granger因果检验、非线性Granger因果检验、协整检验和VECM模型等,由于上述方法中除非线性Granger因果检验之外的方法较为经典,已经广泛应用于金融时间序列分析中,有大量文献介绍详细,因此本文将不再赘述。下面将先简要介绍Granger因果关系,然后重点介绍一类非线性Granger因果检验方法。

Granger因果关系检验是研究一个时间序列的当前信息是否有助于提升另一时间序列未来值的预测效果。Granger(1969)给出了Granger因果关系的一般性定义,即对于两个平稳时间序列Xt和Yt,用F(Xt|It-1)表示给定信息集It-1下的Xt的条件概率分布,其中It-1是由Xt滞后Lx期的向量,即和Yt滞后Ly期的向量构成。在已知滞后阶数Lx和Ly的情况下,如果存在:

则称序列Yt不是序列Xt的Granger原因。如果(1)式不成立,说明Yt的历史信息对Xt的当期和未来值有预测功效,此时,Y称作X的Granger原因。对于Granger因果检验,目前形成了大量检验方法,最为常用包括F检验、VAR等线性Granger检验方法。

由于时间序列常常具有明显的非线性特征,因此常规的线性Granger因果检验难以全面的刻画经济变量之间的动态关系。Baek和Brock(1992)对于非线性Granger因果关系,提出了一种基于非参数统计量的检验方法。该方法利用相关积分原理估计跨时间的空间相关概率,从而揭示变量之间的非线性Granger因果关系。Baek和Brock认为,利用线性VAR模型过滤掉序列之间的线性预测能力,从残差中提取的任何有助于改善预测的信息可以被认为是非线性的。然而Baek和Brock方法有一个严格的假设条件,即被检验时间序列之间相互独立并且均服从独立同分布。Hiemstra和Jones(1994)对这一假设进行拓展和修正,允许残差序列存在弱相关性。

Hiemstra和Jones修正的非线性Granger因果检验具体如下:基于Granger因果关系检验原假设方程(1),首先假设xt,yt,t=1,2…为两个严平稳和存在弱相关性的时间序列,用表示领先Xt序列m期的向量,分别表示滞后Xt、Yt序列Lx、Ly期的向量,即

对于给定m,Lx,Ly(大于等于1)以及给定区间半径e>0,如果下式成立:

则认为Y不是X的严非线性Granger原因。其中,Pr(.)表示概率值,‖‖为极大范数。用C1(m+Lx,Ly,e,n)、C2(m+Lx,Ly,e,n)、C3(Lx,Ly,e,n)和C4(Lx,e,n)标记:

那么(5)式可以等价于:

给定样本时间序列样本{xt},{yt},,可以对(6)-(9)式做估计:

其中,max(Lx,Ly)+1≤t

假设{xt}和{yt}是严平稳、弱依赖的时间序列,如果{yt}不是{xt}的严非线性Granger原因,那么满足

其中,对σ(m,Lx,Ly,e)的估计见Hiemstra和Jones(1994)。H-J检验统计量即为基于(16)式的标准化统计量,记为TVAL。

综上,对平稳序列{xt}和{yt}之间的非线性Granger因果关系检验包括如下步骤:(1)检验2个平稳序列之间的线性Granger因果关系;(2)如果存在线性Granger因果关系,则建立VAR模型,取残差滤除线性Granger因果关系,然后将其标准化;(3)如果不存在线性Granger因果关系,则直接对原序列进行标准化;(4)对标准化序列进行非线性Granger因果关系检验。

三、数据选取、处理及统计检验

数据方面,沪深300股票指数选取日收盘价,对于沪深300股指期货,由于有当月、下月等不同月份的合约,为克服期货价格不连续的缺点,需要产生连续的期货价格,本文按照惯例采用如下的方法构造连续期货合约价格序列:选取近月期货合约的日度收盘价格,当近月期货合约进入交割月后,选择下一个近月期货合约的日度收盘价格,依次类推得到连续期货价格序列。数据样本期为2010年4月19日至2011年9月19日,共计347个样本。数据来自中国金融期货交易所网站和雅虎财经网站,计量分析软件采取Eviews 6.0和Matlab 7.0。

