关键词：期货市场；现货市场；协整检验；误差修正模型；因果关系检验
一、引言
2008年1月9日，黄金期货在上海期货交易所上市。我国作为世界上第一大黄金生产国和第二大黄金消费国，开展黄金期货交易具有重要意义。一是可以拓宽我国投资者的投资渠道，为黄金投资者和套期保值者提供避险的手段；二是可以为发挥我国黄金期货的价格发现功能，促进国内黄金定价机制的完善和争取黄金国际定价权打下基础。
纽约黄金市场、伦敦黄金市场、苏黎士黄金市场和东京黄金市场是国际黄金期货、现货交易的主要市场，对世界黄金现货价格的形成有着重大影响。我国的黄金期货市场作为一个新兴市场，在国内黄金现货价格的形成过程中是否具有价格发现功能，以及为什么会出现这样的状况，是一个值得国内学者探讨和研究的重要问题。
二、数据选取与研究方法
(一)数据的选取
黄金期货市场和现货市场数据分别来源于上海期货交易所和上海黄金交易所。对我国黄金期货市场价格数据，本文选取每日成交量最大的上海黄金期货合约数据作为代表构造连续期货合约；对我国黄金现货市场价格数据，本文统一采用au9999品种的交易数据。两者均采用收盘价格，数据跨越时间为2008年1月9日至2010年6月10日，选取数据568个。以yt和ft别表示黄金期货和现货价格序列，lny和in-ft分别表示黄金期货和现货价格的对数序列。
(二)研究方法
首先对黄金期货和现货价格序列的相关性进行了检验，然后利用adf单位根检验方法对黄金期货和现货价格对数序列的平稳性进行检验，在此检验的基础上建立var模型并对其进行johansen检验以验证黄金期货和现货价格对数序列之间的协整性。若存在协整性则可建立误差修正模型，并利用granger因果检验来检验期货价格和现货价格之间的相互引导关系，然后再利用方差分解和冲击效应检验分析来自现货市场和期货市场的影响，以确定期货和现货在价格发现过程中的作用大小。
由图1和图2可以看出，我国黄金市场的期货与现货价格的走势几乎是一致的；经对其相关性进行检验，黄金期货价格与现货价格之间的相关系数为0.9624，二者高度相关，说明我国黄金期货市场与现货市场之间存在明显的正相关关系。
(二)平稳性检验
分别对lnyt、lnft、lny,和lnft进行adf单位根检验，结果见表1。从检验结果可以看出lnyt和lnft非平稳的，而alnyt和lnft是平稳的，这说明黄金期货和现货价格对数序列均是一阶平稳，服从i(1)过程。
(三)建立var模型
对黄金期货价格对数序列lny,和黄金现货价格对数序列lnft,分别建立不同滞后阶数的var模型，并根据aic和sc准则确定模型的滞后阶数为2，故建立模型
lnyt=0.17268+0.7603lnyt-1+0.25841lnyt-2+0.2342lnft-1-0.3122lnft-2+ε1t(1)
lnft=0.1688+0.7014lnft-1+0.1312lnft-2+0.2914lnyt-1-0.1420lnyt-2+ε2t(2)
(四)johansen检验
对var模型(1)和(2)进行johansen协整检验，检验结果如表2所示。由表2可知，在5％的显着水平下，lny,和lnf,之间不存在协整关系，说明黄金期货市场和现货市场之间不存在长期均衡关系。
(五)granger因果关系检验
为了进一步分析黄金期货市场和现货市场之间的引导关系，下面对黄金期货价格对数序列lnyt和现货价格对数序列ln￡进行granger因果关系检验，检验结果见表3、表4和表5。可知，2008年1月9日至2010年6月10日之间，黄金期货价格对数序列lnyt和现货价格对数序列lnft之间不存在granger因果关系，即：上海黄金期货价格与黄金现货价格之间不存在引导关系，黄金期货价格均不具有价格发现功能，说明现阶段中国的黄金期货市场还没有达到非常有效。
四、结论及建议
(一)结论
本文通过相关性分析、协整检验和granger因果关系检验对我国黄金期货价格和现货价格之间的关系进行了实证研究。相关性
分析结果表明我国黄金期货价格和现货价格之间存在明显的正相关关系，二者呈同方向变动；johansen协整检验发现我国黄金期货和现货价格之间不存在协整关系，这说明两者之间并不存在一种长期的均衡关系，我国黄金期货价格不会对现货价格进行调整，同样我国黄金现货价格也不会改变人们对黄金期货价格的预期，即黄金期货不具有价格发现功能；granger因果关系检验结果表明我国黄金期货和现货价格之间不存在相互引导关系，即我国黄金期货价格的变动不引导黄金现货价格变动，反之亦然，再次证明我国的黄金期货市场不具有价格发现功能。
上述结论的形成原因：
