我國銅期貨合約的價格發(fā)現(xiàn)功能實證研究

第第頁共13頁我國銅期貨合約的價格發(fā)現(xiàn)功能實證研究摘要：本文回顧總結了銅期貨價格發(fā)現(xiàn)功能國內外的相關文件，選取了2017年1月2日到2020年4月30日上海銅期貨、長江銅現(xiàn)貨的日交易價格數(shù)據(jù)，運用Johansen協(xié)整檢驗、Granger因果關系檢驗、脈沖響應分析、回歸分析等研究方法對我國銅期貨合約的價格發(fā)現(xiàn)功能進行了研究，結果表明：銅期貨、銅現(xiàn)貨之間存在長期均衡關系。即我國銅期現(xiàn)貨市場具有雙向的引導關系。國內銅現(xiàn)貨市價格對國內銅期貨價格具有一定的沖擊，但我國銅現(xiàn)貨市場對銅期貨市場的沖擊力相對較弱。國內銅期貨市價格對國內銅現(xiàn)貨價格具有一定的沖擊，且銅期貨市場對銅現(xiàn)貨市場的沖擊力相對較強，說明目前我國銅期貨市場具有一定的價格發(fā)現(xiàn)功能。從長期來看，我國銅期貨市場呈現(xiàn)出很高的市場效率，銅現(xiàn)貨供求信息能在期貨之間快速流動，并從銅期貨價格變化中表現(xiàn)出來，我國銅期貨合約的具有一定的價格發(fā)現(xiàn)功能。具體而言，國內銅期貨價格能夠影響國內銅現(xiàn)貨價格，且銅期貨市場對銅現(xiàn)貨市場的影響效果相對較強；國內銅現(xiàn)貨價格能夠影響國內銅期貨價格，但銅現(xiàn)貨價格對銅期貨價格的影響效果相對較弱，這說明目前我國銅期貨市場具有價格發(fā)現(xiàn)功能。進一步的，銅現(xiàn)貨供求信息能在期貨之間快速流動，并從銅期貨價格變化中表現(xiàn)出來，表明我國銅期貨市場價格發(fā)現(xiàn)效率較強。關鍵詞：銅期貨；銅現(xiàn)貨；價格發(fā)現(xiàn)功能AnempiricalstudyonthepricediscoveryfunctionofcopperfuturescontractsinChinaAbstract：Thisreviewsummarizesthecopperfuturespricediscoveryfunctionofthedomesticandforeignrelevantdocuments,onJanuary2,2017toApril30,2020,Shanghaicopperfutures,theYangtzerivercopperspotmarketpricedata,usingJohansencointegrationtest,Grangercausalitytest,impulseresponseanalysis,regressionanalysisandotherresearchmethodstoChina'scopperfuturespricediscoveryfunctionisstudied,theresultsshowthatthecopperfutures,thereisalong-termequilibriumrelationshipbetweencopperspot.Thatis,China'scopperspotmarkethasatwo-wayguiderelationship.Thedomesticcopperspotmarketpricehasacertainimpactonthedomesticcopperfuturesprice,buttheimpactonthecopperfuturesmarketisrelativelyweakinChina.Thepriceofdomesticcopperfuturesmarkethasacertainimpactonthedomesticcopperspotprice,andtheimpactofcopperfuturesmarketonthecopperspotmarketisrelativelystrong,whichindicatesthatthecopperfuturesmarketinChinahasacertainpricediscoveryfunction.Inthelongrun,China'scopperfuturesmarketshowsaveryhighmarketefficiency,copperspotsupplyanddemandinformationcanflowbetweenfuturesquickly