師蕓

摘 要：為了全面的對(duì)我國(guó)白銀期現(xiàn)貨價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行分析，本文利用相關(guān)的數(shù)據(jù)對(duì)所獲取的白銀期現(xiàn)貨價(jià)格進(jìn)行實(shí)證分析。并根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，對(duì)目前我國(guó)白銀期貨在進(jìn)行價(jià)格聯(lián)動(dòng)時(shí)所存在的問(wèn)題進(jìn)行說(shuō)明，并進(jìn)一步提出一些解決問(wèn)題的意見(jiàn)和建議。

關(guān)鍵詞：白銀期貨；白銀現(xiàn)貨；價(jià)格聯(lián)動(dòng)

一、分析樣本的選擇和處理

在樣本的選擇和處理方面，選取白銀期貨價(jià)格指數(shù)的日結(jié)算價(jià)格，并選取與其所對(duì)應(yīng)的現(xiàn)貨白銀的日收盤(pán)價(jià)格的均價(jià)。在經(jīng)過(guò)仔細(xì)的分析之后，為了滿足統(tǒng)計(jì)分析的需要，本文選取了白銀期貨連三價(jià)格的日度數(shù)據(jù)來(lái)對(duì)本文所研究的具體問(wèn)題進(jìn)行分析。我們?cè)趯?duì)于樣本的選取時(shí)，考慮從白銀期貨上市以來(lái)到2013年底的所有白銀期貨市場(chǎng)上的期貨價(jià)格以及現(xiàn)貨價(jià)格。文章中所用到的具體數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰君安數(shù)據(jù)庫(kù)。

二、白銀期現(xiàn)貨價(jià)格聯(lián)動(dòng)的實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)相關(guān)性

分析得到白銀期貨價(jià)格序列Fp 和 白銀現(xiàn)貨價(jià)格虛列Sp 之間的相關(guān)系數(shù)，為 0.9992，這一個(gè)數(shù)值十分接近1，并且為正值，這說(shuō)明了Fp與Sp之間存在著很大程度上的正相關(guān)關(guān)系，而這個(gè)結(jié)論與從圖1 得出的直觀結(jié)論較為一致。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

我們以Dw的數(shù)值所確定的殘差項(xiàng)無(wú)自相關(guān)為基礎(chǔ)，進(jìn)行最優(yōu)滯后期的判斷與確定，并進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，最后得到的結(jié)果見(jiàn)表3。

根據(jù)表3中所得到結(jié)果，我們能夠直觀的發(fā)現(xiàn)，每一個(gè)價(jià)格序列的ADF數(shù)值的大小都要大于0.01顯著性水平下的值，這說(shuō)明了這兩個(gè)價(jià)格虛列都是非平穩(wěn)的；但如果我們對(duì)其一階差分的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析，我們就會(huì)發(fā)現(xiàn)它們都通過(guò)0.01顯著水平下的平穩(wěn)性需求，因此白銀期貨與現(xiàn)貨價(jià)格的一階差分時(shí)間序列是平穩(wěn)的。進(jìn)一步對(duì)所得到的單位根的檢驗(yàn)式進(jìn)行相關(guān)分析，我們能夠判斷出所選用的一階差分序列是滿足隨即游走過(guò)程的條件的，其變化具有著隨機(jī)性的發(fā)展趨勢(shì)。

（三）Granger因果檢驗(yàn)

根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，不管是“Fp不是Sp的格蘭杰原因”還是“Sp不是Fp的格蘭杰原因”，其所得出的P值都處在一個(gè)十分微小的水平。因此，我們通過(guò)格蘭杰檢驗(yàn)所得到的結(jié)果，能夠得到最終的結(jié)論，即白銀的期貨價(jià)格是現(xiàn)貨價(jià)格的格蘭杰原因，而與此同時(shí)，白銀的現(xiàn)貨價(jià)格也是期貨價(jià)格的格蘭杰原因。

（四）協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型

我們?cè)诒竟?jié)中選擇帶有常數(shù)項(xiàng)的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛠?lái)對(duì)白銀期貨與現(xiàn)貨價(jià)格的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示：

我們?cè)谶@里對(duì)表5中所得到的檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行分析。首先，在零假設(shè)r=0的條件下，其所得到的跡統(tǒng)計(jì)量為32.8068，這一數(shù)值遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于0.05顯著性水平下的18.17，進(jìn)一步觀察其最大特征值統(tǒng)計(jì)量，我們發(fā)現(xiàn)其數(shù)值也要大于臨界值（22.3242>16.87），因此我們?cè)谶@里拒絕原假設(shè)。