1我国的黄金期货市场还是一个新兴市场，投资者尚没有形成投资和利用黄金期货对黄金现货进行套期保值的热情和习惯，它很难成为一个有效的市场。
2我国对于黄金期货市场的监管过于严格，进入门槛设置过高，这是造成目前我国黄金期货成交量太小、交易不够活跃的关键原因。交易不活跃必然导致市场的低效率，黄金期货市场应有的功能在我国没有体现出来。
3我国黄金期货市场和现货市场更多地受国际黄金期货和现货市场的影响，呈现出被动的变动局面，这也是我国黄金期货市场和现货市场呈现出高度相关性的主要原因。
4另外，黄金期货是一种特殊的金属期货，黄金的货币职能使黄金期货价格除受到黄金现货市场的影响外，还受到美元汇率、通货膨胀率、原油价格、经济增长率以及其他众多经济政治因素的影响。从2008年开始至今世界经济动荡剧烈，先是美国次贷危机。继而是由次贷危机引发的全球金融危机，美国经济遭受重创，世界各国经济纷纷因此而受影响，美元对外不断贬值，通货膨胀在世界多数国家时隐时现，这也导致国际黄金价格剧烈震荡，使本来就复杂多变的黄金市场增添了更多不测因素，这也可能是导致我国黄金期货市场对现货市场价格发现功能不明显的一个重要原因。
(二)建议
黄金期货市场的发展对我国有重要意义，为了更好地促进、引导和规范国内黄金期货市场的发展应从以下几个方面着手：
1政府应该加大对黄金期货的宣传力度，使投资者更多地认识和了解黄金期货的交易方式、投资、避险和套期保值功能，拥有更多理性的投资热情。
2政府应逐步降低投资者进入黄金期货市场的门槛，使更多拥有理性投资热情的投资者能够进入黄金期货市场进行投资，以活跃我国的黄金期货市场，使我国黄金期货市场真正发挥自身功能，增加我国在国际市场上的黄金定价权。
3政府应督促相关机构逐步完善电子交易平台，延长国内黄金期货交易时间，与国际黄金期货交易逐步接轨。
【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。
Abstract:Bystudyingtherelationshipbetweenthepriceofgoldfuturesandrelatedstockprices,thispapertrystograspitsinternallaws,providevaluablemarketinformationfortherelatedindustries,enterprises,marketparticipantsandmarketsupervisiondepartment,sothatwecancorrectlyunderstandChina'scurrentpricediscoveryfunctionofgoldfuturesmarketsandstockmarketefficiency.
关键词：股价；期货价格；协整
Keywords:stockquotes；priceoffutures；cointegration
中图分类号：F832.5文献标识码：A文章编号：1006-4311（2011）02-0136-02
0引言
中国内地的股票市场从1990年12月19日成立上海证券交易所算起，历经了19年的风风雨雨，内地股票市场在这近二十年的实践中，十分坎坷地在不断上下震荡的总体行情中前进，牛市与熊市行情多次交替出现。同时，在中国加入WTO，正式成为世界贸易组织成员国，中外经济一体化趋势初现的背景下，为了推进中国内地股票市场的健康发展，加快我国资本市场的国际化步伐，政府相关部门的决策者陆续制定了相关政策和改革措施，如这两年提出的国家十大行业的振兴计划等等。我国期货市场也经历了十多年的发展，运营状况有了很大改善，具体表现在：期货市场的宏观、微观基础得到了明显改善和加强，价格形成机制得到了初步发挥，期货市场的基本功能和市场运行效率正逐步提高，以及期货市场的内部管理和市场监管愈加规范等等。虽然如此，我国期货市场相对于发达国家成熟的期货市场而言仍是新兴市场，还存在很多差距；并且，随着我国金融业的全面开放，期货市场面临的问题必将更加突出而广泛。在这一背景下，探讨和总结我国期货市场与股票市场相互关系非常重要，对加强和改善我国期货市场的发展现状，推动我国期货市场的正常运营，特别是其他金融衍生工具的发展，无疑具有很大的借鉴价值和现实意义。
1实证分析与检验结果
