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一、實證分析

（一）數據的選取和處理

本文選取上海期貨交易所黃金期貨和上海黃金交易所黃金現貨每日的收盤價數據進行研究，中國黃金現貨價格取樣為上海黃金交易所AU9995品種,中國黃金期貨價格取樣為上海期貨交易所上市的期貨合約，所有的數據均來自wind資訊金融終端。由于期貨合約具有固定的到期日，為了克服黃金期貨價格不連續的特點，選取最近月份的未交割期貨合約作為代表，從而產生連續的期貨價格序列。分別記黃金期貨價格為，黃金現貨價格為。在實際經濟金融問題研究中，我們常常更關注收益率的變化，以此，繼續對上述序列取對數處理，分別記作和，期貨和現貨市場的收益率序列記作和，以此作為數據分析的基礎。本文選取的樣本區間為2011年1月4日至2013年8月5日，在這段時間里，黃金價格波動劇烈，甚至創下了十年來單日跌幅最高紀錄，樣本區間能較好反映黃金期貨和現貨市場的最新變化。

（二）樣本數據描述和單位根檢驗

分析黃金現貨價格和黃金期貨價格樣本數據走勢變化可以發現，黃金現貨和期貨有較強的相關性，但在2012年6月之后相關性減弱，波動溢出效應增強，因此需要做進一步分析。對樣本序列和進行ADF單位根檢驗，以防止在協整分析中出現偽回歸問題，接著對兩序列的一階差分序列，即對數收益率序列和作ADF單位根檢驗。結果表明，在5%的顯著水平下，和兩序列存在單位根，是非平穩的時間序列，但它們的一階差分序列不存在單位根，是平穩序列。由于兩序列均為一階單整，我們可以通過建立VAR模型分析它們之間的協整關系。

（三）信息有效性檢驗——游程檢驗

如果黃金期貨市場的價格變動符合隨機游走模型，則可證明期貨市場具有信息有效性，市場的有效性越強，價格就越符合隨機游走模型。本文旨在檢驗我國黃金期貨市場價格是否遵循獨立同分布增量過程——它是最嚴格的一種隨機游走過程，對應的檢驗方法是游程檢驗。本文使用均值作為樣本游程的劃分方法，利用SPSS軟件對黃金期貨價格序列進行游程檢驗，檢驗結果發現游程個數為358個，檢驗Z值為1.597，p值為0.11，大于顯著性水平0.05，不拒絕原假設，期貨價格序列具有隨機游走特性，中國黃金期貨市場信息有效。AR模型。該模型主要以數據作為分析基礎，并不強調模型的經濟理論性。它的實質是考查多個變量之間的動態互動關系，將所有的變量都視作內生變量，刻畫的是每個序列都對所有序列的滯后期，包括其自身的滯后期進行回歸。由于經濟金融變量的滯后項通常包含了很多信息，因此VAR模型能夠更加全面的反映實際問題。第一步：滯后期數的選擇。從理論上來說，選擇滯后期數的目的是為了使得模型的擾動項滿足向量白噪音過程，利用Eviews得到的結果顯示，LR、FPE和AIC信息準則給出的滯后階數為4，SC和HQ信息準則選擇滯后階數為3，在5個評價指標中有3個認為應建立VAR(4)模型，則模型形式確定為VAR(4)。第二步：模型平穩性檢驗。如果VAR模型中存在大于1的根，則是一個非平穩的系統。從檢驗結果中不難發現發現，特征方程的單位根全部落在單位圓內，VAR模型平穩。第三步：模型參數的估計。最小二乘法是估計無約束VAR模型的最常用方法，表1中給出了VAR模型估計的結果，每一列對應VAR模型的一個回歸等式，我們可以通過系數估計值的正負和大小來判斷變量間的動態關系，表2反映了模型的相關統計檢驗量。為了檢驗黃金期貨和現貨價格的長期關系，使用Johansen協整檢驗方法，選擇有截距項但無確定趨勢項，由協整檢驗結果可知，和的跡統計量和最大特征值統計量在5%的置信水平下拒絕原假設，即存在一個協整關系，兩變量間的長期協整方程為，存在長期均衡關系。

（四）誤差修正模型(VECM)

在確定了變量間有長期的協整關系之后，我們可以在VAR的基礎上，通過向量誤差修正模型（VECM）分析變量間的短期動態修正關系。對于每個確定的時刻，都存在偏離協整關系的部分，這種偏離代表了這些長期關系在短期內的一定程度的非均衡狀態，被稱作誤差。VECM模型反映了系統本身對偏離長期均衡的動態調整功能，它的滯后期是無約束VAR模型一階差分變量的滯后期，從而確定VECM的滯后階數為3，

