基于誤差修正模型的我國黃金期貨、現貨價格引導關系實證研究

徐彤升，秦 雪

（安徽大學經濟學院，安徽 合肥230601）

0 引言

黃金是一種極其特殊的貴金屬，因其獨特的物理屬性，在首飾、貨幣金融、特種工業等領域有著廣泛的用途。黃金市場也是我國金融市場的重要組成部分。我國黃金市場經過多年的規范發展，已經日益成熟完善，并形成了以上海期貨交易所為核心的期貨交易市場以及以上海黃金交易所為核心的現貨交易市場。從市場交易來看，黃金市場參與者類型廣泛，包括了套期保值者、投機者、機構投資者以及各類型個人投資者，每日成交金額在我國各類型交易市場品種中位列前茅。

期貨與現貨市場價格是研究經濟問題的熱點，黃金也不例外。2013年因黃金價格暴跌引發的“中國大媽搶金風潮”更是令人大跌眼鏡，使國人對于黃金市場的關注更上一層樓。按照基本的經濟學原理推測，黃金期貨價格與現貨價格應該存在一種聯動關系。探究這種聯動關系，對于黃金市場上的各類型參與者都有著極其重要的意義。因此文章考慮運用協整檢驗、誤差修正模型與Granger因果檢驗，來探究黃金期貨與現貨價格的傳導效應。

關于黃金期貨與現貨價格傳導效應的研究，國內外學者均著作頗豐。

國外學者為研究期貨與現貨市場價格提供了良好的工具模型。Gabade和Silber（1987）通過建立期現貨價格的GS模型，考量期現貨價格在價格變動中的貢獻大小［1］；Engle和 Granger（1987）提出協整分析方法，使關于期貨價格非平穩時間序列模型的研究逐步成為熱點［2］。

國內學者田志朋、朱國彥（2009）選取2008年1月9日至2008年5月16日的黃金0806期貨合約價格與現貨價格，運用Granger因果檢驗，認為黃金期貨與現貨價格之間不存在引導關系［3］；周梅（2012）選取2009年1月5日至2011年12月30日黃金Au（T＋D）現貨價格及其相隔20天的期貨價格，運用協整檢驗與Granger因果檢驗，認為黃金期貨價格單向引導現貨價格［4］；趙偉雄（2013）選取2008年1月至2013年4月的相隔5個月期貨價格與Au（T＋D）作為現貨價格，運用誤差修正模型與Granger因果檢驗，認為黃金現貨價格單向引導黃金期貨價格［5］；

楊軍戰（2014）以2008年1月至2011年9月為數據范圍，采用期貨主力合約收盤價為期貨價格，以Au（T＋D）、Au9995、Au9999等3個品種為現貨價格，認為兩者存在相互引導關系，但現貨價格的引導作用較之期貨價格更為明顯［6］。由此可見，關于黃金期貨與現貨價格的引導關系，國內學者有著不同的見解。

前人研究為筆者的實證分析提供了思路與方法，本文選取了黃金市場的最新價格數據，即上海期貨交易所黃金交易的加權平均價作為期貨價格，以及上海黃金交易所的黃金Au9999現貨交易加權平均價作為現貨價格。筆者認為，不同于以往選取單一品種合約收盤價作為黃金期貨與現貨價格，加權平均價能夠反映黃金市場上各方面參與者的綜合力量，避免了單個品種與合約漲跌以及大型投資者操縱帶來價格失真的弊端，是能夠準確反映黃金市場的實際情況的價格。

一、基于誤差修正模型的黃金期貨、現貨價格實證研究

（一）數據來源與解釋

黃金期貨與現貨價格數據均可通過公開渠道獲得。文章中，黃金期貨價格來自上海期貨交易所每日加權平均價，黃金現貨價格來自上海黃金交易所黃金Au9999每日加權平均價，數據自2012年5月10日到2014年5月9日，剔除交易所數據缺失日（2013年10月16日與2013年10月17日），共計482個交易日。把黃金期貨價格記為Y，把黃金現貨價格記為X，得到兩個完整的時間序列。文章使用Eviews7.2軟件進行計量分析。

文章數據選擇每日加權平均價，是因為其可以反映每日市場上價格的綜合變動情況，具有代表性；而對于數據缺失，本文直接予以剔除而未做平滑處理，是因為樣本容量足夠而平滑處理會導致一定的數據失真；而選取Au9999作為現貨價格，是由于Au9999的每日成交量較大，能夠反映黃金現貨市場的基本面情況。

通過對黃金期貨與現貨價格數據的初步分析，兩者走勢基本保持一致，但波動性較大，須進行平穩性檢驗。

（二）時間序列數據平穩性檢驗

對黃金期貨價格Y和黃金現貨價格X，運用ADF單位根檢驗進行平穩性檢驗（含截距項），結果發現X與Y均為非平穩時間序列；而對X與Y做一階差分后（分別記為DX與DY），發現其差分序列均通過了ADF單位根檢驗，如表1所示。這表明，黃金期貨價格與黃金現貨價格存在協整關系，可以建立回歸模型。