1.1数据选取及处理方法本文的黄金期货价格来自于上海期货交易所网站，选取较不容易被人为操纵的每日结算价。现货价格使用有较高代表性的上海金属网日均价，其能较准确的代表现货市场价格变化情况。此外，黄金采掘类股票选取山东黄金（600547）。之所以选取山东黄金作为代表，是因为这家公司是以黄金采选作为自己的主营业务，且所占比重较高。股票价格选取经过复权以后的价格，以更真实的反映公司股价变化趋势。本文的股票数据以及上证指数数据来自文华财经Mytrader交易信息系统。考虑到数据的相互对应，本文把上海黄金期货、现货、上证指数以及黄金采选业股票日期不相对应的数据进行剔除，从而得到459组数据。本文采用Eviews7.0作为研究工具。
1.2实证结果与分析下面的分析都是建立在2008年6月2日到2010年5月14日上海黄金期货价格，上证指数，山东黄金、黄金现货的每日收盘价的基础上的取对数得到的，HJQH、SZZS、SDHJ、HJXH分别表示上述数据的对数值。本文采用Eviews7.0计量经济学软件处理数据。
1.2.1数据的相关性分析为了分析数据之间的关联程度，本文用数据的相关性分析进行测算，结果如表1。从表1中可以发现，山东黄金的股票价格与黄金现货价格的相关系数的相关性最高，达到了0.91，与期货价格和上证指数的相关性也很高，分别为0.90、0.71，说明山东黄金作为一支上市公司的股票，其股票价价格与证券市场的指数价格、黄金的期货和现货价格高度正相关。
1.2.2数据的平稳性检验本文运用ADF检验，表中的SDHJ、SZZS、HJXH、HJQH分别代表山东黄金、上证指数、黄金现货、黄金期货的数据值，SDHJ、SZZS、HJXH、HJQH则分别代表上述变量的一阶差分值。由表2可知，山东黄金、上证指数、黄金现货、黄金期货的变量值都是非平稳的，而其一阶差分值都是平稳的，从而可以表明变量之间可能存在着协整关系。
1.2.3Johansen协整检验通过Johansen协整检验来分别检验山东黄金与黄金期货、黄金现货、上证指数之间有无长期均衡关系，因为之前变量的平稳性检验得到所有的变量的一阶变量都是单整的，变量之间可能存在协整关系。在得知山东黄金、黄金期货、黄金现货、上证指数的自然对数序列均为一阶单证序列之后，我们可以对这四个变量进行对变量的协整检验，结果如表3所示。很明显这些变量之间存在一个协整关系，故协整检验通过，变量之间存在长期均衡关系。
同时，用普通最小二乘法得到的回归方程如下：
SDHJ=-20.4698+6.4397HJQH+0.060145SZZS+10.0158HJXH+?{t（1）
标准误（0.04726）（0.093385）（0.02882）（0.05598）
t值（-43.3082）（6.8958）（11.40868）（10.372）
拟合优度R2=0.872122F值1034.36
方程的拟合优度水平较高，t值和F值都比较大。从回归的结果看，山东黄金与黄金期货和黄金现货价格的变化方向相同，黄金期货价格对山东黄金股票价格的长期影响系数为6.4397%，黄金现货价格对山东黄金的长期影响系数系数为10.0158%，即从长期来看，黄金期货价格每上涨1%，山东黄金价格将上涨6.4397%。
1.2.4格兰杰因果检验一般而言，在进行格兰杰因果检验前，首先要进行单位根检验，判断随机变量是否是平稳过程。如果变量是平稳序列，则进行因果性检验；而如果变量是非平稳序列，则对随机变量进行差分或取对数，知道变量变成平稳序列为止，否则，进行格兰杰检验就会出现伪回归现象，鉴于以上部分已经对变量进行过此类检验，因此本处省略。
检验结果显示，滞后2期时，在5%的显著水平下，拒绝了第二个原假设，即黄金期货价格波动不是山东黄金股票价格波动的格兰杰原因这个假设，从而可以认为黄金期货价格波动是山东黄金股票价格波动的格兰杰原因；同时接受了第一个原假设，即认为山东黄金股票价格变动不是黄金期货价格变动的格兰杰原因。在滞后5期时，在10%的显著水平下，第二个原假设被拒绝，同时接受第一个原假设。同时结果还说明，山东黄金股价与上海黄金期货价格之间的关系只是单向因果关系，而并非双向因果关系。
2结论
本文以上海黄金期货与黄金采选业公司股票作为研究对象，分析了期货价格和股票价格的影响因素，接着运用经济计量的实证方法重点分析了两者的相关性，同时加入了上证指数和现货的变量关系。综合以上分析，我们得到以下结论：我国黄金期货市场与股票市场存在着长期均衡的关系；我国的黄金期货市场以及股票市场是趋于有效的；黄金采选业上市公司的股价同时受到黄金期货、现货及大盘指数的影响；我国黄金期货价格与股票价格相互引导作用不明显。
参考文献：
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[2]高辉.大连商品期货价格协整关系与引导关系的实证研究[J].太原理工大学学报:社会科学版，2003，21（1）：40-43.
