国际期货价格范文

国际期货价格范文（精选11篇）

国际期货价格 第1篇

国际粮价的联动关系变得日益多元和复杂, 除了供需基本面之外, 美元指数、国际石油价格、市场投机等因素都可能打开价格传导的通道。美国农业部刚刚公布的2012年10月份月度供需报告数据显示, 预计美国大豆产量为28.6亿蒲式耳, 较9月份预估上调了2.26亿蒲式耳, 这是近几个月持续下调大豆产量后的首次上调。对于中国来说, 饲料原料价格表现仍需视国际期货“脸色”。要减少国际粮价上涨的冲击, 最为根本的举措还是立足国内粮食生产。中国国有谷物研究机构表示, 中国今年大豆进口量或达到5700万吨, 其中10月预估进口量为425万吨。11月及12月进口将“超出预期”, 因美国大豆期货价格近期急剧下跌。2012年5700万吨的进口量将较2011年高出8.3%。10月预估数同比上涨11.5%, 但环比降低14.5%。中国国家粮油信息中心表示, 9月结束的2011～2012作物年度大豆进口上涨13.2%至5923万吨, 为8年来最高水平。有业内人士建议, 要提高国内粮食供给水平, 保障耕地的面积和质量, 建设更多的高产稳产农田, 加强科技对于提高单产的支撑, 调动农民、企业和地方政府的农业生产积极性。与此同时, 提高畜牧业经营水平是减弱粮价传导效应的重要措施。据中国社科院的研究, 由于畜牧业发展落后, 不能有效消化粮食价格的上涨, 2003年以来, 中国肉类产品消费价格上涨幅度往往明显超过粮食, 生猪生产价格上涨幅度一般都超过玉米。联合国粮农组织月初发布的报告显示, 在经历了两个月的平稳之后, 2012年9月食品价格指数较8月份水平小幅上涨1.4%, 其中谷物价格增势较缓, 而肉类价格强劲上涨。用粮耗型饲料的养猪业和养禽业的价格比8月份分别增长了6%和2%, 显示粮价上涨对下游肉类产品的影响逐步显现。提醒, 虽然近期国内外粮油价格有所回落, 但随着四季度农产品消费旺季的到来, 粮价传导的可能性增大。

文章来源:中国饲料行业信息网

国际期货价格 第2篇

□邓海平

在资本市场里，“看美元，炒期货”早已不是什么新鲜事了。而在国内，资本的跨市场流动导致证券市场和期货市场的联系日趋紧密，在2006年至2008年的超级牛市中，“期货牛”与“股市牛”如影随形。尤其是金融危机以后，股市与期市的联动更是达到了史无前例的紧密，“看期货，炒股票”风头强劲，股指期货的推出更是成为两者联动的契机，一时之间，“股市跟随商品期货跳水”或“商品期货价格暴涨，买入相关股票”诸如此类的言论见诸报端。

炒股须紧跟期货价格的变化

约翰·斯蒂尔·戈登在《伟大的博弈》一书中告诫投资者，“人类社会有一条铁律，在没有外来压力时，任何组织的发展都会朝着有利于该组织精英的方向演进。”炒股，对绝大多数投资者来说，最大的劣势是什么？不是投资技巧的缺乏，也不是个股选择的问题，答案是信息的不对称。

证券市场因其信息密集和资金密集的特点，极易成为内幕交易与股价操纵的温床。近日，吴敬琏老先生在接受媒体访谈时，毫不客气地指出“中国股市仍处于‘强盗贵族时代’”。而期货市场是一个充分竞争的市场，信息公开透明，期货价格是买卖双方经过充分竞争之后达成的均衡价格，因

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此期货价格可谓是“真实”的，反映了大家对某种商品价格的预期。

期货价格对股票价格的引领作用主要是出于两个原因：一是从价格传导机制来看，商品价格的涨跌变化影响相关行业上市公司的盈利水平，而盈利水平的变化又会影响投资者的预期，进而影响上市公司的股价。另一方面是期货市场独有的“T+0”和双向交易机制以及其交易成本低、流动性高、信息公开等特点，使之能迅速反映市场信息。

期货价格影响炒股的 三种方式

1、期货品种是公司生产经营的产品。类似铜、铝、锌、黄金等资源类商品期货与江西铜业、云铝股份、中金岭南以及山东黄金之间的相互关系。投资者只要坚持长期观察期货价格趋势，依照期货的价格变动趋势决定股票波段交易的买入、卖出时机。

2、期货品种是公司生产经营的原材料，类似天胶价格与轮胎生产商之间的关系，比如风神股份，这种情况下期货价格一般与股票价格是负相关的。

3、期货价格虽然不直接影响上市公司短期经营，但是对公司中长期发展空间有着深远的影响。最典型的则是原油期货价格与新能源类股票价格的关系。

“煤飞色舞”联动见效

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期股联动、观期做股，最近的例子则是开始于去年中秋长假后并在国庆长假后达到高潮的“煤飞色舞”行情。

当时，美联储表示将继续施行量化宽松的货币政策，美元贬值预期使得国际大宗商品价格快速上涨。LME铜期货自2010年9月22日突破7700一线的平台之后一路稳步上涨，并于10月6日创下了2008年7月中旬以来的新高8326美元。9月23日开始适逢国内股市因中秋佳节而休市，节后，9月27日开始，一些长期跟踪大宗商品价格走势的投资者先知先觉，纷纷转战煤炭有色等资源股，A股市场“喝酒吃药”行情让位，煤炭有色类股票启动上涨。随后日本央行在“十一”国内休市期间祭出零利率政策，转眼之间货币战争一触即发，全球流动性过剩的局面刺激着资本市场的敏感神经。其直接结果是，10月8日，国庆长假后的第一个交易日，以江西铜业、铜陵有色以及国阳新能、兖州煤业为代表的数十只有色煤炭类资源股齐刷刷地封住涨停，“煤飞色舞”行情愈演愈烈，这波行情一直持续到了11月10日央行宣布提高存款准备金率，收紧银根对抗热钱流入和控制通胀。

2010年9月27日至11月10日，一个多月的时间，申万有色金属指数涨幅高达46%，而个股中的“领头羊”铜陵有色、国阳新能在此期间涨幅惊人，分别达到了91.8%和111.77%。回顾走势，货币因素是此轮“煤飞色舞”行情的主导因素，因为基本面并没有发生明显变化，是美联储QE2预

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期背景下全球流动性过剩引发的资产价格重估，序幕是大宗商品价格的持续上涨。

全球资本市场一体化的今天，投资者经历了资本市场的风雨洗礼，操作理念和操作手法日趋成熟和多样化，获利的难度日趋增大。关注期货市场的价格趋势变动买卖股票，可以让投资者事半功倍。欢迎发表评论我要评论

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期货价格对相关行业股价价格的影响 第3篇

关键词：铜期货价格；股票价格；协整检验

股票价格以及期货价格在本质上都是属于预期价格。从期货和股票的定价理论与相关实证可以看出，期货价格与现货价格有着紧密的联系，同时现货价格又直接或间接地影响着相关行业上市公司的股票价格表现。市场的有效性是商品期货市场与股票市场之间这种关联性存在的前提，在我国弱式有效的市场环境背景下，期货价格对相关行业股票价格的影响是本文研究的方向。

1期货价格影响股票价格的途径

原材料产品价格的变动对于相关资源类企业的成本与企业效益具有直接影响，这种影响通过股票市场上投资者对企业未来业绩变动的预期，转为对相关上市公司股票价格的影响。一般来讲现货价格与期货价格之间存在着综合的双向因果关系：两者之间存在着相互影响与作用，并且相互决定，有效市场中期货价格与现货价格之间存在着长期均衡关系。期货市场的有效性是其价格发现和套期保值两大功能的基础和前提，只有当期货市场有效时，期货价格的变动才能准确和迅速地反映未来现货市场供求关系的变化。

3主要研究结论

在对期铜价格与相关行业公司股票价格之间关系的实证检验中，我们可以得到如下结论：铜冶炼及铜制品行业与期货价格指数之间并不存在长期均衡关系。这主要是由于期货价格对该类公司股票价格的价格传导链相对较长，中间影响因素过多所造成的。对该类公司而言，铜期货价格首先对现货价格作出反映，进而由现货价格决定铜制品行业公司的生产成本，同时值得注意的是影响该类公司成品的销售价格的因素也在决定企业盈利，而诸多因素共同影响下的企业盈利能力才能最终影响到公司股票的价格。有色金属矿采选行业股价与铜期货价格指数之间存在长期均衡关系。这主要是由于期货价格对该类公司股票价格的传导链条相对较短，使得期货价格的波动能直接影响到企业的生产成本并决定企业最终的盈利，因此期货价格对该类公司股票价格的影响也更为迅速和直接。本文的研究结论对我们分析商品期货价格影响相关上市公司股票价格的程度和能力提供了一些启示，同时也对我们认识证券市场价格传导机制以及期货市场的价格发现能力有所帮助，从本文结论我们可以看出我国的股票和期货市场是趋于有效的，这也就使我们在对资源类股票进行分析时可参考相关期货价格的变动，帮助我们作出更合理的投资分析和决策。（作者单位：湖北大学）

参考文献：

[1]Fama.EfficientCapitalMarkets：“AReviewofTheoryandEmpiricalwork，[J].TheJournalofFinance，1970，25（May）：383—417

[2]ElamEandDixonLB.“ExaminingtheValidityofaTestofFuturesMarketEfficiency一[J].TheJournalofFuturesMarkets，1988，8（3）：365—372.

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[4]王益：沪铜期货的弱式市场有效性检验[J]，统计观察，2005

[5]唐英，温涛.资源类股票价格与期货价格关系的研究一以深沪股市铜业上市公司与铜期货为例[J]，中国证券期货，2007年12月号.

[6]章晟，余攀.跨市场相关资产价格互动的实证研究——以金属铜为例[J]，财贸经济，2008年12期.