,anditisreflectedinthechangeofcopperfuturesprice,China'scopperfuturescontracthasacertainpricediscoveryfunction.Specifically,thedomesticcopperfuturespricecanaffectthedomesticcopperspotprice,andthecopperfuturesmarkethasarelativelystrongeffectonthecopperspotmarket.Thedomesticcopperspotpricecanaffectthedomesticcopperfuturesprice,buttheeffectofcopperspotpriceonthecopperfuturespriceisrelativelyweak,whichshowsthatthecopperfuturesmarketinChinahasthefunctionofpricediscovery.Furthermore,theinformationofcopperspotsupplyanddemandcanflowrapidlybetweenfuturesandisreflectedinthechangesofcopperfuturesprice,whichindicatesthatthepricediscoveryefficiencyofChina'scopperfuturesmarketisrelativelystrong.Keywords：Copperfuturesmarket；Copperspotmarket；PricediscoveryfunctionTOC\h\z\t"樣式1,1,樣式2,2,樣式3,3"一、引言 1二、文獻綜述 1三、銅期貨價格和現(xiàn)貨價格的相關性分析 3四、我國銅期貨合約的價格發(fā)現(xiàn)功能實證研究 4（一）樣本描述 4（二）實證結果 51.ADF單位根檢驗 52.Johansen協(xié)整檢驗 63.格蘭杰因果關系檢驗 74.脈沖響應分析 85.模型擬合優(yōu)度分析 9四、結論 10（一）結論 10（二）預期展望 10參考文獻 11致謝 13一、引言在有色金屬產品中，銅是與人類關系非常密切的有色金屬，被廣泛地應用于電氣、輕工、機械制造、建筑及國防工業(yè)等領域，可以說銅是現(xiàn)代工業(yè)中最重要的生產原料，對一國經(jīng)濟發(fā)展起著極其重要的作用，同時，銅又是全球期貨市場最重要的交易品種之一。目前我國主要在上海期貨交易所（SHFE）開展期銅交易。我國是全球最大的精煉銅生產、消費和進口國。2019年我國精煉銅生產978.4萬噸，全球占比41.24％，消費1208.0萬噸，全球占比50.72％，凈進口323.4萬噸，均居世界首位。但國內銅資源的儲量有限，需大量依靠進口，因此，銅價的波動對我國涉銅企業(yè)、制造業(yè)乃至工業(yè)的平穩(wěn)發(fā)展均有較強影響。為了為企業(yè)提供可靠的風險管理平臺，銅期貨自1991年上市，至今已有三十年的歷史。期貨價格從一定程度上反映了期貨市場的運行狀況。合理的期貨價格能夠對現(xiàn)貨市場起到預期、先導作用，彌補現(xiàn)貨價格滯后性的不足。經(jīng)過多年發(fā)展，銅的期貨價格已經(jīng)成為國內行業(yè)的權威報價，受到企業(yè)和投資者的高度重視。近年來，國際政治經(jīng)濟局勢發(fā)生了深刻變革，習近平總書記在浦東開發(fā)開放30周年慶祝大會講話中提出，“提升重要大宗商品的價格影響力，更好服務和引領實體經(jīng)濟發(fā)展”。中辦、國辦印發(fā)的《建設高標準市場體系行動方案》提出，培育發(fā)展能源商品交易平臺，支持上海期貨交易所等單位充分發(fā)揮作用，進一步健全交易機制、完善交易規(guī)則、嚴格監(jiān)管標準。上海市“十四五”規(guī)劃和遠景目標綱要也提出，增強“上海價格”國際影響力，支持“上海油”等基準價格在國際金融市場廣泛使用。當前，我國已成為全球第二大經(jīng)濟體和第一大貨物貿易國，大宗商品定價中心建設面臨歷史機遇。加快商品期貨市場建設，推進對外開放，推動國際主體積極參與，將有利于把我國的貿易優(yōu)勢轉化為商品期貨市場的定價影響力，促進國際定價中心的形成。