市场需求催生黄金期货
黄金期货市场可以满足市场参与主体对黄金保值、套利及投机等方面需求，是黄金市场有关参与者回避、降低价格风险的重要途径。但国内金属期货市场品种十分单一，目前仅有铜、铝、锌3个基本金属品种，缺乏金、银等贵金属产品。同时上海黄金交易所目前仅有Au99.95、Au99.99和Au50g3个现货品种，无法满足企业套期保值需求。
在这种背景下，潜在的巨大市场需求促使国内黄金期货上市加速。2005年，金交所酝酿开展黄金期货计划；去年6月，纽约商业交易所表示希望进入蓬勃发展的中国衍生品市场，愿意帮助金交所早日推出黄金期货合约。
业内人士介绍，目前，黄金期货交易的雏型已经在国内诞生，黄金T+D和白银T+D作为递延现货品种已经在很多方面接近黄金期货，很多投资者也在把递延现货当作黄金期货来交易。
以黄金T+D为例，目前交易所实行10%的首付款制度，可以递延交割，这就相当于10%保证金的黄金期货，不同点是没有交割期限，投资者可以永远持仓，也可以在买入当日就进行交割申报申请交割，但这一点并不妨碍投机者进行投机。黄金T+D也是目前国内惟一一种能够投机的黄金投资品种。
个人投资者也可分杯羹
虽然黄金T+D已经具备了投机性，可以部分满易方的投机需要，但是由于其现货交易背景，目前上海黄金交易所并不允许个人投资者参与交易，这就直接导致了上海黄金交易所交投清淡，点差扩大，投资者获利难度极大，交易进出也难以在合适的价格找到足够的对手盘。
业内人士表示，黄金期货推出后，很可能不再拒个人投资者于门外，只有个人投资者的广泛参与，才能吸引大量投机资金，活跃交易，使市场繁荣。
“与上海期货交易所铜、锌等金属品种相比，黄金具有更广泛的认知度，投机者的交易也会更加踊跃。所以，黄金期货宜尽早推出。”这位人士表示。
央行行长周小川曾指出，中国黄金市场应从黄金现货交易向黄金衍生产品交易过渡。具体措施包括发展个人黄金投资业务，推出黄金远期衍生交易品种等。周小川表示，通过藏金于民，可以提高社会福祉，利国利民。而且黄金具有一般商品和货币商品的双重属性，是一种保值避险的良好工具，因此发展个人黄金买卖业务具有现实性。
黄金期货推出条件已成熟
在国际市场上，黄金期货的交易制度已经非常成熟。例如，纽约金属交易所的黄金期货主导着国际黄金价格，伦敦的黄金现货价格也对国际金价有着举足轻重的作用，中国香港的黄金现货交易也左右着亚洲时段的黄金交易，国际金价就是根据纽约、伦敦、中国香港3个地点的交易价格连续产生的。
专家表示，上海黄金交易所开设期货交易品种是实现黄金市场向衍生品市场转变的必由之路，是交易所成功完成转型的百年大计。
新的《期货交易管理条例》的颁布为此创造了良好的契机，条例的适用范围已经把商品和金融、期权及其相关活动均纳入监管范围，并明确“期货交易应当在依法设立的期货交易所或者国务院期货监督管理机构批准的其他交易场所进行”。
黄金期货于2008年1月9日在上海期货交易所正式挂牌上市，稳步开展黄金期货交易，有利于进一步完善市场经济中黄金市场体系和价格形成机制，形成现货市场、远期市场与期货市场互相促进，共同发展的局面。由于我国黄金期货上市交易的时间尚短且交易活跃，因此，国内对于黄金期货与现货价格关系的文章尚不多见。但是，借鉴国内学者对于其他品种的期货与现货价格的关系研究，可以将研究方法运用于黄金期货中，从而解决黄金期货价格与现货价格的关系问题。在国内，从已有的研究成果来看，我国学术界对于期货的理论研究主要从期货定价理论以及影响因素的探讨，中国期货市场有效性的实证检验，期货市场的国际比较三个方面进行的。
首先，针对期货定价理论以及影响因素的探讨上，胡燕燕（2009）比较分析了中美原油期货市场上价差结构的影响，认为我国燃料油期货市场价格发现和套期保值功能未能有效发挥。郑大伟、于乃书（1998）通过对不同期货合约价差的分析探讨了套利策略的需求选取。张方杰（2005）分析了大豆期货价格的影响因素，其中显著影响因素包括现货产量、进口量、国内消费量、出口量、库存量、现货价格、期货交易规则、交易者心理行为、宏观政策变动和金融市场的波动等。
其次，针对中国期货市场的有效性检验的研究较多，针对不同品种，不同时间段的检验，用表1进行了总结。