[7]解晓军，邰东旭.铜期货价格对相关股票价格影响的实证研究——基于状态空间模型[J]，东方企业文化，2011

[8]陈宋恩：商品期货市场带领股市走势，[N]亚太经济时报，2003—1l一2000

国际期货价格 第4篇

2011年国内粗钢产量呈现“中间高两头低”的特点, 从产量来看, 上半年日均产量逐日攀升最高至202万吨, 随后小幅下滑, 10月份开始在钢价大幅杀跌的影响下急剧缩减, 11月下旬虽略有反弹, 但依然没有改变产量下降的态势, 12月下旬日均产量已降至163万吨, 创2011年以来最低。2011年全国粗钢产量为6.83亿吨左右, 同比增长9.2%。目前中国的钢铁需求开始进入低速增长时期, 中国钢铁工业协会会长朱继民预计, 与2011年相比, 2012年中国钢铁市场将呈现出“低价格、低成本、低库存、低利润”的格局。据工信部预测, 2012年我国粗钢产量将达7.3亿吨, 同比增长7%。

随着近年我国经济的高速发展, 我国已成为世界第一大粗钢生产国, 各大钢厂的产量不断上升, 钢材经销商的经营规模不断扩大, 铁矿石的进口量举世瞩目。如何规避风险就成为众多涉钢企业密切关注的焦点, 钢材期货的对冲功能日益得到业界重视。

二、钢材期货交易的作用

开展钢材期货交易, 一是有助于形成钢材现货与期货有机结合的市场体系, 规范和完善钢材流通市场;二是逐步优化钢材价格形成机制, 指导钢铁上下游企业合理安排生产和经营, 帮助政府部门及时、准确地把握市场变化趋势, 及早采取调控措施, 保障资源的合理配置和市场的供求平衡;三是可提高企业管理水平, 增强市场竞争力, 推动钢铁行业的稳步发展;四是通过品牌注册的方式, 吸引和鼓励规模领先、技术先进、环保达标的钢铁企业将产品注册为交割品种, 促进钢铁工业健康有序发展, 切实贯彻落实《钢铁产业发展政策》;五是依靠钢铁出口大国的优势, 增强我国在钢材贸易中的定价影响力, 提高我国钢铁工业的国际竞争力。在钢材的生产流通领域, 钢材期货的上市在优化钢材价格形成机制、控制经营风险等方面作用显著。

三、数据的选取及图例分析

目前, 线材和螺纹钢是我国生产量和需求量最大的钢材品种, 经销商和生产厂家最多, 线材与螺纹钢的价格走势基本一致, 所以本文仅选取螺纹钢作为研究对象。选取我国上海交易所交易的螺纹钢作为期货品种研究对象, 选取螺纹1205合约为标的, 价格为每周三的收盘价;现货价格选取黑龙江省物资信息中心提供的材质为HRB335的Φ25螺纹钢作为样本, 价格为哈尔滨市钢材市场每周三的平均价格, 研究的时间段为2011年3月9日至2012年3月8日, 时间跨度为一年。由于地区差异, 黑龙江钢材市场销售的螺纹钢产地与上交所的样本并不完全相同, 但市场价格走势基本一致 (如图1) 。

由图1可知, 2011年3—5月螺纹钢现货价格处于上升态势, 5月4日期货价格达到最高点, 之后直到8月初振荡横盘, 自8月下旬开始下跌。而现货价格自3—8月末一直在平稳上涨, 最高点出现在8月初, 9月初开始下跌。10月中旬期货价格触底, 经过近2个月的调整再次缓慢上升, 而现货价格直到11月上旬才触底, 并横盘至2012年3月初, 波动极小。对比价格走势图可知, 期货价格先于现货价格上涨和下跌, 价格波动幅度较大, 与现货价格的走势保持正相关。在2011年钢材期货和现货价格出现了20%的降幅, 时间短、下跌幅度大。

四、充分发挥钢材期货的价格发现功能, 规避价格风险

作为钢材交易的参与各方, 如何及时调整经营策略、规避风险是本文研究的重点。

(一) 充分发挥钢材期货的价格发现功能

影响钢材价格的因素主要有生产成本和供求关系, 钢厂的生产成本主要由原材料成本、能源成本、人工成本等构成。尽管生产成本是钢铁产品价格变化的基础, 但供求关系是影响价格走势的重要因素。在成本相对稳定的情况下, 当供过于求时, 价格就会下跌;供不应求时, 价格就会上涨。由于当前资讯发达, 影响钢材价格的信息每日在相关的钢材资讯网站上第一时间更新, 各种资讯对钢材价格的影响会直接体现在当日期货价格的变化中, 远期期货合约还有对未来的综合因素的提前反映;而现货市场中由于进货成本、运输时间等因素, 综合市场的订货、库存、销售等方面影响, 每日销售价格的调整幅度往往小于期货价格的变动幅度。由于期货的价格走势是对市场各类资讯的集中反映, 所以期货价格已经成为众多钢材经销商调整现货价格的依据。由于越来越多的企业开始参与钢材期货交易, 只有认真研究并掌握钢材期货价格与现货价格关系, 才能使其作为企业生产销售决策的重要参考依据。

(二) 利用钢材期货作套期保值, 规避价格风险

市场的变化是不以人的意志为转移的, 虽然现在各种资讯非常快捷、全面, 但是面对大量信息和各种分析, 钢材生产经营企业还是应作出理性的选择, 在市场波动加大, 方向不确定时, 既不能停止生产和销售, 也不能盲目生产和进货, 此时钢材期货的套期保值成为最佳选择。如沙钢, 钢材期货没推出之前, 只能被动生产, 盈利与亏损完全根据市场的价格变化, 价格上涨, 利润会暴增, 价格跳水时亏损将非常惨重, 严重影响企业的正常经营活动, 企业面对这种情况由于没有相应的对冲工具而变得非常被动。目前, 沙钢集团根据每月的生产量、铁矿石合同价格、销售价格等, 计算出企业相应的期货对冲价格, 在期货市场买入相应数量的空单, 这样不论钢材市场价格如何变化, 企业在一定时间内摆脱了产品价格变化的影响, 使企业可以专心生产, 赚取稳定的利润。流通环节的钢材经销商, 每月按合同从钢厂进货, 同样面临着价格下跌的风险。由于期货具有价格发现的功能, 预示未来现货价格下行的风险加大, 所以不论未来现货价格如何波动, 企业此时都应该在钢材期货上作对冲操作, 规避风险。当2011年中的下跌行情出现前, 平时就对钢材期货深入研究的沙钢就已作好了准备, 果然, 8月初期货价格一度维持在现货价格下方, 这样既保证了企业原材料的供应, 也锁定了利润, 而未采取措施的一些厂商损失惨重。

五、结论

随着市场经济的进一步发展, 钢材市场运行机制得到进一步完善, 钢材期货的推出完善了钢材市场体系建设, 为涉钢企业提供了更加完善的交易机制, 为钢铁生产、贸易和消费企业提供低成本、高效率的风险控制手段。只有熟练掌握钢材期货价格和现货价格的关系, 才能更灵活地把握市场变化趋势, 提高企业管理水平, 增强市场竞争力, 推动钢铁行业的稳步、健康、可持续发展。

摘要：螺纹钢期货和线材期货在上海期货交易所上市三年多来, 随着我国粗钢产量和需求的逐年提高, 钢材期货吸引了大量的投资者参与, 期货市场日趋活跃, 资金容量、交易量、持仓量都连创历史新高, 钢材期货市场的功能和作用得到了进一步发挥, 无论是对稳定钢材市场价格, 还是对涉钢企业规避价格风险都具有一定的积极意义。通过近一年来钢材期货和现货价格的走势, 分析我国钢材期货价格与现货钢材价格的关系, 为钢材现货需求企业和期货投资者提供参考。

关键词：钢材期货,钢材现货,螺纹钢期货,线材期货

参考文献

[1]中国证监会批准上海期货交易所开展线材和螺纹钢期货交易.中国证券监督管理委员会公告[R].2009-02-15.

[2]宋力.钢材期货获批:我国钢材贸易定价影响力有望增强[N].建筑时报, 2009-02-26.

国际期货价格 第5篇

摘 要 本文利用IF1009股指期货与沪深300股票指数,分析我国股指期货价格与股票价格的关联性。本文对两时间序列数据进行单位根检验,探究两者之间协整关系并通过误差修正模型(ECM),在长期稳定的关系下,反映其间短期调节行为,并对误差修正模型进行检验以调整误差修正模型,得到拟合效果最好、解释变量最为显著的估计模型。最后,通过估计模型做出该实证研究的总结以及实验缺陷分析。

关键词 股指期货 协整检验 误差修正模型 OLS回归 关联性研究

一、引言

2010年4月16日,首批沪深300股票指数期货合约在中国金融期货交易所正式挂牌交易,开启了中国股指期货市场的大门。研究当前我国股指期货可能对股票现货市场的影响具有重要的现实意义。一方面,它反映了股指期货市场运行的效率问题,有良好关联性的市场具备了价格发现的功能;另一方面,投资者可以通过各市场间价差变化选择套利投资策略,并通过期货市场间的基差变化规律有效地进行套期保值、规避现货市场的风险。

二、数据选取

本文以上海证券交易所推出的沪深300指数每日的收盘价与中国金融期货交易所推出的IF1009期货合约每日的结算价为研究对象(2010年4月16日到5月27日的日结算价格),并定义IF1009为沪深300股指期货交易价格指数序列, HS300为沪深300现货指数序列。

三、实证分析

(一)平稳性检验与调整

为避免伪回归问题,利用ADF检验法对IF1009和HS300的平稳性进行检验,得P值过大,IF1009数据序列是非平稳时间序列。再进行一次差分后的平方根检验获得一阶单整序列。同理,对HS300数据序列进行一节差分后的单位根检验。由此可得,IF1009价格与HS300指数两时间序列均为一阶单整序列,其一阶差分后是平稳序列。