為了更好地服務實體經(jīng)濟，促進資源穩(wěn)定高效的分配，需要實證檢驗上海期貨交易所銅期貨合約的價格發(fā)現(xiàn)功能發(fā)揮效果?；诖?，進行本研究。二、文獻綜述自上世紀60年代末以來，國內外學者對期貨市場價格發(fā)現(xiàn)的效果進行了廣泛研究，伴隨著計量經(jīng)濟學的發(fā)展，不斷有新的檢驗方法在這一過程中產生并被加以運用完善。價格發(fā)現(xiàn)是期貨市場的重要經(jīng)濟功能之一。不同于現(xiàn)貨市場分散交易價格的形成，期貨市場可以形成相對成熟和優(yōu)良的價格機制，類似于完全競爭市場。期貨價格是由期貨交易在期貨市場上形成的標準化合同的價格，期貨交易是在專門的期貨交易所進行的。由于期貨市場是一個開放和自由競爭市場，所有期貨合約的價格均是通過競價而得,這使期貨價格能夠更準確地反映真實的供需狀況及其變化趨勢。世界各國期貨市場的競爭性價格信息不斷地相互傳播和影響，從而形成了世界范圍內的競爭性價格。Bigman等(1983)提出了期貨市場簡單有效性的檢驗模型，并運用該模型對芝加哥期貨交易所的三種農產品的期貨價格發(fā)現(xiàn)功能進行了實證檢驗。檢驗出期貨價格不能為到期的現(xiàn)貨價格提供預測，在之后研究中發(fā)現(xiàn)期貨現(xiàn)貨價格序列的非平穩(wěn)性會帶來“偽回歸”，因此傳統(tǒng)的OLS方法檢驗分析也受到質疑。Garbade和Silber（1983）通過研究上一時期基準的變化對下一時期期貨和現(xiàn)貨價格變化的影響，來描述期貨和現(xiàn)貨市場在價格發(fā)現(xiàn)中的作用。Johansen和Juselius（1990）從期貨價格和現(xiàn)貨價格的動態(tài)關系的角度來研究兩者之間的關系。結果表明，大部分期貨的期貨價格與現(xiàn)貨價格之間存在協(xié)整關系。Lai（1991），Schroeder（1991）以及Quan（1992）等人利用協(xié)整檢驗對外匯期貨、生豬期貨和原油期貨價格的價格發(fā)現(xiàn)函數(shù)進行實證研究，發(fā)現(xiàn)期貨價格在不同品種的價格發(fā)現(xiàn)中所起的作用不同。Hasbrouck（1995）基于協(xié)整分析，進一步分解長期效應部分的總方差，計算各因素對總方差的貢獻，從而確定期貨市場和現(xiàn)貨市場在價格發(fā)現(xiàn)函數(shù)中的作用。Hasbrouk（1995）和Conzalo（1995）等研究發(fā)現(xiàn)，期貨價格對現(xiàn)貨價格的影響速度更快，期貨價格對信息的敏感性更高，期貨市場在價格發(fā)現(xiàn)中起主導作用。Hasbrouck(2003)運用信息共享模型對美國資本市場上包括標普500指數(shù)期貨和納斯達克100指數(shù)期貨，以及E-mini股指期貨、期貨合約、價格發(fā)現(xiàn)貢獻合并等進行了研究，得出的結論表明，交易成本較低，交易較為活躍，投資者參與電子商務期貨合約的程度對價格發(fā)現(xiàn)的公因子貢獻最高。國內對期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的研究，國內對期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的研究相對較少，采用的方法大多是國外成熟的方法。華仁海（2005）采用誤差修正模型對上海期貨交易所的銅、鋁、橡膠進行了實證研究。他認為只有銅在價格發(fā)現(xiàn)中占據(jù)主導地位。王駿、張宗成(2005)在VAR模型的基礎上，利用Johnsen協(xié)整檢驗和脈沖響應函數(shù)，對上海期貨交易所的銅鋁進行實證分析。結果表明，銅鋁期貨價格與現(xiàn)貨價格之間存在雙向格蘭杰因果關系和協(xié)整關系，銅鋁期貨市場在價格發(fā)現(xiàn)功能上占主導地位。張屹山(2006)等建立的協(xié)整模型和誤差修正模型研究期、現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)，證明期貨價格是現(xiàn)貨價格的Granger原因，反之不成立。陳蓉、鄭振龍（2007）認為期貨價格不能預測未來現(xiàn)貨價格，期貨價格不是現(xiàn)貨價格的無偏估計。