接著我們分析零假設(shè)r≦1，此時(shí)，我們能夠發(fā)現(xiàn)不管是跡統(tǒng)計(jì)量（2.4826），還是最大特征值統(tǒng)計(jì)量（2.4826），都要小于0.05顯著性水平下的臨界值，因此我們?cè)谶@里應(yīng)當(dāng)接受原假設(shè)。這就更進(jìn)一步的說(shuō)明了白銀的期貨價(jià)格在長(zhǎng)期來(lái)看與白銀的現(xiàn)貨價(jià)格之間存在著均衡的關(guān)系。

而經(jīng)過(guò)具體的分析，我們能夠獲取所需要的經(jīng)過(guò)標(biāo)準(zhǔn)化的協(xié)整向量Z，該向量的具體表達(dá)式為：

Z=Fp-0.25Sp-1.29

我們進(jìn)一步對(duì)短期白銀市場(chǎng)存在偏離情況時(shí)是如何進(jìn)行誤差調(diào)整的，并同時(shí)對(duì)其長(zhǎng)期所最終實(shí)現(xiàn)均衡的過(guò)程實(shí)現(xiàn)進(jìn)行分析，因此我們對(duì)其進(jìn)行誤差修正，通過(guò)逐步分析之后，我們能夠得的最終的誤差修正結(jié)果如下：

具體的估計(jì)結(jié)果如表6所示：

在得到了最終的誤差修正結(jié)果之后，我們通過(guò)分析能夠得到一般性的結(jié)論。由于對(duì)于白銀現(xiàn)貨價(jià)格來(lái)說(shuō)，其所得到Z的系數(shù)為正值，這說(shuō)明如果在前一期，Sp如果高于均衡價(jià)格的話，那么在本期Sp的變化量ΔSp就會(huì)變?。欢鴮?duì)白銀期貨價(jià)格來(lái)說(shuō)，其所得到Z的系數(shù)為負(fù)值，這說(shuō)明如果在前一期，F(xiàn)p如果低于均衡價(jià)格的話，那么在本期Fp的變化量ΔFp就會(huì)變大。而Sp與Fp的這一種變化最終會(huì)使得其逐漸向均衡水平靠攏。

我們?cè)賹?duì)誤差修正項(xiàng)之前的影響系數(shù)進(jìn)行判斷，根據(jù)分析的結(jié)果我們能夠得到其系數(shù)的大小為-0.0385，這說(shuō)明白銀期貨價(jià)格在t時(shí)期與均衡價(jià)格之間的差額，在t+1時(shí)期能夠反向調(diào)整的比例大小為3.85%。與此同時(shí)，現(xiàn)貨價(jià)格的誤差修正的系數(shù)大小為0.0573，這表明在下一個(gè)具體的交易日中，現(xiàn)貨價(jià)格與均衡價(jià)格之間的差異性程度能夠得到5.73%的減少。

而當(dāng)我們綜合考慮期貨與現(xiàn)貨之間的誤差修正系數(shù)的時(shí)候，我們能夠發(fā)現(xiàn)，從大小上看，現(xiàn)貨的系數(shù)比較大，這就說(shuō)明在期現(xiàn)貨市場(chǎng)的長(zhǎng)期均衡的過(guò)程中，現(xiàn)貨市場(chǎng)在其中充當(dāng)著主力的作用；而觀察系數(shù)水平，我們可以發(fā)現(xiàn)期現(xiàn)貨的系數(shù)水平都是比較低的，這就說(shuō)明期現(xiàn)貨市場(chǎng)在實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期均衡的狀態(tài)時(shí)必須經(jīng)歷一個(gè)十分緩慢的過(guò)程。

三、結(jié)論

經(jīng)過(guò)一系列的檢驗(yàn)和分析，我們能夠發(fā)現(xiàn)，在目前我國(guó)的白銀交易市場(chǎng)中，不管是白銀的期貨價(jià)格，還是白銀的現(xiàn)貨價(jià)格，其所構(gòu)成的時(shí)間序列均為一階單整的；白銀的期貨價(jià)格是現(xiàn)貨價(jià)格的格蘭杰原因，而與此同時(shí)，白銀的現(xiàn)貨價(jià)格也是期貨價(jià)格的格蘭杰原因；白銀的現(xiàn)貨價(jià)格以及白銀的期貨價(jià)格之間也存著協(xié)整關(guān)系，這進(jìn)一步說(shuō)明了在長(zhǎng)期來(lái)看，白銀的期現(xiàn)貨價(jià)格之間具有著十分穩(wěn)定的相關(guān)性，兩者相互作用并能夠最終實(shí)現(xiàn)均衡，而在這一個(gè)緩慢的均衡過(guò)程中，白銀的現(xiàn)貨價(jià)格占據(jù)著主導(dǎo)作用，其在一定程度上引導(dǎo)著白銀期貨價(jià)格的變化。

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