(二)整检验

本文应用协整回归DW检验,寻找非平衡变量之间的长期均衡关系。对两时间序列进行OLS回归分析。模型为IF1009(t)=-250.3917+1.123552HS300(t),得剩余项残差e(t)序列,由Engle-Granger临界值表可知当显著性水平在5%的水平下,e(t)是平稳的,解释变量HS300时间序列对被解释变量IF1009时间序列存在协整关系。

(三)构建误差修正模型

IF1009价格和HS300指数时间序列之间的长期均衡关系是在短期动态过程中不断调整维持的,以误差修正模型(ECM)进一步考察两者的短期关系。为避免短期两变量间可能会出现的失衡,把协整回归中的误差项e(t)作为均衡误差以增强模型的精度。利用Eviews软件形成IF1009价格和HS300的差分序列DIF1009和DHS300,以e(t)和DHS300作为解释变量,对被解释变量DIF1009做OLS回归。估计的回归模型为ΔIF1009(t)=-0.474032+1.101321ΔHS300(t)-0.210012e(t)从常数项和e(t)的P值可以看出常数项对回归模型的估计并不十分显著。

(四)现通过各种检验尝试调整该模型

(1)多重共线性检验。进行多重共线性检验得出解释变量间的相关系数很低,不存在多重共线性。

(2)ARCH异方差检验。利用误差修正模型的残差ε(t),做出辅助回归得到结果,随机误差不存在异方差。

(3)自相关检验。对误差修正模型生成的残差做一阶回归:ε(t)=p*ε(t-1)+ε(t),得ε(t-1)的t值不显著,表明残差不存在自相关。

(4)分布滞后检验与自回归检验。为避免过去的HS300指数对目前的IF1009期货价格可能产生的影响,使用阿尔蒙法对误差修正模型进行分布滞后检验,可得,从10天后,HS300指数大小对IF1009期货价格的影响有明显的滞后性,滞后期大约8天,其影响力度先递增后递减,滞后结构为︿形。因此,加入滞后一期的IF1009期货价格调整原模型,

ΔIF1009(t)=α+βΔHS300(t)+μΔIF1009(t-1)+γ e(t-1)+ε(t)

利用Eviews软件进行OLS回归,ΔIF1009(t)=-2.111.78+0.984837ΔHS300(t)-0.098674ΔIF1009(t-1)-0.235972 e(t-1)

四、结论

(1)长期而言,沪深300现货指数与期货之间存在着长期稳定的相关关系,(2)短期而言,误差修正模型回归出IF1009期货价格与HS300指数的对数关系。股指期货的推出,并没有对沪深300指数的大小造成强烈的冲击,而是凸显了股指期货的价格发现功能,为投资者提供了规避风险的重要工具。(3)由OLS的结果得出,相互影响的沪深300指数与其相应期货价格呈正的相关关系

五、实验缺陷

(1)本文所选择接受α=20%的显著水平使得置信度下降,置信区间变大,很可能接受一个本来应该拒绝的假设。(2)检验方法有限,股指期货数据较匮乏,未知变量的存在,拟合优度以及显著性待进一步的提升。

参考文献:

[1]夏天.国内外股指期货与股票指数之间的关联性研究.浙江永安期货有限公司.

[2]方斌.新兴市场股指期货价格发现功能的研究.财经论坛.2010(2).

[3]谢磊,业成.股指期货对股票现货市场波动性影响的实证研究.技术经济.2010(3).

国际期货价格 第6篇

农产品期货市场是农产品市场的重要组成部分, 它能通过套期保值转移商品价格风险, 发现合理预期竞争性价格, 调节农产品现货价格, 从而稳定农产品的长期供求关系。我国期货市场经过多年的发展和规范, 过度投机性逐步得到抑制, 价格发现功能逐步彰显, 对国内产品价格、宏观经济走势的先导作用初现端倪。期货市场能够充分发挥价格发现的功能, 前提和关键在于市场是否有效率。

Fama在《有效资本市场:实证研究回顾》中提出了有效市场假说:如果在一个证券市场中, 价格完全反映了所有可获得的信息, 称这样的市场为有效市场。此外Fama还提出了区分有效市场的3种水平:弱型有效市场, 价格充分反映市场的历史信息;半强型有效市场, 价格充分反映了市场所有公开可用的信息;强型有效市场, 价格充分反映市场的所有公开和未公开的信息, 是最大程度的市场效率。关于期货与未来现货价格之间的关系国外学者已进行了大量研究, Johansen和Juselius提出了用协整分析法检验期货市场的效率。Chowdhury、Holmes、Nomikos等采用协整方法对期货价格与现货价格之间的关系进行实证检验, 结果显示大多数期货品种期货与现货价格之间存在较好的协整关系, 但某些期货品种期货和现货价格之间不存在协整关系。

本文通过选取小麦和豆油的期货和现货价格, 应用单位根、协整和格兰杰因果关系检验等计量方法, 对期货与现货之间的关系进行了检验。

二、实证研究

(一) 样本数据

本文选取了小麦和豆油的期货和现货价格进行分析。期货价格数据来源于大连商品期货交易所豆油期货和郑州商品期货交易所小麦期货每周成交价格的统计。现货价格数据来源于万得数据库对于现货市场价格的统计。

(二) 单位根检验

应用ADF检验来检验时间序列数据随机游走。ADF检验描述如下:

设存在随机时间序列:

其中εt是均值为0, 方差为σt2的正态白噪声, 零假设为yt是随机游走过程。如果β=1, 则时间序列yt服从随机游走, 该一阶自回归过程不平稳;如果β<1, 则时间序列yt不服从随机游走, 该一阶自回归过程是平稳的。现有两个模型: 无限制回归模型:Vyt=μ+bt+ (β-1) yt-1+εt;有限制回归模型:。无限制回归模型对应的残差平方和为: ;有限制回归模型对应的残差平方和为:。

记 , 其中q为有限制回归模型未知参数个数。H0成立时, Dichey and Fuller给出了它的分布。如果H0成立, F应充分小, 否则F应该较大。所以对任意α∈ (0, 1) , 查表可得Fα, 若F>Fα, 拒绝H0;否则可以认为yt服从随机游走。

但上述模型隐含着假设误差项εt不存在序列相关。扩展的DF检验可以实现在εt存在序列相关时, 进行单位根检验。扩展的DF检验模型如下:

p值一般通过实验确定。

先对无限制回归方程 用OLS进行估计, 然后对有限制回归方程 Δyt-j用OLS进行估计, 计算出F值, 检验yt是否为随机游走 (见表1、表2) 。

在5%的置信水平下, 小麦的期货价格和现货价格、豆油的期货价格和现货价格的零假设都不能被拒绝, 说明这些价格都服从随机游走。进一步对小麦的期货价格和现货价格、豆油的期货价格和现货价格的一阶差分进行ADF检验, 发现这些产品价格的一阶差分都拒绝了零假设, 也就是说这些价格都是一阶差分平稳的, 不服从随机游走。

(三) 协整检验

Bigman最早提出了期货市场简单有效性的概念, 认为若期货市场是有效的, 则期货价格应是交割日现货价格的无偏估计量, 即E (ST-Ft, T|Φt) =0, 其中ST是交割日T时商品的现货价格, Ft, T表示交割日为T的期货合约在t时的期货价格, Φt表示t时所有信息的集合。目前对期货市场价格发现的有效性的研究主要采用Engle-Grange协整检验。设xt和yt都是随机游走, 如果存在β≠0使得yt=βxt+εt+β0, 则称两个序列存在协整关系。检验两个随机游走是否存在协整关系的步骤如下:第一, 用DF检验, 考察xt和yt是否为随机游走。第二, 若xt和yt服从随机游走, 考虑yt=βxt+εt+β0, 求出最小二乘解^y, 令ε^=y-y^。第三, 检验残差序列^ε是否平稳。检验残差序列平稳性可以用ADF检验或者DW检验, DW检验方法如下:假设εt=ρ0+ρ1εt-1+at, 其中at均值为0, 方差为σt2的正态白噪声;利用DW检验, 统计量为 ;对任意α∈ (0, 1) , 可以得到dl和du, dl4-du, 则认为εt非平稳;若dl

协整检验第一步的结果已在第二部分得到检验, 进一步检验是否存在协整关系 (见表3) 。

通过检验可以得出小麦的一年期期货价格和一年期现货价格之间存在协整关系。而豆油的一年期期货价格与一年期现货价格之间则不存在协整关系。豆油临交割前3个月的期货价格和现货价格存在协整关系, 而超出这个时间跨度, 期货价格与现货价格之间的协整关系不再存在。

(四) 格兰杰因果检验

Granger对变量之间的因果关系做了如下定义:如果x是引起y变化的原因, 则x应该有助于预测y, 即在y关于y过去值的回归中, 添加x的过去值作为独立的解释变量, 应该显著增加回归的解释能力。此时, 称x为y的原因。如果添加x的滞后变量后, 没有显著增加回归模型的解释能力, 则称x不是y的原因。

当检x是否为y变化的原因时, 用OLS估计下面两个模型:模型1:。p i=1Σαiyt-i+ε1t;模型2:yt=α0+p i=1Σαiyt-i+p j=1Σβjxt-j+ε2t。

构造如下统计量: 。

若x不是y的格兰杰原因, 则两个模型的残差平方和应当相当接近, 即F统计量应该比较小, 因此判别规则如下:若FFα, 则拒绝原假设 (见表4) 。

小麦的一年期期货价格是一年期现货价格的格兰杰原因, 而小麦的一年期现货价格不是一年期期货价格的格兰杰原因。豆油的一年期期货价格是现货价格的格兰杰原因, 而豆油的一年期现货价格不是一年期期货价格的格兰杰原因。

三、结论与启示

第一, 经过多年的治理和整顿, 我国期货市场已经逐步走向规范化, 市场效率逐步提高小麦和豆油期货价格能够比较有效地对市场信息做出反应。

第二, 小麦的一年期期货价格和一年期现货价格能够互相进行预测。豆油的一年期期货价格和一年期现货价格不存在协整关系, 但是距交割前3个月的豆油期货价格和豆油现货价格存在协整关系, 能够互相进行预测。而超过3个月的时间跨度, 豆油期货价格和现货价格之间的协整关系逐步消失。

第三, 小麦和豆油的一年期期货价格能够有效影响一年期现货价格。虽然豆油的一年期期货价格和一年期现货价格不存在协整关系, 不能互相进行预测。但豆油的一年期期货价格仍能对一年期现货价格产生重要影响。

第四, 我国应进一步加快期货市场发展, 不断增加交易品种, 完善交易机制, 加强期货监管, 使期货市场的价格发现功能完全得到发挥, 从而对现货价格产生更有效的引导, 充分发挥宏观经济先行指标的重要作用, 保持社会生产的稳定和国民经济的健康发展。

参考文献

[1]、刘庆富, 王海民.期货市场与现货市场之间的价格研究——我国农产品市场的经验[J].财经问题研究, 2006 (4) .