记沪深300股指期货价格序列为{Ft},沪深300股票指数序列为{St}。对序列取对数,得到各自的对数价格序列{ln(Ft)}和{ln(St)}。对对数价格序列做一阶差分,可以得到期、现货的连续收益率序列,记为关于的一些统计量见表1所示:

注:LB(6)、LB(12)为滞后6、12阶的Q统计量;LB2(6)、LB2(12)为序列平方滞后6、12阶的Q统计量,*表示在10%水平上显著,**表示在5%水平上显著,***表示在1%水平上显著;下同。

对的统计特征描述可以看到,两个序列的均值都小于0,不服从正态分布,呈现出左偏、尖峰厚尾的特征。LB(6)、LB(12)不显著,表明收益率(又称均值)序列不存在自相关性,LB2(6)、LB2(12)不显著,表明收益率的平方也不存在非线性的自相关性。ARCH LM检验值表明序列并不存在条件异方差性,因此参照Cheung和Ng(1996)的做法,采取式(16)、(17)定义方差的新息(innovation)序列,其中分别代表序列的平均值。

对{ln(Ft)}、{ln(St)}、序列做ADF单位根检验,检验结果见表2所示。结果显示在5%显著性水平下,{ln(Ft)}、{ln(St)}序列都服从I(1),为一阶单整,其余序列均为平稳序列。

四、实证分析

(一)线性与非线性Granger因果关系检验

一般常用的Granger因果检验方法是基于VAR模型的系数联合显著性F检验,反映一个变量是否对另一个变量存在线性的影响关系。作为非线性Granger因果检验的基础,我们首先对序列进行线性Granger因果检验,检验方法为F检验,实现软件为Eviews。鉴于线性Granger因果检验的结果对滞后阶的选择具有敏感性,我们结合股指期货、股指日度数据的特点,给出滞后1至5阶的Granger检验结果,以便较全面的分析线性信息溢出情况。线性Granger因果检验的结果见表3所示。

线性Granger因果检验的结果显示,当滞后1阶时,期货市场对现货市场的均值信息溢出在10%水平上显著。而方差序列间的信息溢出方面,滞后4和5阶时,现货市场对期货市场的方差信息溢出是显著的。

根据AIC和SC信息准则,对序列以及序列分别建立VAR模型,信息准则均显示这两组序列的VAR模型的滞后阶数为1阶。提取残差项,滤去序列间的线性相关性,再对残差项进行ADF单位根检验,发现残差项均在1%的显著性水平下平稳。此时,残差项序列满足非线性Granger因果检验所要求的严平稳、弱相关的假设,可以对残差项应用非线性Granger因果检验。滞后阶数取Lx=Ly,即取相等的滞后阶数,并同线性Granger因果检验的方法取滞后1至5阶的结果,结果见表4所示。

注:表内数值为非线性Granger因果检验统计量值,在原假设成立的情况下该检验统计量服从标准正态分布。

非线性Granger因果检验的结果表明,在滤去线性信息溢出的基础上,股指期货和现货的收益率序列之间的非线性Granger因果检验的结果均不显著,说明不存在非线性的均值信息溢出。而股指期货和现货的方差序列在滤去线性信息溢出的基础后,股指期货市场对现货市场的非线性方差信息溢出在滞后1-3阶时十分显著,而现货市场对期货市场的非线性方差信息溢出在滞后1阶时只在10%水平上显著,非线性信息溢出不是十分显著。

(二)协整检验和误差修正模型的结果与分析

利用协整检验和误差修正模型来研究期、现货市场之间的价格发现功能,以及长期与短期Granger因果关系。Johansen协整检验表明,股指期货和股票指数对数价格序列间存在一个协整关系,意味着二者存在长期均衡关系,可以建立VECM模型。