最后，针对期货市场的国际比较方面的文献，多侧重对多个市场的有效性检验，期货与现货价格的引导关系检验。其中，杜见喧和王静（2009）分析了纽约，伦敦和上海期货市场中黄金期货价格的动态联系后发现，三个市场的黄金期货价格序列之间存在长期的均衡关系。由上述文献可知，无论是对完善我国黄金期货市场定价方面，还是对其有效性检验和国际比较上，目前学术界仍然没有得出一致的结论。对我国黄金期货市场的研究必然伴随着其发展完善而日趋增多。
二、实证分析
其一，样本选择及数据描述。本文选取了美国纽约商品期货交易所（COMEX）上市的黄金期货合约的每日收盘价。选取原则：离交割月最近月份的期货合约作为代表，在进入交割月后选取下一个最靠近交割月份的合约。同时因为国际金价的联动效应，现货价格选择的是伦敦黄金交易所的黄金现货每日收盘价，经过汇率折算成美元价格。中国黄金期货价格来源于上海黄金期货交易所，由于我国黄金期货从2008年1月9日起才正式挂牌成交，距离最近的合约要2008年6月才到期，而且在新兴的黄金期货市场，不同到期日的期货合约活跃度显著不同，故本文选取的是每日成交量最大的期货合约的收盘价格。黄金现货价格来源于上海黄金交易所网站公布Au9995品种的每日收盘价。这是因为上海期货交易所黄金期货标准合约规定用于本合约实物交割的金锭，金含量不低于99.95%。不涉及跨国的期货现货价格比较，所以未将两种价格的单位统一。由于中美国情不同，为了使分析更加合理，本文直接将每个国家法定假日所在的日期删除，组成了两列新的时间序列，其中中国交易数据有485个，美国交易数据有523个，数据的统计性描述如表2所示。
如表2所示，中国黄金期现货价格均值相差0.3013，高于美国黄金期现货价格均值0.103，其比率差距更甚。其中，中国黄金期货价格波幅为114.55，高于现货价格波幅107。与中国的期现货价格波幅差距一致，美国的期货价格波幅为503.4，高于现货价格波幅505.6。欲分析两国期现货价格之间的关系，首先建立对应的时间序列，图1和图2直观显示了期现价格的波动趋势。图1和图2均显示，黄金的期货价格和现货价格表现出非平稳性，但黄金期货跟现货价格之间的变化特征极为相似，说明两者之间具有同趋势性。因此预期黄金期货现货价格之间具有协整关系。
其二，单位根检验。运用ADF检验法对黄金期货价格和现货价格进行检验，见表3和表4。比较表3和表4可知，中美期现货价格的时间序列数据是非平稳的，带有明显的时间趋势。通过一阶差分调整后，四个时间序列就成为不带长期趋势和滞后项的差分平稳时间序列，又称为一阶单整序列（integratedoforder1），记为I（1）。
其三，协整检验。在确定时间序列是相同单整的基础上，进一步检验时间序列之间是否存在协整关系。由于EG两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性，因此本文采用EG两步法。
第一步用OLS方法估计得到美国OLS估计方程：
对t进行单位根检验，美国与中国的残差序列的ADF检验值分别为-20.695，-4.847460，均在5%的显著水平上显著，则知回归方程为平稳的。比较式（1）和式（2），美国期货价格对现货的偏离为1.002369，要小于中国的期货价格对现货的偏离系数1.041673，说明美国黄金期货市场对现货价格的冲击反应更为理性一些。进一步分析图3和图4中的残差分布后发现，美国期货价格对现货价格的反应更为迅速，很快回归理性，而中国期货价格对现货价格的反应有一定的时滞，这从残差走势图中的时间趋势效应可以看出。并且中国期货价格对滞后几期的现货价格仍然有反应，说明期货价格的调整并非一步到位，受到较为明显的非理性因素干扰。
其四，误差修正模型。根据格兰杰定理，具有协整关系的变量可以建立误差修正模型（ECM）。用OSL方法得到回归方程。