解晴等（2009）通過Granger因果檢驗等方式發(fā)現(xiàn)我國鋁期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能很弱，只存在現(xiàn)貨對期貨價格的顯著引導。郭樹華、王華（2010）檢驗了銅期貨在上海和倫敦兩個期貨市場的相互動態(tài)關系，認為上海銅期貨市場的價格受制于倫敦銅期貨市場。曲紅濤等（2011）采用格蘭杰因果檢驗、Johansen協(xié)整檢驗和脈沖分析方法，對黃金、白銀和原油等五種商品的期貨價格發(fā)現(xiàn)函數(shù)進行了實證分析。結果表明:在短期內，期貨價格與現(xiàn)貨價格之間存在單向的指導關系，但在長期內不存在協(xié)整關系，期貨市場不具備價格發(fā)現(xiàn)功能。趙照、賀強（2015）通過綜合利用向量誤差修正模型和信息份額模型，對2011年12月以來我國銅期貨與現(xiàn)貨間的價格關系分階段進行了動態(tài)研究。結論表明：我國銅期現(xiàn)貨價格間始終存在顯著的長期均衡關系。在價格震蕩趨勢中，期現(xiàn)貨價格間存在雙向引導關系，期貨價格在期現(xiàn)貨價格的引導關系中占據(jù)主導地位。期貨信息份額貢獻度為63.82%。而在價格下跌趨勢中，只存在期貨價格引導現(xiàn)貨價格的單向引導關系，且期貨價格對現(xiàn)貨價格的引導影響力明顯提升，信息份額貢獻度提升至74.94%，期貨的價格發(fā)現(xiàn)能力顯著增強。謝曉聞等（2016）通過改進之后的非線性Granger因果檢驗法對我國金屬、金融、農產品期貨市場的一些代表品種進行了研究后發(fā)現(xiàn)以銅期貨為代表的金屬期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能最強，金融期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能相對較弱。在使用Granger因果檢驗法分析后，雖然可以說明期貨和現(xiàn)貨之間相對的引導關系，但期貨和現(xiàn)貨價格對整個市場的絕對影響難以說明。趙俊強（2017）研究表明，國際商品市場和期貨價格將通過進口、預測和融資的“三條線”對經(jīng)濟產生不同的影響，必須積極建立一種機制，將商品價格轉移到國內。從前人的研究成果來看，由于研究方法和樣本選擇區(qū)間的不同，對銅期貨是否具有價格發(fā)現(xiàn)功能的結論也不盡相同。所以，本文使用了2017年1月至2020年4月的國內銅期貨和現(xiàn)貨日交易價格,基于之前的研究，通過VAR模型、Johansen協(xié)整檢驗協(xié)整分析、脈沖響應函數(shù)等研究方法進行了實證分析，為了得到研究結論，最能反映當前銅期貨和現(xiàn)貨市場的發(fā)展。三、銅期貨價格和現(xiàn)貨價格的相關性分析關于期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的三種主要理論：持有成本理論、隨機游走理論以及理性預期理論。持有成本理論認為，當商品生產具有周期性且可以存儲一段時間，儲存商品需要支付成本；并且持有期貨合約的成本遠小于持有現(xiàn)貨的成本時，期貨價格=現(xiàn)貨價格+持有成本。持有成本理論描述了期貨價格和現(xiàn)貨價格之間的關系。因為受到持有成本的制約，當?shù)竭_交割期限時，為了不給套利者機會，期貨價格會與接近現(xiàn)貨價格非常接近。但是，在非交割日時，因其他因素影響期貨價格和現(xiàn)貨價格之間會存在差異，這將導致一些不利因素，期、現(xiàn)貨價格也將會產生偏差。如果不考慮交易摩擦的不利因素，期貨價格和現(xiàn)貨價格的關系可用如下公式表達：F0=S0（r+u-y）T。由此公式可看出，當交割期限比較小的時后，期、現(xiàn)貨價格走勢應該保持高度的一致。從上述理論來看，期、現(xiàn)貨價格的走勢也應該大致相同。從市場角度來看，銅期貨市場和現(xiàn)貨市場的功能不同，但又聯(lián)系緊密，二者之間存在相互引導的關系。我國銅期貨和銅現(xiàn)貨價格之間保持一定的動態(tài)關系，銅期貨價格體現(xiàn)了市場對現(xiàn)貨價格變動的預期，并將預期風險進行轉移。期貨合約的供需關系對銅期貨價格產生影響，銅期貨價格代表著供求雙方對未來銅走勢的預期；銅現(xiàn)貨價格給期貨價格打下基礎，受市場中供需關系的影響，并決定著投資者對未來供求關系的判斷。