[2]、汪北翔, 黄海波.对我国期货价格随机游走假设的检验[J].统计与决策, 2004 (11) .

国际期货价格 第7篇

在玉米期货市场的有效性、期现货价格之间的引导关系以及价格发现功能的发挥程度等方面的研究文献主要有:田彩云、郭心义 (2006) 对大商所玉米期货市场的价格发现功能运用协整检验、格兰杰因果检验以及GS模型对玉米每周同一天的收盘价进行实证分析, 发现仅存在从期货价格到现货价格的单向格兰杰因果关系, 玉米期货价格在价格发现作用中起主导作用;贾兆立等 (2008) 发现玉米期现货价格之间存在双向的格兰杰引导关系、协整关系, 价格发现功能中期货价格起着决定性的作用;张烨 (2009) 运用协整检验和误差修正模型对从大连和上海两交易所玉米、铜期货市场的价格发现功能进行比较分析, 发现上海铜期、现货价格之间存在的长期均衡关系强于大连玉米的;当现货价格变动时, 玉米期货价格的修正速度远远低于铜的修正速度, 说明玉米期货市场的有效性低于铜期货市场的有效性。

2 实证分析

本文选取2009年1月5日到2011年5月3日大商所玉米期货合约的日结算价 (单位:元/吨) , 以及同期的玉米现货价格日平均价格作为实证分析对象, 剔除了无交易的交易日和期货价格与现货价格日期不匹配的观测值, 共有560个观测值, 数据来源于Wind资讯金融终端。

2.1 协整性实证分析

从玉米期货、现货价格的散点图形状近似呈现一根向上倾斜的棒状, 并且线性趋势集中, 可以看出两者之间的线性相关性比较强。通过Eviews软件计算得到玉米期货、现货价格的相关系数高达0.97。

由下图看出, 序列呈现出明显的上升趋势, 在检验其期货价格、现货价格对数序列平稳性时, 选择了带有常数项和趋势项的检验模型, 玉米期货价格、现货价格序列的一阶差分序列则是没有常数项和趋势项的, 依据AIC准则和SC准则最小化的原则确定滞后阶数。根据玉米期货价格、现货价格取对数后的价格序列走势图, 选择了带有常数项的Johansen协整检验模型。利用迹统计量和最大特征值统计量来检验玉米的期、现货价格之间是否存在协整关系, 检验结果如表1所示。

从玉米期货价格与现货价格的Johansen协整检验结果中可以看出:在5%的显著性水平下, 对于零假设r=0来说, 无论是迹统计量还是最大特征值统计量的值都大于临界值, 因此拒绝零假设;对于零假设r≤1来说, 迹统计量以及最大特征值统计量的相伴概率均小于显著性水平0.05, 因此不能拒绝r≤1的零假设。这就说明玉米的期货价格与现货价格之间存在一种长期均衡的关系。

2.2 Granger因果检验

由表2可以看到, 零假设“玉米现货价格不是期货价格的格兰杰原因”这一事件发生的概率为0.0033, 小于5%显著性水平, 所以应该拒绝接受零假设, 即玉米现货价格是期货价格的格兰杰原因;零假设“玉米的期货价格不是现货价格的格兰杰原因”这一事件发生的概率也小于显著性水平5%, 因此拒绝接受零假设, 即玉米的期货价格是现货价格的格兰杰原因。综合上述分析可以看出, 玉米的期货价格与现货价格之间存在双向的格兰杰因果关系。

3 误差修正模型

协整检验表明玉米的期货价格与现货价格之间存在长期均衡关系, Granger因果检验证明二者之间存在双向的格兰杰因果关系, 在此基础上, 通过误差修正模型进一步刻画玉米市场短期偏离时的误差调整过程及长期均衡的实现。由最小二乘法估计, 在5%的显著性水平下, 逐步剔除掉方程中回归系数不显著的项之后得到玉米期、现货价格之间的误差修正模型为:

ΔlnSt=0.0822×Zt-1-0.0125×ΔlnSt-1+0.4750×ΔlnFt-1

ΔlnFt=0.0004-0.0072×Zt-1+0.4565×ΔlnFt-1

从表3的参数估计结果来看, 玉米现货价格的误差修正项系数为正, 期货价格的误差修正项系数为负, 说明当上一期的玉米现货价格高于均衡水平, 本期现货价格的涨幅ΔlnSt将会减小, 本期期货价格的涨幅ΔlnFt将会增大, 使玉米的期货价格与现货价格向均衡水平回归;反之亦然。

根据期货价格误差修正项的系数为-0.0072, 说明期货价格在上一期偏离均衡水平的部分在下一个交易日会有0.72%的比例得到反向调整;现货价格误差修正项的系数为0.0822, 则说明现货价格偏离均衡水平的部分在下一个交易日有8.22%的比例得到调整。另外, 现货价格的误差修正项系数的绝对值大于期货价格的, 表明在实现长期均衡过程中现货市场起主要的作用, 但两者的系数均是非常小, 因此向长期均衡状态回归的速度较慢。

4 相关结论

本文运用平稳性检验、协整检验、Granger检验、误差修正模型和GS模型这几个方法, 从不同的角度对大商所玉米期、现货价格之间的引导关系做了全面分析。研究发现:我国玉米期货价格与现货价格均是一阶单整的, 二者具有协整关系即存在长期均衡;玉米的期、现货价格之间存在双向Granger因果引导关系;在价格发现功能中, 误差修正模型表明现货市场发挥主导作用。

摘要：运用Granger因果检验、Johansen协整检验、误差修正模型对我国玉米期货价格与现货价格之间的引导关系作了实证分析。结果发现:玉米期货价格与现货价格之间存在双向的Granger因果关系、长期均衡关系, 在实现长期均衡的过程中, 期货市场发挥主导作用。

关键词：玉米,期货价格,现货价格

参考文献

[1]王川.我国粮食期货市场与现货市场价格关系的研究[D].北京:中国农业科学院, 2009.

[2]田彩云, 郭心义.我国玉米期货市场价格发现功能的实证分析[J].中国农村经济, 2006 (6) :52-71.

[3]贾兆立, 白玫, 王海军, 等.中国玉米期货市场价格发现功能的实证分析[J].数学的实践与认识, 2008, 38 (15) :81-85.

我国黄金期货价格发现功能研究 第8篇

自2008年黄金期货正式挂牌上市交易以来, 黄金期货市场得到充分发展。同时, 我国学者对黄金期货市场做出大量研究, 汪淑娟 (2013) 选取2008年至2012年的数据对中国黄金期货市场的有效性进行检验, 发现我国黄金期、现货价格存在长期均衡关系, 黄金现货价格对期货价格有较强的引导能力, 期货价格对黄金现货价格的引导能力不足;赵伟雄 (2013) 通过对2008年1月9日至2013年4月26日的黄金期、现货价格进行实证分析, 发现我国黄金期、现货价格都不是平稳序列, 两者保持长期均衡关系, 且黄金现货价格的变动单项引起黄金期货价格变动;陈佳姝 (2012) 选取2009年12月16日到2010年12月15日收盘价对我国黄金期货价格发现功能实证探究, 发现我国黄金期货价格和现货价格之间存在长期均衡关系, 黄金期货价格和现货价格之间存在一个双向的格兰杰因果关系。但是所提及的研究大多采用陈旧数据分析黄金期现货的引导关系, 不能反映最近黄金现货价格剧烈下跌, “中国大妈疯抢”是否会影响黄金期货市场?期货市场是否具有价格发现功能?基于此, 本文选取疯抢之后的数据, 在黄金价格剧烈波动的基础上, 对黄金期货价格发现功能进行研究, 以期使投资者对黄金期货价格预测投资有所帮助。通过选取2013年到2014年最新数据对比发现, 对我国黄金价格发现功能的研究与陈佳姝的研究不同, 而与汪淑娟和赵伟雄等大多数研究一样, 我国黄金期货不具备价格发现功能。

二实证分析

1. 数据来源。

本文选取AU99.95价格作为黄金现货价格的研究数据, 上海黄金交易所的黄金期货价格作为黄金期货价格的研究数据。两者均采用收盘价, 数据时间为2013年4月16日至2014年3月26日, 黄金期货价格序列为GF, 黄金现货价格序列为GP。数据分别来源于国泰安和上海黄金交易所。

2. 实证检验。

(1) 平稳性检验。本文应用Eviews5.0软件对上述数据进行平稳性检验。检验结果如表1所示。

对原始数据进行滞后一期的ADF单位根检验, 黄金期、现货价格时间序列不存在单位根, 为平稳序列。由于它们是同阶单整的, 满足协整检验的前提条件, 故可以对其进行协整检验。

(2) Johansen检验。协整检验结果及生成残差序列ADF单位根检验如下:

该方程R2统计量高达0.969, 具有很好的拟合度, 黄金现货价格GP的t统计量显著, 二者协整关系较为明确。在生成协整方程的同时会生成残差序列 , 结果如表2所示, 残差序列 在1%、5%、10%的显著性水平下都能通过单位根检验, 为平稳序列。表明黄金期货的价格和黄金现货的价格存在长期的均衡关系。