运用误差修正模型检验黄金期货价格的影响因素后显示，黄金期货价格的变动受现货价格变动的影响最大，反映了期货投资者对现货投资者投资理念与操作方法的认同。其中，美国期货价格受到现货价格变动的影响系数为0.9667465，要比中国期货价格受到现货价格影响系数0.9041274大，说明美国期货市场更能产生反映市场对随后的现货价格变化的预期，并且能够迅速地将信息传递至整个市场体系；两个期货市场中期货价格受其前一期期货价格变动的影响系数均为负值，反映了本期对上一期价量的超调出的回调，这体现了期货市场的投资理念和投资方法，但是两个市场的具体影响系数差别较大，分别为-0.6208393、-0.3633386，说明美国期货市场受到前一期期货价格的影响更大一些，回调幅度更深；美国市场上期货价格受前一期现货价格影响也比较大，系数为0.6348275，远大于中国黄金期货价格受前一期现货价格的影响系数0.426555；前两期期货价格与现货价格对期货价格影响较小。最后，美国黄金期货价格的误差修正项系数为-0.0005867，中国黄金期货价格的误差修正项系数为-0.0313007，均符合反向修正机制，说明黄金期货价格和现货价格存在长期均衡关系。上一期期货价格高于均衡值时，本期期货价格的涨幅会上升。ECMt-1的系数表明美国期货价格0.5867%的偏离均衡部分会在一个交易日之内得到调整，而中国黄金期货价格3.13007%会在一个交易日之内得到调整，调整速度快于美国黄金期货价格的调整速度，黄金的期货价格不会偏离均值太远。回归结果还表明，黄金现货价格对期货价格的短期价格弹性大于长期弹性，说明黄金的期货价格对现货价格的长期影响比短期影响大得多。
其五，格兰杰因果关系检验。利用格兰杰因果分析来研究现货价格和期货价格序列之间是否存在Granger因果关系，检验两者之间是否存在相互引导关系。从表5中可以看出美国黄金期货价格和现货价格之间的引导关系和中国黄金期货价格和现货价格的引导关系截然相反。美国黄金现货价格对期货价格存在显著的引导关系，期货价格对现货价格的引导关系不显著；而中国的黄金期货价格对现货价格存在显著的引导关系，现货价格对期货价格的引导关系不显著。
已知价格发现功能是指期货市场对随后的现货价格变化的预期，并且能够迅速地将信息传递至整个市场体系。根据上述分析，得知美国黄金期货价格受到现货价格影响更大，现货价格对期货价格的引导关系明显，都说明了美国黄金期货价格对现货价格变化的反应更快。而期货价格对现货价格的引导关系不显著，这主要是因为目前全球黄金价格的联动效应造成的，即现货定价受全球市场影响，使得美国期货价格的预期能力减弱。中国黄金期货价格对现货价格的引导关系显著，说明中国黄金期货价格的预期效应更强，这主要是因为在新兴市场中交易量尚不完全，期货产品作为衍生工具能更快反应市场信息的变化；另外，现货价格对期货价格的引导关系不显著，说明我国黄金期货价格的影响因素较为复杂，期货价格对现货价格变化的反应有一定的时滞。
三、分析与结论
本文认为，由于我国商品期货市场发展时间短，尤其是黄金期货合约于2008年才上市交易，与美国成熟的期货市场相比，我国期货市场在监管，交易等各方面仍然存在一定的差距。从历史上讲，美国期货市场诞生于1848年。在市场经济条件下，物价波动剧烈而频繁，生产者、经销商为回避价格风险而逐渐形成并规范远期交易。然而由于远期合约本身所固有的缺陷使得标准化的期货合约应用更为广泛。即美国的黄金期货合约是经济发展的必然产物，其发展到21世纪，几经波折并日臻完善。而我国现代期货市场是1988年，在政府主导和推进下进行的。中国政府创办期货市场的初衷是想把期货市场办成一个以套期保值交易为基础并具有“回避风险、发现价格、沟通产销、配置资源”等多功能的规范化商品期货市场。然而事与愿违，中国期货市场从1992年下半年开始到1994年上半年，出现了盲目发展、过度投机等严重问题。究其原因，是中国现代期货市场发展的各种错位所造成的。第一，政府主导开展期货交易，这让人们惯性思维成一种政策扶持，导致过多为获取投资收益的投资者蜂拥而至，造成过度投机，吓退了为回避风险而进行期货交易的生产者和经销商，这对期货市场的健康发展有百害而无一利。这在黄金期货交易上也可窥一二。第二，期货品种为行政干预制定，而非市场选择，造成交易量不大的品种容易被少数大户所操纵。第三，政府对期货市场监管的法律缺位，造成期货品种、期货交易所和会员三方面的管理仍然存在漏洞。正是由于上述种种原因，我国黄金期货交易仍较为清淡，投资者较为理性的选择交易量较大的品种，具体集中在每年6月和12月到期的黄金期货产品。而其他月份的黄金期货合约交易缺乏效率，导致黄金期货合约的价格发现功能仍不完全。