圖12017年1月-2020年4月國內銅期貨與國內銅現(xiàn)貨價格對比圖圖1為2017年1月-2020年4月上海期貨交易所銅期貨和長江交易市場銅現(xiàn)貨的價格變動情況，2017年1-6月國內銅期貨和國內銅現(xiàn)貨價格呈現(xiàn)緩慢下降的趨勢，2017年7-12月國內銅期貨價格波動劇烈，總體劇幅上漲，由2017年7月11日的低價46640元每噸攀升至最高點2017年10月24日的55520元每噸，漲幅率約為19.04%，在2018年1月至2019年6月總體波動較大，整體呈下降趨勢，2019年3月20日國內銅期貨與現(xiàn)貨的差價此圖時間段內最大達到了1140元每噸。2019年7月至2019年12月，國內銅期貨現(xiàn)貨價格平穩(wěn)上下波動。2020年1月至4月銅期貨現(xiàn)貨價格波動巨大1月至3月總體下降，3月23日期現(xiàn)貨價格同時達到最低點36580元每噸，后又呈上升趨勢至2020年4月。并且總體漲跌趨勢保持了高度一致。縱觀全圖，國內銅期貨與銅現(xiàn)貨價格走勢保持高度一致，這說明了二者之間存在著長期的均衡關系，即銅期貨價格一直略低于現(xiàn)貨價格但它們的波動趨勢基本保持一致。同時，銅期貨價格的變化稍稍優(yōu)先于銅現(xiàn)貨價格的變化，這也說明了銅期貨市場價格的走勢反映了未來現(xiàn)貨價格的預期結果。四、我國銅期貨合約的價格發(fā)現(xiàn)功能實證研究（一）樣本描述本文選取上海期貨交易所上交所銅連續(xù)期貨合約日收盤價作為期貨樣本數(shù)據(jù)（記作F）。選取銅長江現(xiàn)貨做為銅現(xiàn)貨樣本，在原始數(shù)據(jù)的基礎上，為了消除數(shù)據(jù)過大帶來的異方差的影響，我們利用Eviews對其進行對數(shù)化處理，得到處理后的銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）。本文樣本區(qū)間范圍為2017年1月2日至2020年4月30日，各指標數(shù)據(jù)類型均為日度數(shù)據(jù)。本文研究所涉及的數(shù)據(jù)資料來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，本文的計量運算均在Eviews10.0軟件平臺上進行，樣本變量統(tǒng)計特征如下表：表1樣本變量基本統(tǒng)計特征LNFLNS均值10.79010.792中位數(shù)10.78910.793最大值10.92510.935最小值10.50710.507標準差0.0630.063偏度-0.608-0.636峰度4.7264.781J-B值150.496161.638P值0.0000.000觀測值810810數(shù)據(jù)來源：國泰安數(shù)據(jù)庫（二）實證結果1.ADF單位根檢驗時間序列數(shù)據(jù)存在虛假回歸或偽回歸的問題，即如果有兩列時間序列數(shù)據(jù)表現(xiàn)出一致的變化趨勢（非平穩(wěn)的），即使它們之間沒有任何有意義的關系，但進行回歸也可表現(xiàn)出較高的可決系數(shù)。在實際情況中，經(jīng)濟時間序列數(shù)據(jù)往往是非平穩(wěn)的，若直接進行回歸分析，一般得不到具有意義的結果。因此要對時間序列數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，ADF檢驗主要是通過以下三個模型完成的：三個模型的原假設是存在單位根。模型1與其他兩個模型的差別在于是否包含常數(shù)項和趨勢項。在進行實際檢驗從模型3開始，然后模型2、模型1。何時拒絕原假設，即時間序列不存在單位根，為平穩(wěn)序列，何時停止檢驗。若檢驗結果是時間序列存在單位根，就要對序列進行差分處理，使其變成平穩(wěn)序列。本文將采用ADF單位根檢驗方法首先對銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）的原序列進行單位根檢驗，以及他們一階差分后的序列進行單位根檢驗。如表2所示：表2ADF單位根檢驗結果變量ADF值P值5%臨界值檢驗類型結論LNF-0.2650.591-1.941（0，0，0）不平穩(wěn)D(LNF)-26.3430.000-1.941（0，0，0）平穩(wěn)LNS-2.5200.3183.415380（c，t，0）不平穩(wěn)D(LNS)-30.3800.000-1.941（0，0，0）平穩(wěn)注：檢驗類型(c，t，k)中c表示常數(shù)項，t表示趨勢項，k表示滯后階數(shù)。