在VECM建模中,根据一价律(one price law),股指期货与现货的价格应该是基本相等的,因此对期现货价格序列的协整向量施加如下约束:ln(Ft-1)的系数为1,ln(St-1)的系数为-1。对协整约束进行LR(似然比)检验,LR统计量的p值0.065,大于5%,协整约束没有被拒绝,因此建立上述协整约束的VECM模型。根据SC信息准则选取滞后阶数,最终建立滞后1阶的VECM模型。其中,长期均衡方程见式(18),ecmt即为误差修正项;短期波动方程见表6。

注:[]内为参数对应的t值,一般当t值的绝对值大于2时,认为系数是显著的。

VECM模型中,期货价格序列相应的误差修正项系数为-0.309309,对应的t值为-2.09963,显著异于0,而现货价格序列的误差修正项系数不显著,因此可以认为现货市场是期货市场的长期Granger原因,并在价格发现中居于完全主导地位,而期货市场对于价格发现过程基本没有贡献。这一结论异于成熟金融市场中期货市场往往居于价格发现主导地位的结论,究其原因,一方面很可能是由于中国股指期货市场刚刚成立,市场还不成熟,另一方面,也有可能与中国股指期货市场中的交易规则、交易者结构等市场微观结构有关。短期Granger因果关系方面,短期波动方程中各系数的t值的绝对值均小于2,不是很显著,二者之间没有短期Granger因果关系;不过期货市场对现货市场的短期影响系数的t值为1.81637,虽不显著,但是接近于临界值2,这一点从侧面验证了前面线性Granger因果检验中期货对现货市场的不是很强的均值信息溢出。

五、结论

本文研究了沪深300股指期货市场和股票指数现货市场的线性与非线性信息溢出,并分析了期货市场的价格发现功能,得到如下结论:

(1)本文率先在股指期货市场和现货市场的影响关系检验中引入了非线性Granger因果检验,发现两个市场之间不存在显著的非线性均值信息溢出,不过二者之间的非线性方差信息溢出是显著的;

(2)基于线性Granger因果检验发现,沪深300股指期货市场对现货市场只有线性均值信息溢出,而现货市场对期货市场只存在线性方差信息溢出;

(3)通过协整检验和VECM建模发现,沪深300股指期、现货市场之间存在着长期均衡的关系,不过不同于成熟市场中常见的期货市场在价格发现方面居于主导地位的结论,目前我国股指现货市场在价格发现方面占主导地位,期货市场处于从属地位;此外,现货市场是期货市场的长期Granger因,不过两个市场间不存在显著的短期Granger因果关系。

综上所述,我国股指期货交易1年以来,虽然获得了较快发展,期现货之间具有了长期均衡的关系,不过股指期货市场只对股票指数市场有显著的非线性方差信息溢出效应,在其他信息溢出检验中都没有显现出很强的效应,从总体上看,期货市场对现货市场的信息溢出效应并不十分显著,这与一般在西方成熟的股指期货市场中期货市场往往对现货市场存在十分显著的信息溢出的现象有一定差异。而在价格发现方面,股指现货市场居于价格发现的主导地位,期货市场则基本没有贡献,也不同于西方成熟股指期货市场的常见结论,但是和基于仿真交易数据得出的结论基本一致;这些发现均说明我国股指期货市场与西方发达股指期货市场相比很可能还不是很成熟,有待继续发展完善,以更好的促进我国股指期货市场功能的发挥。同时,研究发现期货市场对股票指数市场有显著的非线性方差信息溢出效应,说明期现货市场的影响较为复杂,无法单独用线性因果关系刻画。由于我国股指期货上市交易时间较短,因此未来有必要及时跟踪其信息溢出和价格发现功能的发挥情况,并研究其内在机理,以了解我国股指期货市场的发展情况,并透析背后的成因。

摘要：采用线性与非线性Granger因果检验、协整检验和VECM模型,研究了沪深300股指期货和现货市场的线性与非线性信息溢出,并检验了期货市场的价格发现功能发挥情况。研究结果显示:线性信息溢出方面,沪深300股指期货市场对现货市场只有线性均值信息溢出,现货市场对期货市场只存在线性方差信息溢出;非线性信息溢出方面,两个市场之间不存在非线性均值信息溢出,不过二者之间存在显著的非线性方差信息溢出;沪深300股指期、现货市场之间存在着长期均衡的关系,不过不同于成熟市场中期货市场在价格发现方面居于主导地位的结论,我国股指现货市场在价格发现方面占主导地位,而期货市场处于从属地位。