（三）協整檢驗——使用E-G兩步法

經濟理論上認為黃金期貨價格Y會受到黃金現貨價格X的影響，這里用普通最小二乘法（OLS）構建Y與X的回歸方程（不包含截距項）：

表1 黃金期貨價格與現貨價格ADF檢驗表

Y＝αX＋μt

得到回歸方程后，將殘差項記為ECM并保留。用ADF法檢驗ECM的平穩性，如表2所示，發現殘差序列ECM平穩，從而推定黃金期貨價格Y與黃金現貨價格X構成一階協整關系。

表2 ECM的ADF檢驗表

（四）構建誤差修正模型

在推定Y與X是一階協整的情況下，可以構建分布滯后模型：

Yt＝β1Xt＋β2Yt-1＋β3Xt-1＋μt

經算式變形可得：

ΔY＝β1ΔXt-λ（Yt-1-α1Xt-1）＋μt

括號內Yt-1-α1Xt-1為t-1時期的非均衡誤差，即ECMt-1，故可得誤差修正模型：

ΔY＝β1ΔXt-λECMt-1＋μt

ECM模型體現了非均衡誤差對因變量的方向修正作用，表明黃金期貨價格Yt不僅取決于黃金現貨價格Xt的短期變化，而且受到上一期偏離均差的“回拉”作用影響［7］。

經反復試驗，并利用AIC與SC統計量以及相應滯后期系數綜合判斷，最佳滯后期為1期，從而得到誤差修正模型的估計結果如下：

從估計結果可知，誤差修正項的系數為-0.067，表明當短期波動偏離長期均衡時，誤差修正項能夠以0.067的力度，對模型進行反向調整。

（五）Granger因果檢驗

由于黃金期貨價格Y與黃金現貨價格X均為一階單整，故可以對其進行Granger因果檢驗，探究其相互之間的引導關系。在滯后階數為1的情況下，Y與X的Granger因果檢驗結果如表3所示。

表3 Granger因果檢驗

由表3可知，黃金現貨價格X格蘭杰引導黃金期貨價格Y，而反向并不顯著成立。這表明在我國黃金市場上現貨價格更加具有引導意義，這也符合最基本的經濟學原理，因而模型得出的結論可信。

二、結論與建議

由黃金期貨與現貨價格走勢來看，兩者基本保持一致，表明我國黃金期貨價格并未過度偏離現貨價格，市場較為規范有效。

由誤差修正模型可知，模型的修正擬合優度為0.911，各解釋變量以及模型整體均通過了各項檢驗，顯著性良好；引導期貨市場價格一階差分DY的因素中，現貨市場價格一階差分DX的回歸系數為0.953，表明黃金現貨市場價格變動顯著地影響了期貨市場的價格變動；滯后一期的DXt-1與DYt-1也對本期黃金期貨價格一階差分DY產生影響；而ECM表明誤差修正項將非均衡狀態拉回到均衡狀態的力度為0.067，誤差修正項回歸系數雖然不高，但對于期貨市場價格還是產生了一定的影響。

由Granger因果檢驗可知，在滯后1期和0.05顯著性水平的情況下，黃金現貨價格格蘭杰引導黃金期貨價格，表明在我國黃金市場上現貨價格對于各類型投資者而言更具有參考意義，可以通過現貨價格的變動情況，調整和完善自身在期貨市場上的投資策略，以期達到規避風險、取得收益的目的。而反向的格蘭杰因果關系不顯著，但也不能因此忽視期貨價格的作用。

建議黃金市場上的各類型參與者，都應該充分重視我國黃金市場價格的變動情況，準確把握黃金價格的走勢，合理規避價格波動帶來的風險。特別是黃金期貨市場的各類型參與者，無論套期保值者亦或是投機者，要更加密切關注黃金現貨市場上的價格波動情況，及時調整自身在期貨市場上的投資組合與策略，以應對價格波動帶來的不利影響。

建議國家應當加強期貨市場的規范與發展，借鑒發達國家的先進經驗，充分發揮期貨市場的價格發現作用，成為現貨市場價格的“先導者”；積極培育機構投資者，使其成為黃金期貨市場上的主力，有力地引導黃金期貨市場的規范發展。

［1］Garbade K D.Silber W L.Price Movements and Cash Discovery in Futures and Cash Markets ［J］.Review of Economics＆Statistics，1983，65（2）：289-297.

［2］Engle R F.Granger C W J.Cointegration and Error Correction Representation.Estimation and Testing［J］.Econometrical，1987，55（2）：251-276.

［3］田志朋，朱國彥.中國黃金市場期貨與現貨價格關系實證研究［J］.山東工商學院學報，2009（23）：76-81.

［4］周梅.上海黃金期貨價格與現貨價格關系的實證分析［J］.常熟理工學院學報：哲學社會科學版，2012（7）：58-61.

［5］趙偉雄.黃金期貨價格和現貨價格關系的實證分析［J］.金融經濟，2013（23）：126-128.

［6］楊軍戰.我國黃金期貨與現貨價格互動影響實證研究［J］.上海經濟研究，2014（1）：83-89.

［7］杜江，李恒，賈文.計量經濟學及其運用［M］.北京：機械工業出版社，2011.