用AIC和SC準則來評價效果．選擇AIC和SC數(shù)值最小的檢驗類型。由上表可以看出，變量未取一階差分時，在5%的顯著性水平下,p值均大于5%顯著性水平下的臨界值,因此不能拒絕存在單位根的原假設，銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）序列均是非平穩(wěn)時間序列。對上述2個序列進行一階差分后進一步做ADF檢驗,結果表明,一階差分后的序列在5%顯著性水平下,p值均小于5%顯著性水平下的臨界值，可以拒絕存在單位根的原假設,即變量不存在單位根，表明銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）均是一階平穩(wěn)，具有同階單整性，滿足協(xié)整檢驗的條件，因此銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）所組成的動態(tài)系統(tǒng)可以用協(xié)整理論分析。2.Johansen協(xié)整檢驗由ADF單位根檢驗結果可知，2個時間序列數(shù)據(jù)都是同階單整的，為了更好地研究變量之間是否存在長期均衡關系，需進一步對其進行協(xié)整檢驗，來研究2個變量間的長期均衡關系。協(xié)整檢驗方法有很多種，本文采用Johansen協(xié)整檢驗。Johansen協(xié)整檢驗本身是一種基于向量自回歸（VAR）模型的檢驗，所以檢驗之前先要估計出合理的向量自回歸模型（VAR）的形式。最優(yōu)滯后階數(shù)的確定表3VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)LagLogLLRFPEAICSCHQ04433.482NA0.000-11.051-11.039-11.04716269.4073658.1150.000-15.619-15.584-15.60626326.769114.0104.94e-10*-15.753*-15.694*-15.730*36328.2302.8950.000-15.746-15.664-15.71546334.72412.8430.000-15.752-15.647-15.71256335.2521.0420.000-15.744-15.615-15.69466341.08811.482*0.000-15.748-15.596-15.69076342.5632.8960.000-15.742-15.567-15.67586343.0170.8880.000-15.733-15.535-15.657綜合考慮LR、FPE、AIC、SC和LR等準則，最終確定銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）之間VAR模型的最優(yōu)滯后期為2，所以建立VAR模型進行Johansen協(xié)整檢驗。對應的Johansen協(xié)整檢驗的最優(yōu)滯后階數(shù)為1，得到協(xié)整檢驗結果如下表4：表4Johansen協(xié)整檢驗結果原假設特征根跡檢驗統(tǒng)計量5%臨界值P值None*0.08470.75312.3210.000Atmost10.0000.0224.1300.904注：None表示原假設成立條件下的協(xié)整關系數(shù)為0，Atmost1表示原假設成立條件下的協(xié)整關系數(shù)至多為1。Johansen協(xié)整檢驗原假設：變量間無協(xié)整關系。如上表所示，第一個跡檢驗的P值小于0.05，表明在0.05顯著性水平下拒絕第一個原假設；第二個跡檢驗的P值大于0.05，表明在0.05顯著性水平下不能拒絕第二個，因此兩個變量間存在一個協(xié)整關系，即銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）之間存在長期均衡關系。3.格蘭杰因果關系檢驗格蘭杰因果檢驗是分析變量過去的行為能否影響另一變量的當前行為，在時間序列中分析一個變量現(xiàn)在值能否被過去的其它變量的值所解釋。前文研究了銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）之間確實存在均衡的協(xié)整關系，為進一步反映銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）之間的引導關系是雙向的還是單向的，在VAR的基礎上進一步做格蘭杰因果檢驗(Grangertest)來探求它們存在的互動關系，檢驗結果見表5。表5Granger因果檢驗結果原假設F統(tǒng)計值P值結論LNSdoesnotGrangerCauseLNF