黄金期货价格发现功能的实证研究 篇8

【关键词】商品期货 价格发现

1970年学者Fama最先提出了有效的观念，他阐述的有效市场是一个对所有信息都全面考虑的市场，而针对期货这一市场则更多关注它的价格，价格是否表明未来商品的价格变化趋势。查阅文献可以了解到学者Bird通过研究金属期货发现期货价格，发现某些金属期货与现货价格相关而另一些则不相关。Johansen提出以向量自回归模型来研究期货市场的价格发现。通过学习前人的研究过程和结论，我设计了下面的分析过程。

一、样本及变量选择

笔者选择comex黄金期货市场和纽约黄金现货作为主体对象，从2007年3月22号开始到2014年12月8日的近两千组黄金现货和期货的价格（数据来源于wind数据库）。在作实证检验前对这些数据取了自然对数，为了使得数据更具有可比性并且避免自相关的存在。

二、研究过程

第一，单位根检验。首先要对期货和现货价格序列的平稳性进行测试，只用平稳才能进行下一步的研究，如果出现不平稳的情况则回归结果会相对失真。

这里运用到了单位根检验-ADF对数据是否平稳进行验证。LnFP是对期货（黄金）价格取对数，LnPP是对现货（黄金）价格取对数。并且对LnFP、LnPP均进行ADP检验，检验形式包含趋势及漂移项。结果见表一：

我们知道在prob值小于0.05时，证明该序列LnFP有平稳性；然而表一中prob数据显著大于0.05，表明lnFP序列没有平稳性。同理，我对LnPP也做了ADP测验，同样的结果发现prob值大于0.05，证明时间序列含有单位根，lnPP序列同样没有平稳性。因此，下一步我们需要对两个变量做一阶差分检验。

这里我们可以发现此时prob值显著小于0.05，所以我们认为期货（黄金）价格序列有平稳性。同理对现货（黄金）价格对数序列一阶差分检验的结果如下：

此次平稳性检验的prob值也是显著小于0.05的，可以发现黄金现货价格序列也是平稳的。

综合上面对于黄金期货价格和现货价格的测试，可以认为一阶差分序列没有单位根，序列是平稳的。

因此对于黄金的现货和期货而言，均满足平稳要求，可以进行协整检验。

第二，因果检验。接下来还需要完成的步骤是对黄金期货价格和黄金现货价格的一阶差分（DLNFP/DLNPP）进行因果检验，从而确定两个变量之间的因果及先后关系。

从上面的结果中清楚的发现——在显著性水平5%的条件下，黄金的现货价格是期货价格的原因。反过来讲，DLNFP不是DLNPP的Granger原因，黄金期货价格不是黄金现货价格的Granger原因。

我认为对于黄金来说，仅存在从现货价格到期货价格的单向引导关系，期货市场不具有引导现货价值变动的关系。

第三，协整检验。最后对两个变量进行协整检验，建立的模型如下：

式中，Yt是期货价格的一阶差分（即DLNFP）时间序列；Xt是现货价格的一阶差分。所以残差序列为：

对残差进行平稳性测试，若ADF测试表明残差项是平稳的，则说明期货价格与现货价格存在协整关系，否则不存在协整关系。残差序列的结果如下：

这里的协整显著性水平小于0.05，代表黄金期货和现货的一阶差分之间有一定的协整关系。

二、总结

黄金的期货价格和现货价格的时间序列是非平稳的，它们的一阶差分是平稳的且存在一定的协整关系，说明黄金期货价格和现货价格变化率是长期稳定的过程。

而通过Granger因果关系检验看短期黄金期货和现货市场的价格发现表明，黄金仅存在现货价格对期货价格的单向引导关系，现货市场的影响作用稍强，期货市场的影响作用偏弱，无法证明出用黄金期货市场的价格发现定理。