(3) 误差修正模型。黄金期货价格的短期变动可以分为两部分:一部分是短期黄金现货价格波动的影响, 另一部分是偏离长期均衡的影响。因此对序列残差建立修正模型, 令 , 将上式残差序列 作为误差修正项, 建立误差修正模型:

中国黄金期货价格与现货价格波动的长期均衡系数为0.62, 反映了受短期波动的影响;误差修正项的系数-0.68, 表示偏离长期均衡的调整力度, 综上说明中国黄金期货价格与现货价格长期趋于一致, 但是两者没有较高的依存度。

(4) Granger因果检验。经过一阶差分后, 和序列通过平稳性检验, 现对其进行Granger因果检验。由于Granger因果检验对引入变量的滞后阶数非常敏感, 检验时取不同滞后阶数可能会带来不同结果, 为了全面、精确地检验二者之间的关系, 对1-3的滞后阶数都进行检验, 结果如表3所示。

根据以上检验结果可知, 对于假设1:DGP不是DGF的Ganger原因, 1-3阶滞后水平下, F检验值都很显著, 概率P都小于临界值0.05, 因此拒绝原假设, DGP是DGF的Ganger原因;对于假设2:DGF不是DGP的Ganger原因, 1-3阶滞后水平下, F检验值都不显著, 概率P也都大于临界值0.05, 因此接受原假设, DGP不是DGF的Ganger原因。充分说明, 黄金现货的价格显著影响着黄金期货的价格, 而黄金期货的价格对黄金现货价格的影响很小。

三结论

本文应用协整检验、误差修正模型和Granger因果关系检验的方法对我国最近黄金期货价格和黄金现货价格之间的关系进行实证研究, 发现黄金价格的变化并没有对黄金期货市场产生影响。

1.Johansen协整检验发现我国黄金期货和现货价格之间存在协整关系, 这说明两者之间存在一种长期的均衡关系。

2.误差修正模型得出中国黄金期货价格与现货价格长期趋于一致, 两者没有较高的依存度, 中国黄金期货市场具备一定规避风险的功能。

3.Granger因果关系检验得出现货价格对期货价格有着较强的引导能力, 而期货价格对现货价格的引导能力不足, 我国黄金期货市场的定价效率还未达到有效, 得出我国现阶段的黄金期货市场不具有价格发现的功能。

四政策建议

长期来看, 我国黄金期货价格和现货价格之间存在着长期的均衡关系。短期来看, 误差修正模型显示期货价格关于现货价格的短期调整力度适中。综上所述, 我国黄金期货市场的定价效率还未达到有效。造成这种情况的原因可能是投资者结构不均衡, 品种匮乏, 交易成本较高, 相关法律、法规及监管不完善。为了对我国黄金期货市场的发展更好地促进、引导和规范, 根据上述可能造成的原因, 我们应从以下四个方面进行改善:

1. 优化投资者结构。

由于我国黄金期货市场建立不久, 很多投资者对其不够了解, 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功能, 提高对投资者的教育;放宽对机构投资者的限制, 机构投资者占比越大, 期货市场的发展也将越发成熟。由于我国期货市场中机构投资者所占的比例较低, 机构投资者的增多, 对市场的投资将更为理性。

2. 增加以黄金期货为投资对象的理财产品。

现在理财产品大都集中在对股票市场、债券市场等基础产品为标的的投资, 而对于以黄金期货为标的的投资产品还没有开发, 产品种类的多样化, 才能吸引不同需求的投资者, 增加其他以黄金为标的的衍生品的交易和与国际黄金期货交易接轨, 多个市场相互影响、共同发展, 有助于丰富黄金市场的交易品种, 提高市场的流动性。高流动性与市场发展是相辅相成的, 能够起到互相促进的作用。

3. 降低交易成本。

我国黄金期货合约及保证金偏高, 使得交易成本偏高, 会使众多期望参与交易的投资者犹豫, 影响投资者的热情。市场参与者的不足, 使得市场的流动性降低, 黄金期货市场效率更加低迷, 故应该降低交易成本。

4. 完善相关法律、法规及监管。

这也使得我国黄金期货市场管理混乱、监管不明。通过完善有关法律法规, 加强监管, 引导国内黄金期货市场朝着高效率运行的方向发展。对此, 应该采取以下措施:修改《金银管理条例》;进一步规范和发展黄金期货市场;废除特许经营条款;明确黄金期货市场监管边界;政府期货监管部门、期货协会、交易所三级机构共同监督、协调管理期货。

参考文献

[1]汪淑娟.中国黄金期货市场的有效性检验[D].浙江工商大学, 2013

[2]崔艳艳.我国黄金期货市场有效性研究[D].大连:东北财经大学, 2011

[3]何志刚.黄金期货投资入门与提高[M].北京:中国经济出版社, 2010

[4]崔敏, 华仁海.国内外黄金市场的关联研究[J].产业经济研究, 2006 (02)

LLDPE期货价格形成机制研究 第9篇

在国际市场上, 期货市场主要大宗商品贸易价格大多由形成和主导。为了在国际塑料市场定价中有更多的话语权, 促进我国石油及其衍生品相关产业的健康发展, 我国线型低密度聚乙烯 (LLDPE) 期货于2007年7月31日开始在大连商品交易所上市交易。如今, 大商所的LLDPE期货已经成为帮助我国企业在国际竞争中获得更加主动的地位的主要工具, 本文试图通过平稳性检验, 协整检验, Granger因果检验, 方差分解等方法, 来研究LLDPE期货价格的形成机制, 以及其中各个因素的相互作用情况。

二、变量选取与数据处理

LLDPE有两种生产路线, 其一由原油开始, 其部分产业链如下:石油—石脑油—乙烯—聚乙烯 (包括LLDPE) , 还有一种源自天然气, 其部分产业链如下:天然气—乙烯—聚乙烯 (包括LLDPE) 。目前, LLDPE主要采用石油路线, 中东地区的一些国家采用天然气路线, 但所占比例较小, 因此我们主要观察石油路线。但是我国厂家目前生产聚乙烯所使用的装置大多为“一体化”装置, 相对于乙烯价格, 石脑油价格对聚乙烯的价格影响更为直接。考虑到LLDPE产业链中的一些样本与LLDPE期货的价格可能存在多重共线性, 本文选取研究对象为LLDPE期货价格, LLDPE现货价格, 石脑油现货价格和原油现货价格 (分别记作LLDPEF, LLDPEZ, NAP, WTI。) 这四个变量作为研究对象其中, LLDPEF数据来自大连商品交易所, NAP和WTI数据来自美国能源信息协会网站, LLDPEZ数据来自中塑咨询网站。实证研究的时间从LLDPE上市的2007年7月31日开始, 到2009年10月15日止。4组数据全部采用每日的收盘价格, 其中NAP和WTI由于价格单位是美元, 故采用价格当日的汇率中间价换算为人民币。将4组数据进行对比, 采用共同时间区间的485个数据样本。

三、实证分析与结果

1. 平稳性检验

为了降低数据样本的波动性, 对其进行了对数化 (分别记作LNWTI, LNLLDPEZ, LNLLDPEF, LNNAP) 。接着通过EViews进行ADF检验和PP检验, 得到:

如表1所示, 4个样本序列的单位根统计量ADF均不小于EViews给出的显著水平1%~10%的ADF临界值, 所以不能否认原假设, 即序列是非平稳的。

从表2可以看出, 样本序列经过一阶差分之后平稳, 因此, 它们是一阶单整序列, 可以进行协整。

2. Johansen协整检验

首先, 为了避免多重共线性对系数估计值的影响, 通过检验, 剔除变量LNLLPEZ。为了确定最佳滞后期, 使用LR统计量 (5%) , FPE, HQ信息准则, 以及SC信息准则和AIC信息准则五个指标来进行判断, 使用EViews计算结果如下:

如表3所示, 五个指标均选择滞后期为2的结果, 故建立VAR (2) 模型。通过EViews计算结果整理得出VAR系统中的协整关系式为:

从协整检验的结果来看, 国际原油和石脑油价格与LLDPE期货之间是正相关关系。而当国际原油的价格变动1%时, LLDPE期货价格将变动0.118%。相对于国际原油价格, 石脑油的价格对LLDPE期货价格的影响更大, 当石脑油的价格上升 (下降) 1%时, LLDPE期货价格将上升 (下降) 0.361%。这是由于原油作为LLDPE产业链的源头, 与LLDPE的距离相对石脑油较远, 价格传导作用逐渐减弱。原油既是重要的能源, 也可经过炼制可提炼出各种化工原料, 而生产石脑油仅是其众多应用中的一种。

3. Granger因果检验

协整检验说明了变量之间的长期均衡关系, 为了研究各个变量中在价格发现中的主导作用, 还要进行进一步的因果关系检验。参考AIC统计量的值, 选取滞后期为30进行Granger检验, 使用EViews分析后整理出结果如下:

从表4显示的结果来看, 在90%的置信水平下, 国际原油价格引导LLDPE期货和石脑油的价格, 同时石脑油价格对LLDPE价格也有明显的引导作用。此外, 图表显示LLDPE期货价格也是国际原油价格的格兰杰原因, 可能与LLDPE期货投资者的理性预期有关。

4. 方差分解分析

方差分解分析能够给出随机信息的相对重要性信息, 为了定量的描述各个变量之间相互作用与影响的情况, 需要进行方差分解分析。用EViews将各变量分解后节选, 得出:

由表5可知, 对LLDPE期货价格长期作用的方差, 在滞后期1到10内都有80%以上来自于LLDPE期货价格, 这说明短期内LNLLDPE期货价格主要受到其自身价格的影响。而随着滞后期增加, 石脑油价格和国际原油价格的影响比重逐渐增加。最终, 长期LLDPE期货价格更多的受到来自石脑油价格和国际原油价格的影响。