本文通过对比较中美两国黄金期货价格与现货价格之间的协整关系和格兰杰因果关系，得出以下三个结论：（1）中国和美国黄金交易市场期货价格和现货价格在长期趋势中呈现出较为一致的走势，保持着某种长期均衡关系。这意味着期货市场和现货市场价格在长期来看，即使出现分歧，也会向着趋于一致的方向发展，符合期货市场的价格发现功能和套期保值功能的有效性结论。（2）误差修正模型分析结果是美国黄金现货价格变动对期货价格的影响比中国黄金现货价格变动对期货价格的影响更大，而且美国黄金期货价格对前一期现货价格变动的调整更快一些。（3）Granger因果检验的结果是中国黄金期货价格引导现货价格，但现货价格不引导期货价格；美国黄金现货价格引导期货价格，但期货价格不引导现货价格。主要原因在于黄金现货交易在国内仍然受较多限制，一般投资者均以在期货市场中进行短期投机交易，从价格波动中获益，这也是黄金期货市场挂牌以来就取得突飞猛进发展的原因。综上所述，我国黄金期货市场在建立的两年多时间里，通过活跃的市场交易，已经基本具备了期货市场的价格发现功能，满足了政府主导发展期货市场的初衷。期货市场参与者可以运用相关金融分析方法对期货交易的操作做出判断。同时，由于我国黄金期货市场成立时间还较短，在价格形成、信息传导渠道、政府监管方式等方面还有待进一步完善成熟，需要进行更多更细致的研究来持续关注。
参考文献：
［1］胡燕燕：《价差结构对期货价格发现和套期保值功能发挥的意义》，复旦大学2009年硕士学位论文。
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［5］张宗成、王骏：《基于VAR模型的硬麦期货价格发现研究》，《华中科技大学学报》（自然科学版）2005年第7期。
【关键词】黄金；黄金价格；arma模型；时间序列；价格预测
一、文献综述
我国自黄金市场化改革以来，黄金价格脱离了政府管制实现了自由波动，黄金产业链条的各个环节也都愈发明显的感受到了市场化改革所造成价格波动而带来的市场和经营风险。而黄金价格作为黄金市场中的核心要素一直都备受关注。众所周知，影响黄金变动的因素众多且复杂，这也是黄金作为一种特殊商品有别于其他普通商品的最重要表现。判断和预测黄金价格成为摆在黄金市场众多参与者面前的一个重要课题。而学术界对黄金价格的预测成果并不多，胡乃联等（1999）通过建立自适应过滤模型试图对国际黄金价格进行预测，顾孟钧等（2008）进行了基于bp神经网络的国际黄金价格预测模型研究，上述研究都是针对国际黄金价格的预测研究，而目前学术界针对国内黄金现货价格的预测研究尚不多见，本文试图通过自回归移动平均模型即arma模型对中国黄金现货价格进行预测，最终结果显示，预测结果与实际结果拟合度高，预测误差极小，表明该模型的建立对中国黄金现货价格的变动趋势具有较强的预测功能。
二、理论简述
arma模型是一类常用的随机时序模型，它是一种精度较高的时间序列预测方法。其基本思想是：某些时间序列是依赖于时间t的一族随机变量，构成该时序的单个序列值虽然具有不确定性，但整个序列的变化却有一定的规律可以用相应的数学模型近似描述。
arma模型有三种基本类型：自回归模型、移动平均模型以及自回归移动平均模型。时间序列是随时间改变而随机地变化的序列。时间序列分析是利用序列的历史信息以及历史信息之间的相互作用，对序列的未来轨迹进行预测的一种数学方法。实现时间序列分析技术的关键在于如何挖掘历史信息之间的相互作用信息，提高预测的精确性。时间序列分析的目的是找出它的变化规律，即模型，常用的模型主要有3种：ar模型（auto-regressivemodel，自回归模型）、ma模型（movingaveragemodel，移动平均模型）和arma模型（auto-regressivemovingaveragemodel，自回归移动平均模型混合模型）。自从1970年box和jenkins提出自回归移动平均模型及一套完整的建模、估计、检验、预测和控制方法以来，arma模型在时间序列的预测应用中越来越广泛。
一般说来，p阶自回归模型记做ar（p），满足以下方程：
q阶移动平均模型记做ma（q），满足一下方程：
而一般的arma（p，q）模型可以表示为：
三、数据选取
本文数据选取上海黄金交易所2002年10月30日至2010年4月24日的au9995现货每日收盘价格①，数据规模共1832组，黄金现货价格以克为单位，人民币计价。计量分析软件使用的是eviews6.0版本。