16.9090.000不能拒絕原假設LNFdoesnotGrangerCauseLNS

41.0210.000不能拒絕原假設由上表可以看出,在95%的置信水平下，即P值均小于5%水平下臨界值，拒絕“期貨市場價格不是現(xiàn)貨市場價格的Granger原因”的零假設，拒絕“現(xiàn)貨市場價格不是期貨市場價格的Granger原因”的零假設零假設。期貨市場價格對現(xiàn)貨市場價格具有引導關系，現(xiàn)貨市場價格對期貨市場價格具有引導關系，即我國銅期現(xiàn)貨市場具有雙向的引導關系。4.脈沖響應分析（1）VAR模型穩(wěn)定性檢驗脈沖響應分析的前提條件是模型必須是穩(wěn)定的,即特征多項式根模的倒數(shù)值必須都位于單位圓內,否則脈沖響應分析結果將會無效，因此首進行VAR模型穩(wěn)定性檢驗。圖2VAR(2)模型平穩(wěn)性檢驗根據(jù)上文LR、FPE、AIC、SC、HQ準則，可以得出VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，選擇滯后2階，所以建立VAR（2）模型，且依據(jù)單位根圖的檢驗，單位根圖形都在單位圓內，證明VAR（2）模型穩(wěn)定可操作。因此,在銅期貨（LNF）、銅現(xiàn)貨（LNS）兩個變量間存在因果關系的基礎上,可對各變量分別做脈沖響應分析。（2）脈沖響應分析在建立VAR模型后，為了更好地分析各變量間的動態(tài)關系，需要進行脈沖響應函數(shù)分析，脈沖響應分析是研究一個變量沖擊對其他變量產生的影響。圖3脈沖響應圖由圖3可以看出，當給銅現(xiàn)貨一個單位正向沖擊后，銅期貨在前6期的反應均為負。從第7期開始此次沖擊對銅期貨的影響趨于平穩(wěn)并始終保持較小的正向影響。這一結果表明，國內銅現(xiàn)貨市價格對國內銅期貨價格具有一定的沖擊，但我國銅現(xiàn)貨市場對銅期貨市場的沖擊力相對較弱。當給銅期貨一個單位正向沖擊后，銅現(xiàn)貨始終保持正向影響。一結果表明，國內銅期貨市價格對國內銅現(xiàn)貨價格具有一定的沖擊，且銅期貨市場對銅現(xiàn)貨市場的沖擊相對較強，說明目前我國銅期貨市場具有一定的價格發(fā)現(xiàn)功能。5.模型擬合優(yōu)度分析表6模型擬合優(yōu)度變量系數(shù)標準誤t值p值LNS1.0030.002483.3480.000C-0.0330.022-1.4790.140R^2=0.9966調整后R^2=0.9965F=233625.6模型擬合優(yōu)度分析結果顯示R^2=0.9966，調整后R^2=0.9965，表明模型的模擬效果很好，解釋變量對被解釋變量具有很好的解釋效果。且F值對應的P值為0，表明模型整體顯著。銅現(xiàn)貨（LNS）的系數(shù)為1.003，接近于1，表明銅期貨市場與銅現(xiàn)貨市場間同向變動。從長期來看，我國銅期貨市場呈現(xiàn)出很高的市場效率，銅現(xiàn)貨供求信息能在期貨之間快速流動，并從銅期貨價格變化中表現(xiàn)出來，我國銅期貨合約的具有一定的價格發(fā)現(xiàn)功能。四、結論（一）結論本文介紹了選取2017年1月至2020年4月國內銅期貨和現(xiàn)貨日交易價格的原因并利用而后利用相關性分析、協(xié)整檢驗、Granger因果分析脈沖響應分析回歸分析幾種方法進行實證研究后得出下列結論：銅期貨、銅現(xiàn)貨之間存在長期均衡關系。期貨市場價格對現(xiàn)貨市場價格具有引導關系，現(xiàn)貨市場價格對期貨市場價格具有引導關系，即我國銅期現(xiàn)貨市場具有雙向的引導關系。國內銅現(xiàn)貨市價格對國內銅期貨價格具有一定的沖擊，但我國銅現(xiàn)貨市場對銅期貨市場的沖擊力相對較弱。國內銅期貨市價格對國內銅現(xiàn)貨價格具有一定的沖擊，且銅期貨市場對銅現(xiàn)貨市場的沖擊力相對較強，說明目前我國銅期貨市場具有一定的價格發(fā)現(xiàn)功能。