从表6和表7来看, 短期内石脑油价格的方差主要受其自身价格的影响, 而随着滞后期的增加, LLDPE期货价格和国际原油价格都对其有一定影响。国际原油价格的方差无论从短期还是长期来看, 都受LLDPE期货价格和石脑油价格影响不大, 这与实际情况相符。

四、结论

从协整关系式各变量的符号来看, 石脑油价格、国际原油价格都与LLDPE期货价格存在正相关关系, 而从协整关系式的系数大小来看, 对LLPDE价格影响最大的首先是石脑油的价格, 其次是国际原油价格。从Granger因果检验的结果中可以看出, 石脑油价格和国际原油价格都是LLPDE期货的格兰杰原因, 这进一步说明了它们的价格会对大商所塑料期货价格产生影响。方差分解的结果表明, 当滞后期比较小的时候, 对LLPDE期货价格长期作用部分的方差来自于它自身, 当滞后期逐渐增大, 来自石脑油和国际原油价格的作用越来越大, 其自身作用越来越小。这表明短期内LLPDE期货价格对自身波动的影响交大, 但是从长期来看, LLPDE的波动主要由石脑油价格, 国际原油价格和其自身价格共同推进。此外, LLDPE期货与现货存在长期的协整关系, LLDPE期货市场具有良好的价格发现功能。

参考文献

[1]刘日刘宇光:LLDPE期货市场运行情况分析[J].中国石油和化工经济分析, 2008 (8)

[2]大连商品交易所:LLDPE投资手册[R].2009～04

国债期货对现货价格发现功能的研究 第10篇

国债期货作为一种利率衍生工具，是否具备价格发现功能，是否能够对国债现货价格未来走势进行准确的预期和提示，是否能够预期和揭示未来市场利率水平，关系着国债期货市场套期保值者的套保效率，也关系着国债期货市场投机者、套利者对国债期、现价格走势的判断及投资效率。

笔者通过平稳性检验、协整检验、向量自回归VAR模型、向量误差修正VECM模型、广义脉冲响应函数GIRF等方法，研究了我国国债期货和现货价格相互引导关系以及期、现价格对信息的反应速度，以及我国国债期货和现货价格波动溢出的方向、大小等问题。

研究结果表明，国债期货市场价格发现功能较国债现货市场弱，中国国债现货市场在价格发现中占据主导作用。

国债期货浴火重生

国债期货于20世纪70年代产生于美国，因固定利率国债的持有者对风险管理和债券保值的强烈需求，使得具备套期保值功能的国债期货应运而生。

我国曾于1992年推出国债期货试点，但因当时交易所分散、市场分割、交易制度差异很大、交割制度欠合理，市场成为高度投机的场所，导致“国债327事件”爆发，随即国债期货交易终止。

随着国债现货市场的发展壮大、市场避险需求的日渐提升以及商品期货市场发展的日趋成熟，经合约设计在交割标的、保证金制度、涨停板制度等多方面进行改进后，中金所于2012年2月13日启动国债期货仿真交易，并最终于2013年9月6日正式重新上市交易。

国债期货作为一种利率期货，对国债现货投资者而言有着价格发现功能。期货价格水平代表未来期间的价格走势，以此换算出的收益率反映了未来利率水平，从而形成一个短期到长期的利率体系，为新国债的市场化发行利率提供了参考依据，并帮助我国国债期货市场的套期保值者、投机者、套利者合理规划自己的投资策略，规避和降低他们的投资风险。同时，国债期货交易能促使国债利率成为市场化利率体系中的基准利率，促进国家利率市场化结构发展。

诺贝尔经济学奖得主默顿米勒教授说过：“期货市场的魅力在于让你真正了解价格”。

综合分析国内外研究期货市场价格发现功能的相关理论，其中，一部分学者把期货市场价格发现功能定义为当前期货价格对未来现货价格具有发现和预测作用，认为当前期货价格是在当前信息集下对未来现货价格的无偏估计；还有一批学者，将期货市场价格发现功能定义为期货价格和现货价格之间的相互引导关系（领先—滞后关系）、期货和现货市场在价格发现中的具体贡献份额、期货市场和现货市场之间的信息传递机制即波动溢出效应。

而笔者认为，期货市场的价格发现功能定义如下：一是，在具有相同价值基础的市场中（如同一标的期货市场和现货市场），期货市场反应信息的速度是否比现货市场反应信息的速度要快，期货价格是否能够引导现货价格；二是，期货价格对现货价格的波动溢出效应是否比现货价格对期货价格的波动溢出效应更加显著。若上述各种效应期货市场都比现货市场更显著，我们则认为期货市场具有较强的价格发现功能，在价格发现中占据主导地位。

价格发现功能研究意义重大

对于期货与现货市场价格发现功能的研究，不少研究文献是从一阶矩期货和现货价格收益率条件均值的视角展开的，即研究期货和现货市场对新信息的反应速度，研究期货和现货价格之间的相互引导关系，侧重于从期货和现货价格相互影响的方向、时长的视角研究价格发现。

该种研究思路主要利用期货和现货价格之间存在的长期协整关系，建立向量自回归VAR和向量误差修正VECM模型，使用基于VAR和VECM模型基础上的Granger因果检验、脉冲响应函数、方差分解等方法展开研究。

实际上，国外在这方面已经进行了一些研究，包括：1989年，Mac-Donald和Hein研究了短期利率期货和现货的价格引导关系；1993年，Fung和Leung发现欧洲美元存款（Eurodollar Deposits）期货和现货价格存在相互引导的关系；1995年，Mao-Wei Hung和Hua Zhang研究了美国MBI（Municipal Bond Index）指数期货和指数现货价格之间的相互引导关系，发现MBI指数期货和现货价格序列均是非平稳的，但两者存在着长期协整关系，期货和现货市场在价格相互引导中的重要程度随着时间的推移而变化；2007年，Michael W. Brandt研究了净指令如何影响美国国债期货和现货市场的价格发现功能，研究了交易者类型、市场利率和流动性如何影响信息在两个市场间流动。

而国内在这一领域的研究还相对较少。此前有学者运用协整检验法和Granger因果检验法，选取了2012年3月12日至2012年11月15日这一时间段，研究中国仿真国债期货TT1212日收盘数据与中央国债登记结算有限责任公司编制的中债-国债5-7年期国债现货全价指数数据的价格引导关系。

该项研究发现，中国仿真国债期货市场与国债现货市场是两个相对独立的市场，两个市场价格并不能构成价格引导（领先-滞后）关系，最终得出中国仿真国债期货市场并不具备价格发现功能的结论。

随着研究的深入，波动溢出效应的研究应用成为了期货和现货市场价格发现功能研究的一个重要组成部分。目前研究的方法主要是多变量GARCH模型，如BEKK-GARCH模型、CCC-GARCH模型和DCC-GARCH模型等。

目前，国债期货价格发现功能研究是一个被忽视的领域，国内外相关文献较少，尚没有形成系统性的研究结论。中国国债期货重新上市交易以来，对国债期货价格发现功能的研究更加显得意义重大。

本文在梳理、归纳、沿袭和继承前人观点的基础上，将期货市场价格发现功能划分成两个步骤，即研究一阶矩期货和现货价格相互引导的方向、时长；研究二阶矩期货和现货价格波动相互溢出效应的方向、时长。

国债期货市场对信息的反应速度慢

具体到实证方面，在研究一阶矩国债期货和现货价格引导关系时，本文将使用广义脉冲响应函数GIRF对国债期货价格发现功能展开研究，在研究二阶矩国债期货和现货价格波动溢出效应时，本文在前人使用DCC-GARCH模型的基础上引入VECM模型作为均值方程，创新性地使用双变量VECM-DCC-GARCH模型对国债期货价格发现功能展开研究。

Pesaran和Shin于1998年构建了不依赖于VAR或VECM模型中变量排序的正交化的误差扰动矩阵，并定义了广义脉冲响应函数。同时，目前国内文献对期货和现货两市场价格间波动溢出效应研究多采用双变量BDCC-GARCH模型。

通过利用上述方法进行检验，实证研究结果又是如何呢？

在基于一阶矩国债期货和现货价格引导关系研究方面，以2013年9月国债期货恢复交易以来的国债TF指数作为中国5年期国债期货价格指数，及上证5年期国债现货指数（000140）作为中国5年期国债期货对应现货标的指数，通过观察国债期货和现货指数在2013年9月6日至2014年12月23日期间的价格走势图发现，中国国债期货价格序列与国债现货指数序列走势是一致的，也即国债现货与期货价格之差即基差保持在一定范围内浮动。

更进一步显示，从长期看，国债期货和现货价格的一致走势说明，存在一个公共隐性有效价格牵引着期货和现货价格共同向前运动和迁移，期货和现货价格存在着长期协整关系，期货和现货市场是基本有效的；从短期看，期货和现货价格的波动趋势在短期内又有些许的差别，说明两个价格又具有各自独特的数据特征。

通过平稳性检验与协整性检验，国债期货对数价格和国债现货对数价格均是非平稳的时间序列，但是对它们进行一阶差分处理后，得到的国债期货对数收益率和现货对数收益率均是平稳的时间序列，因此，中国国债期货对数价格和国债现货对数价格均为一阶单整序列。

通过VECM模型实证，中国国债期货市场较国债现货市场偏离长期均衡状态要远，中国国债期货市场较国债现货市场瞬时吸收、消化、揭示市场新信息的速度要慢，中国国债期货市场较国债现货市场的价格发现功能要弱。

同时，从VECM方程中发现，国债期货市场符合反向修正机制。国债期货和国债现货市场存在反向修正机制说明国债期货和国债现货市场是比较有效的市场，当市场新信息瞬时发生时，国债期货和现货市场投资者尤其是期现套利者能够及时发现期货价格、现货价格对新信息的定价偏差，并尝试通过套利活动来矫正和缩小这种定价差异，使得国债期货和现货市场联动、协同效应较强。但另一方面，也说明更多情况下国债期货和现货市场投资者并不能瞬时的理性吸收、消化市场产生的新信息，而是表现出对新信息的过度反应即超调（overshooting）现象，导致对国债内在价值的理性定价时间相对滞后。