设中国黄金现货价格数据序列为y，原始数据
由上图价格走势可以看出，中国黄金现货价格的走势呈震荡上扬状态，同时也发现价格数据序列为非平稳的。一般来说，非稳定序列转化为稳定序列数据变量的平稳性是传统的计量经济分析的基本要求之一，只有模型中的变量满足平稳性要求时，传统的计量经济分析方法才是有效的。而在模型中含有非平稳时间序列时，基于传统的计量经济分析方法的估计和检验统计量将失去通常的性质，从而推断得出的结论可能是错误的。另外，现代资本市场理论的基本假设之一是，价格时序的波动是平稳的且服从正态分布。而如果价格序列非平稳或非正态分布，那么采用一般统计方法做出的分析和预测就会出现较大的误差。因此需要对数据序列的平稳性进行检验。
因此，在建立模型之前需要先对非平稳的价格序列进行处理使其平稳化，并且对处理过后的数据进行检验，以确认其平稳性。
由于上述黄金现货价格数据是非平稳的，因此需要先进行差分使其平稳化，从而得到d（y），如下
上述差分后的数据是否平稳需要进行检验。一般来说，平稳性检验的主要方法是单位根检验，单位根检验法也是现代时间序列分析中检验平稳性的有效方法。根据adf检验的评判规则，若adf检验值小于显着性水平为时的临界值，就可以认为该时间序列不存在单位根，即时间时序是平稳的。检验结果如下
由上图检验结果发现，d（y）的adf检验统计量-44.822小于显着性水平5%时的临界值-2.863，所以拒绝原假设，即认为d（y）不存在单位根，是平稳的时间序列。平稳的时间数据序列的确认为下文的研究提供了研究基础。
四、建立模型
在获取到平稳数据之后，需要通过确定自相关系数和偏自相关系数来识别将要建立的模型的形式和阶数。
如设为自相关系数，则时间序列滞后k阶的自相关系数由下式估计：
其中是序列的样本均值，这是相距k期值的相关系数。称为时间序列的自相关系数，自相关系数可以部分的刻画一个随机过程的性质。他告诉我们在序列的临近数据之间存在的相关性。
偏自相关系数是指在给定的条件下，与之间的条件相关性。其相关程度用偏自相关系数度量。在k阶滞后下估计偏相关系数的计算公式
由上述对自相关系数和偏自相关系数的定义可以得知，自相关系数和偏自相关系数的确定决定了模型形式，而将要建立的模型究竟以什么形式出现可以通过自相关和偏自相关图来识别。上述得到的平稳数据序列的自相关和偏自相关图如下所示：
在本文的数据处理中，滞后期选择为10。通过上图可知自第三个滞后期开始衰减开始加快，因此，对于中国黄金现货价格的预测模型建立可以采用二阶的移动平均模型ma（2）来实现。
通过eviews6.0软件进行模型估计，得到如下结果，见下
根据上述结果可以发现拟合程度较高，说明该模型具备较高的应用价值。同时，在模型建立之后，也可以通过样本外预测来研判该模型的预测精度，经过模型预测结果与实际数据相比，可以发现，预测误差极小，预测结果较为准确。
预测误差为：
六、研究不足与展望
众所周知，决定黄金价格的因素除了供给和需求因素之外，还与美元走势、国际石油价格、世界经济形势、地缘政治事件等等因素息息相关。直至今天，学术界也没有对影响黄金价格走势的决定要素在黄金价格变动中所发挥的权重比例给出明确解释，甚至，除了上述学界公认的因素外，其他因素对黄金价格的影响作用尚存争议。
本文采用自回归移动平均模型对中国黄金现货价格进行预测，绕开了对传统影响黄金价格的种种因素作用机理的分析，而围绕这些众多因素共同作用下的黄金价格所表现出的实际数据展开研究，这种类似于抛开“黑箱”关注结果的研究方法对黄金这种特殊商品价格的形成和变动比较适合。研究结果显示，模型建立较为恰当，预测结果精度高。这对黄金去货币化的今天，我们把握黄金价格的形成和变动的趋势具有较好的借鉴意义。
当然，本文后续的研究也必不可少。诸如把黄金价格变动的季节性波动因素、对影响黄金价格的重要因素（如美元汇率、石油价格等）的影响权重等变量放入模型中，在对中国黄金现货价格的预测中考虑将国际黄金价格的影响作为变量放入模型中，从而实现不仅在现实的数据表面探究数据变动规律，而且还兼顾了黄金价格形成与变动的内在作用机理，这些都是下一步研究的方向。
注释：
①数据源于上海黄金交易所和wind资讯金融终端2010版.
参考文献
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