從長期來看，我國銅期貨市場呈現(xiàn)出很高的市場效率，銅現(xiàn)貨供求信息能在期貨之間快速流動，并從銅期貨價格變化中表現(xiàn)出來，我國銅期貨合約的具有一定的價格發(fā)現(xiàn)功能。（二）預期展望2020年11月19日，上海期貨交易所推出國際銅期貨合約，中國市場將繼續(xù)提高全球銅供應鏈的定價功能，我們將再次提高對大宗商品價格的影響力。在維持上海期貨交易所現(xiàn)有的銅期貨合約不變的基礎上，上期貨交易所上市國際銅期貨，全面引進外商。上海挑戰(zhàn)了倫敦在金屬貿易中的主導地位，國際銅合同可以成為確定全球價格的基礎。上海銅期貨市場面向國內市場，它的價格是當?shù)卮笞谏唐方灰變r格的基礎。國際銅期貨的采用及其價格直接反映了世界現(xiàn)貨市場，特別是在遠東國際供需時區(qū)，可以為國際化的風險管理公司提供更好的服務，提高我國作為全球銅價格中心的競爭力。我國保稅區(qū)銅庫存數(shù)量目前超過了國內完稅銅庫存數(shù)量以及倫敦金屬交易所全球庫存的總和。然而，上海銅期貨的價格無法給關外貿易定價，在國際貿易中，中國企業(yè)任然使用倫敦金屬交易所的美元價格合同。國際銅期貨市場的采用已成為全球銅風險管理的新工具，提供了一個透明、公平的人民幣國際市場價格。未來，代表中國的遠東市場將繼續(xù)為銅的生產、消費和貿易做出重大貢獻。上海國際銅期貨市場將有助于全球投資者參與塑造上海價格，進一步增強中國在世界銅業(yè)的國際影響力。參考文獻[1]陳立瑤,顧光同.玉米期貨與現(xiàn)貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的實證分析[J].北方經(jīng)貿,2018(11):70-74.[2]陳蓉，鄭振龍.期貨價格能否預測未來的現(xiàn)貨價格?[A].國際金融研究，2007.[3]陳思嘉.我國黃金期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能實證研究[J].現(xiàn)代商業(yè),2018(31):82-83.[4]黨慧青.螺紋鋼期貨市場價格發(fā)現(xiàn)的動態(tài)效率研究[D].哈爾濱工業(yè)大學,2018.[5]郭樹華,王華,高祖博,王俐嫻.金屬期貨市場價格聯(lián)動及其波動關系研究——以SHFE和LME的銅鋁為例[J].國際金融研究,2010(04):79-88.[6]何方,佘笑荷.黃金期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的實證分析[J].財經(jīng)界,2019(34):42-45.[7]華仁海.現(xiàn)貨價格和期貨價格之間的動態(tài)關系:基于上海期貨交易所的經(jīng)驗研究[J].世界經(jīng)濟，2005，(8).[8]黃凱.上海黃金期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的實證研究[D].山東大學,2018.[9]賈新宇.滬銅期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的實證研究[D].西南大學,2008.[10]雷元安,刁節(jié)文.我國鐵礦石期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的實證研究[J].經(jīng)濟研究導刊,2019(36):67-68.[11]劉芮君.上海與倫敦銅期貨市場關聯(lián)性研究[D].首都經(jīng)濟貿易大學,2019.[12]劉燕妮.我國鐵礦石期貨與現(xiàn)貨價格聯(lián)動關系的實證研究[J].商訊,2018(21):119-120.[13]李超.中國有色金屬期現(xiàn)貨價格引導關系研究[J].甘肅金融,2018(06):65-69.[14]潘浩.我國甲醇期貨價格發(fā)現(xiàn)與套期保值研究[D].北京林業(yè)大學,2020.[15]曲紅濤、莊新田、蘇艷麗、關杰.商品期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的實證研究[J].東北大學學報(自然科學版),2011(9).[16]王大中.上海與倫敦銅期貨市場間的聯(lián)動效應研究[D].北京交通大學