基于二阶矩国债期货和现货价格波动溢出效应研究上，还发现：在收益率方面，国债期货和现货市场之间存在收益率的双向溢出效应，也即说明国债期货和现货市场之间存在双向的Granger因果关系；在波动率方面，通过检验可以得出，国债现货短期波动溢出效应较国债期货更强，国债现货持久性波动溢出效应较国债期货更强，总而言之，可以得出国债现货市场波动溢出效应较国债期货市场更强的观点。

国债现货市场在价格发现中占主导

综上所述，本文利用平稳性检验、协整检验、向量自回归VAR模型、向量误差修正VECM模型、广义脉冲响应函数GIRF、双变量VECM-DCC-GARCH模型等研究了我国国债期货和现货价格的价格发现问题，得出这样的结论：国债现货市场在价格发现中占据主导地位。

具体的，首先，VECM模型研究结论为：中国5年期国债期货价格偏离期、现货长期均衡价格的幅度均大于国债现货价格偏离的幅度，这说明中国国债期货市场瞬时吸收、消化、揭示市场新信息的速度小于国债现货市场瞬时吸收、消化、揭示市场新信息的速度。因此，中国国债现货市场是具备内在价值的基础性市场，国债现货市场主导着国债市场的基础定价，发挥着价格决定的基础性作用，在价格发现中占据主导作用。

其次，广义脉冲响应函数GIRF研究结论为：中国国债现货市场一个标准误差新信息冲击对国债期货价格的影响要高于中国国债期货市场一个标准误差新信息冲击对国债现货价格的影响，这说明中国国债现货价格引导着相应国家国债期货价格，因此，中国国债现货市场在价格发现中均占据主导作用。

再次，VECM-DCC-GARCH研究结论为：综合考虑短期和持久性波动溢出效应，可以得出国债现货市场波动溢出效应较国债期货市场更强的结论，因此国债现货市场在价格发现中占据主导地位。

钢材期货价格的影响因素分析 第11篇

经历了十几年艰辛的探索, 2009年3月27日我国钢材期货正式在上海期货交易所挂牌交易, 给受经济危机影响的钢材生产商、贸易商及需求商带来了新的抵御价格风险的机会。但是在上市后两年的时间中, 由于受到复杂多变的各种国内外因素的影响, 钢材期货价格的波动比较剧烈。从图1可以看出, 由于世界经济回暖、铁矿石谈判预期以及大量投机资金的涌入, 2009年螺纹钢连续价格从从上市初的3561元/吨一直上涨到8月份的4906元/吨, 上涨幅度达到38%;而之后钢期价格急转直下, 10月份就下降到3430元/吨, 降幅达到30%。2010年有两个相对比较大的波峰, 涨跌幅度分别为30%和17.6%, 在7月份转跌后钢材价格一直处于回稳中, 其中主导变化的是原材料价格以及国内外需求因素。2011年2月1日钢材期货价格创新高5130元/吨, 但春节过后价格开始下跌, 下降到4500元/吨后又开始了新一轮的上涨。显然, 钢材期货价格每次大的波动都是各种因素共同作用的结果, 但又是以某一特定的因素为催化剂。因此为了更准确地预测钢材价格的波动趋势, 获得更好的套期保值效果, 我们需要对钢材期货价格影响因素进行探讨和研究并确定各个因素对其的影响程度。

国内目前对对钢材期货价格影响因素的分析比较少, 所以我们介绍国内学者对其他商品期货价格影响因素做的研究。朱晋 (2004) 研究市场因素如商品市场、资本市场、外汇市场以及外盘LME期货铜价格对国内期货铜价格的影响, 结果支持因素作用机制的假设。向颖珍 (2004) 利用eviews回归分析人民币汇率变化对期货市场的影响, 结果显示1美元所兑换的人民币每减少0.01元, 每吨燃料油价格将上涨约14.15元人民币。陈曦 (2006) 认为影响铜期货价格走势的主要因素:供求关系、国际国内经济波动、国际期货市场、相关商品如石油价格的影响、汇率、交易者心理行为及基金方向, 实证分析证明影响上期所铜期货价格最主要的因素是LME铜期货价格和国内铜现货价格。赵选民 (2007) 分析了影响石油期货价格的主要影响因素:石油需求量、供应量及美元汇率, 实证结果显示石油现货价格对石油期货价格的影响最大, 超过需求量和美国GDP。王怡文、陈奕播 (2009) 认为人民币/美元汇率、国际燃油期货价格、国内燃油现货价格对国内燃料油期货价格的影响是比较显著的。熊焰、张亚东 (2004) 将预期理论纳入大豆期货价格的影响因素分析, 认为预期理论在期货价格的形成过程中起到了一定的作用。钢材期货价格的影响因素如同其他商品期货价格的影响因素一样, 是相当复杂的, 因而全面把握钢材期货价格的各种影响因素及正确把握它们在各个时期影响力的大小, 以保证投资者的套期保值效果, 是值得我们深究的问题。

二、影响钢材期货价格的因素

(一) 宏观经济环境

1.国内外经济发展形势。经济周期 (Business cycles) 体现国家经济发展所处的阶段, 一般由复苏、繁荣、衰退和萧条四个阶段构成。在经济复苏、繁荣阶段, 国家各项经济建设不断加快, 如建筑施工行业、汽车、造船业等, 对钢材的需求量很大, 从而带动钢材价格上升;而在经济衰退、萧条阶段, 经济建设低迷, 对钢材的需求下降, 钢材价格相应下降。体现经济周期的指标主要是经济增长率即GDP增长率, 同时用国家宏观经济预警指数来观测我国经济发展的速度。如图2、图3所示, 我国GDP处在稳定增长的阶段, 宏观经济预警指数处在中间位水平, 可见目前我国处于经济稳定上升繁荣发展的时期, 经济建设的平稳较快发展势必对钢材需求比较大, 现货价格上升对期货价格起到支撑作用。

国外经济环境的变化也会影响到国内期货市场。2008年由美国次贷危机引发的一场全球性金融危机, 导致国内铜期货价格指数由70422点暴跌到22405点, 经过一年多的经济的复苏, 到2009年底铜期价指数反弹接近60000点。正是由于金融危机导致全球经济疲软, 使得在没有钢材期货保护下的中国涉钢企业面临严峻的价格风险, 促成了钢材期货的最终上市。

2.国家相关政策。

(1) 进出口政策。国家相关进出口政策制约着钢材进出口量, 因此需要特别关注。比如, 2010年7月15日国家实施限制低附加值钢材出口的政策, 部分钢材出口退税率由9%降至0。由于此期间国际钢材市场供大于求, 钢材价格下跌, 我国钢材出口受到制约;加上这一政策出台部分钢材出口成本加大, 出口遭遇更大阻力。2010年上半年我国钢材出口累计2358吨, 由于7月份该政策出台, 7月份钢材出口量由6月份的562吨下降到455吨, 以后各月逐渐下降, 下半年累计出口量为1898吨, 下降了19.5%。未出口的这部分钢材转由国内市场进行消化, 必然引起国内钢材市场供求不平衡, 下半年钢材价格亦是在低价位波动, 期货价格也相应低价位运行。

(2) 行业发展政策。房地产行业是用钢大户, 在房价被炒得沸沸扬扬的时候, 全国各个地区大肆圈地建房, 对钢材需求量很大, 拉动钢价上涨, 对钢材期货价格起到支撑作用。但从2010年开始, 国家针对房价过快、过高增长, 出台了一系列抑制房价低的政策措施, 包括税收政策、房贷政策、土地政策等。这些措施的齐头并用, 表现了国家对调控房价的决心, 对房地产、建筑行业来说是一种强烈的打压。行业发展受到抑制, 需求减少, 原材料价格会受到一定影响, 钢材期货价格的波动也是在所难免。对钢铁消费比较大的行业还有大型基础设施建设、汽车行业、家电行业、机械和造船行业, 国家对这些行业出台的促进或是抑制政策都会在一定程度上引起钢材期货价格的波动。

(二) 供求关系

供求与价格相互影响。根据微观经济学原理, 如果某一商品供大于求, 价格下降, 反之则上升。同时, 价格也会影响供求关系。如果价格上升, 需求就会下降, 供给上升, 从而使得价格下降, 回到均衡水平, 反之亦然。体现钢材期货供求关系的一个重要指标是库存。钢材的库存分为报告库存和非报告库存。报告库存又称“显性库存” (visible stocks) , 是指交易所库存, 非报告库存即“隐性库存” (invisible stocks) , 指全球范围内的生产商、贸易商和消费商手中持有的库存, 由于这些库存不会定期对外公布, 因此难以统计, 故一般都以交易所库存来衡量。上海期货交易所每周都会公布各个期货品种的库存量。

同时, 钢材现货市场的供需情况通过钢材现货价格的波动影响期货价格。目前我国钢铁市场总体上供给大于需求, 钢材现货价格因此处于比较低的水平。但是2011由于“电荒”, 国家在夏季用电高峰期实行限电政策, 再加上节能减排的双重压力, 未来几个月钢铁产量会有所下降, 在短期内可以缓解下钢铁市场供大于求的矛盾, 钢贸商可能会趁机囤货, 钢材现货价格有上涨的趋势, 对未来期货价格有支撑作用。

(三) 钢材生产成本

根据高炉冶炼原理, 生产1吨生铁, 需要1.5-2.0吨铁矿石、0.4-0.6吨焦炭以及0.2-0.4吨熔剂, 炼铁工艺中影响总成本的主要因素是原料 (铁矿石、焦炭) 成本, 而包括辅料、燃料、人工费用在内的其他费用与副产品回收进行冲抵后仅占总成本的10%左右, 而炼钢工艺中因为耗电量的增加、合金的加入以及维检费用的上升使得除主要原料外的其他费用占到炼钢总成本的18%左右。图4为钢材生产成本分析, 铁矿石、焦炭、废钢成本就占总成本的70%, 因此三者价格的变化会引起钢材现货价格的波动, 进而引起钢材期货价格波动。

1.铁矿石。原材料成本在我国钢材产品的成本中约占45%, 所以原材料成本的变化对产品成本的影响作用是举足重轻的。而铁矿石是钢铁冶炼的主要原材料。我国铁矿资源不足且分布不均, 但有近80%属于贫矿 (含铁量在25%~60%之间) , 可利用量有限且品位低、开采条件差, 因此, 我国钢铁工业的发展对铁矿石进口的依赖程度很大, 达到近50%以上。2010年主导国际铁矿石交易长达40年之久的长协定价机制崩溃瓦解, 转为基于指数的季度定价, 使国内钢厂在定价方面的话语权更少, 对生产成本的控制难度进一步增加。

图5是我的钢铁网站对螺纹钢期货连续价格与天津港印矿63.5%湿吨车板价格相关性的分析, 表明铁矿石价格的走势与钢材期货价格的走势是一致的, 但是由于大量投机资金的存在, 对现货市场的预测首先在期货市场得到反映, 因而螺纹钢期货价格变化领先于铁矿石价格, 引领每次大涨大跌。

2.焦炭。焦炭对钢铁生产成本的影响也是较大的, 其价格占到钢铁成本的20%以上。按照高炉炼铁原理, 一吨钢消耗焦炭0.40—0.60吨, 以一吨钢消耗焦炭0.45吨, 焦炭采购价格每吨下降100元计算, 钢铁成本将下降45元/吨。我国焦煤产量相对集中, 仅山西省即占到国内焦煤产量的25%, 但是炼钢需要的主焦煤和肥煤资源不足, 仅仅依靠国内产量根本无法满足炼焦需求, 所以我国焦炭很大程度也是依赖于进口。从全球焦煤贸易中, 澳大利亚的市场份额占到60%左右, 对于卖方来说产量的集中使其有更强的话语权。

3.废钢及其他。废钢是钢铁生产的重要原料之一。我国现在处于经济快速发展的时期, 各项建设需要很多钢铁做原料, 从而废钢的需求也是非常大。每年我国废钢消费量为3500万—5000万吨, 而钢材生产用废钢约为2500万—4000万吨, 因此我国总体为废钢净进口国。而2011年国外许多国家钢铁产量恢复性增加, 导致国内外争抢废钢, 造成全球性废钢资源紧张, 废钢价格将维持震荡上行的运行态势。铁合金、喷吹煤、电力加上废钢成本占到总成本30%, 它们对钢材价格的影响比较大, 也是需要关注的。

4.折旧与利息。设备投入大是钢铁行业的重要特征。全球范围看, 除日本采用快速折旧外, 美国、欧洲、韩国和我国的钢铁企业一般采用正常折旧, 而俄罗斯的折旧速度最慢。由于钢铁行业是资金密集型产业, 我国钢铁企业的资产负债率普遍在50%以上, 因此国家货币政策的变化将严重影响钢铁企业的财务费用。

5.人工成本。人工成本是钢铁行业的重要成本。尽管我国的实物劳动生产率与发达国家存在很大的差距, 但单位工时成本 (主要是人均收入水平) 的差距更大。因此, 我国钢铁吨发货量中的人力成本约为发达国家的1/3, 国外平均数的1/2。总体上看, 我国钢铁企业间人工成本的差距不太明显。

6.海运费。铁矿石谈判只锁定离岸价 (FOB) , 而影响到岸价 (CFI) 的关键因素是海运费。海运费的波动会影响现矿价, 但每年的现矿价又是下年度铁矿石谈判的标准。据知, 三大矿山公司基本垄断了世界海运市场的70%左右。因此我国作为世界最大的铁矿石消费国, 需要争取铁矿石运费的话语权。2011年以来, 波罗的海贸易海运交易所干散货运价指数BDI、BCI指数一直处于震荡下跌的过程。由于国家对房地产行业进行调控, 房地产行业对钢材的需求受到抑制, 因而, 铁矿石的进口需求减少, 加上新增运力较多, 导致航运能力过剩, 波罗的海航运指数受到影响, 海运费也相应下降。

根据高炉冶炼原理, 参照2007年中国钢铁行业的平均铁钢比 (0.96) 和废钢单耗 (0.15吨) 作为测算依据, 我们可以利用下面的公式估算对钢材期货价格进行估计:

钢材现货价格=钢坯成本+加工成本=生铁成本+废钢成本+其他成本+加工成本=[0.96 (1.65×铁矿石价格+0.45×焦炭价格) /0.9]+ (0.15×废钢价格) +其他成本+加工成本

钢材期货价格=钢材现货价格+基差

基差主要包括期现货市场之间存在的运输成本和持有成本。持有成本是指持有某种商品由一段时间到另一段时间的成本, 包括仓储费用、利息 (占用资金成本) 、保险费、损耗费等。基差是时间的函数, 随着合约交割日的临近, 基差越来越小;在合约交割日, 基差为0, 钢材期货价格与现货价格相等。

(四) 进出口情况

2006年, 我国钢坯和钢材均实现了净出口, 从图6、图7我们也可以看出, 2006年之后我国钢材出口量很大, 波动幅度也比较大。而钢材进口量稳定地维持在较低的水平, 月均进口量在100—200万吨小幅波动。2011年3月我国钢材出口总量491万吨, 同比上升47.4%;进口总量为153万吨, 同比下降6%;净出口为338万吨, 同比上升98.8%。根据供求理论, 较大净出口增加国内钢材需求, 对钢材期货价格起到支撑作用。但是由于2010年欧洲债务危机以及2011年日本大地震的影响, 我国钢材出口量下降, 未来随着全球经济的复苏, 后期我国钢材出口量逐渐回升, 但是增速明显减弱。

(五) 市场因素

1.国内市场因素。

(1) 资本市场。资本市场, 尤其是证券市场对期货价格有很重要的影响。如果股市持续长时间的上升, 那么资金就会从期货市场转移到股票市场, 造成期市需求量下降, 价格下降;相反, 若是股市持续低迷, 则资金就会更多的流入到期货市场, 从而需求量增大, 价格上升。由于资金在市场间的来回流动, 引起期货价格的波动称为资金流动效应。图8反映我国上证指数在2007年10月开始暴跌到2008年10月份走出下跌阴影后, 特别是2009年钢材期货上市交易后一直处于比较稳定的状态。

(2) 外汇市场。外汇汇率上升, 以外币标价的商品价格上涨, 反之则下降。钢材是大宗工业原材料, 适合进行期货交易, 而全球的金属交易和期货交易大都是以美元标价的。美元贬值, 使得以美元标价的钢材价格相对上涨, 从而会影响全球对钢铁的消费和供给。

图8中我们可以看到, 2010年以来美元汇率有上升的趋势, 美元的升值在一定程度上扭转了我国钢材出口量大幅下跌的情行, 国际钢材需求增加, 对我国钢材期货价格有支撑作用。

2.国外市场因素。目前, 世界钢铁期货市场有5家交易所上市钢材期货, 分别是LME的钢坯期货、日本C-COM的废钢期货、印度MCX的板材、方坯、海绵铁期货、迪拜DGCX的螺纹钢期货, 还有NYMEX的热卷板钢材期货。由于各国钢材类期货上市时间也都不长, 相互之间的影响还是比较小的, 暂时还没有国际钢材价格的定价权, 但是外盘价格的波动对内盘价格会产生一定的的影响, 而且作为世界最大的钢材需求国, 我国钢材期货在国际钢期市场的影响力会越来越明显。如图9对LME方坯三月份远东买价与上交所螺纹钢连续价格的走势比较分析可以看出, 在我国钢材期货上市之初波动幅度比较大, 但在之后的不断摸索中二者走势大体上是一致的。

(六) 相关商品期货价格波动对钢材期货价格的影响

我国目前在交易所上市交易的比较成熟的金属期货品种有铜、铝、锌等以及原油期货, 它们的成交量很大、流通性也很强, 价格发现功能发挥得很好。而铜、铝、锌、原油期货价格的波动可以反映行业发展的情况, 在一定程度上可以影响钢材期货价格的波动。如2011年5月14日螺纹钢主力1110合约, 在原油暴跌及商品期货全线下挫的背景下, 跌幅3.45%。

(七) 行业发展状况

我国钢铁消费大户主要有建筑业、大型基础设施建设、机械、汽车、造船等, 如图10所示, 这些行业钢铁消费量占到钢铁消费总量的85%, 因此行业的发展状况对钢铁价格及期货价格的影响是不容小觑的。近段时间国家对房地产行业的调控进一步加大, 房地产开发趋势放缓, 并且汽车消费需求不旺盛, 使得钢铁需求疲软, 钢材价格有所下降, 钢材期货价格也相应受到影响。

(八) 投资者心理预期

行为金融理论认为:投资者不是理性人, 不能理性、 (下转第93页) (上接第53页) 无偏地反映信息;投资者具有异质性, 对待风险的态度不同, 从而对未来的估计也不同;投资者心理因素的存在使得市场具有非有效性, 即资产价格的不仅仅由资产本身的内在价值决定。因此钢材期货价格的波动也需要考虑投资者对未来的心理预期。

三、小结

钢材期货上市两年的时间, 受到多种因素的影响价格波动比较剧烈, 为了使期货参与者更好地预测钢材期货价格走势, 采取更佳的套期保值策略以确保实现更好地套期保值效果, 本文对影响钢材期货价格波动的因素进行了定性研究。通过本文前部分的描述我们可以看出, 影响钢材期货价格的因素很多, 有宏观经济、供求关系、钢材生产成本、市场因素及投资者心理预期等多个方面的因素, 各个因素之间相互作用, 共同决定价格的升降。但是对钢材期货价格起根本性影响的因素主要是供求关系以及钢材生产成本, 同时在特定时期其他影响因素也会暂时得起到决定性作用, 因此, 要准确预测钢材期货价格的走势, 需要抓住当期关键因素, 进行综合考虑。

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