（五）脈沖響應函數

VAR模型的建立并不依賴于經濟理論，因此對單個參數估計值的解釋很困難，同時也沒有意義。想要對一個VAR模型做出結論，可以觀察系統的脈沖響應函數和方差分解。脈沖響應函數刻畫了內生變量對誤差變化大小的反應，具體地說，它刻畫的是在誤差項上加上一個標準差大小的沖擊對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。左圖表示期貨市場價格對一個標準差大小沖擊的反應，從圖中可以看出，對于來自自身的沖擊在第3、4期達到最大，隨后緩慢減弱，到第7期時逐漸保持平穩，大約在0.115左右；對于來自于的新息擾動從第一期開始迅速增大，但在第2期微幅下調，從第3期又開始逐漸增大，在第4期達到最大值，直到第10期一直保持穩定，維持在0.002附近，這反映出隨著時間的推移，現貨價格對期貨價格的影響逐漸平穩。右圖表示現貨市場價格對一個標準差大小沖擊的反應，從圖中可以看出，對于來自自身的沖擊在第1期時達到最大值，隨后有所下降，在第3期達到最小值，但在第4期有所反彈增加，直到第10期一直緩慢下降；對于來自于的新息擾動從第1期開始緩慢上升，到第3期達到最大值，隨后一直以極緩慢的速度減小，從總體來看，一直保持在0.115左右。這意味著黃金期貨價格的一個單位標準差引起現貨價格的脈沖響應作用大于黃金現貨價格一個單位標準差引起的期貨價格的脈沖響應作用，說明黃金期貨價格在相互作用中占主導地位，長期引導著現貨價格。

（六）方差分解

方差分解可以給出隨機新息的相對重要性新息，它通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化的貢獻度，來進一步評價不同結構沖擊的重要性，因此，方差分解可以反映擾動項的沖擊對各變量影響的相對程度。利用上述VAR模型進行方差分解分析，在的方差分解中，第一期僅表現為自身的變動，從第2期開始的貢獻度逐漸減小，但仍然維持在97%以上，盡管黃金現貨價格對期貨價格的沖擊力度從第2期開始一直緩慢增加，但是力度很弱。在的方差分析中，其對自身的影響僅為11.73%，遠遠小于期貨價格對自身的影響，同時自身影響隨時間逐漸減小，黃金期貨價格對現貨價格的方差貢獻率從第1期開始穩步增長，甚至逼近92%。這與脈沖響應函數的分析結果一致，說明在黃金市場上期貨價格對現貨價格具有引導和價格發現的作用，但現貨價格對期貨價格的影響較小。

二、結論及政策建議

首先從信息有效性的角度，通過游程檢驗的方法對黃金期貨市場的有效性進行驗證，結果表明我國黃金期貨市場具有信息有效性，價格服從嚴格的隨機游走過程——獨立同分布增量過程，這表明可以通過歷史數據獲得超額收益。接著，從功能有效性的角度，采用協整分析、VAR模型、VECM模型等方法，研究黃金期貨和現貨價格之間的數量關系。研究結果發現：黃金期貨和現貨對數價格都符合一階單整，兩者具有長期協整關系，但是誤差修正模型中的誤差修正項系數并不顯著，說明對變量并沒有修正作用，當短期波動偏離長期均衡水平時，僅僅依靠市場本身的功能無法將非均衡狀態拉回到均衡狀態。因此，黃金期貨市場和現貨市場對短期波動沒有修正調節機制，突發性的波動會對市場產生較長時間影響。最后，在VAR模型的基礎上，本文采用脈沖響應函數和方差分解分析的方法刻畫黃金期貨和現貨市場的動態互動關系。脈沖響應函數結果說明黃金期貨在價格引導過程中起主導作用，期貨價格的新息擾動引起現貨價格的脈沖響應作用大于現貨價格的新息擾動引起的期貨價格的脈沖響應作用。方差分解的結論也證實了黃金期貨的價格主導地位。所以，在本文的研究范圍內，我們認為中國黃金期貨市場基本具有功能有效性，但尚不完備。我國黃金期貨2008年才正式上市，到目前為止，國內的黃金期貨品種較為稀缺，僅有SHFE黃金、SGE黃金T+D、SGE黃金9999、SGE黃金9995和SGE黃金100G等12種期貨品種，這對期貨市場的信息有效性和功能有效性發揮有一定的局限作用。同時，上海黃金期貨合約規定一手黃金期貨合約為1000克，交易門檻過高。在本文的樣本數據選取的時間區間內，黃金價格有明顯的回落，盡管期貨市場流動性不足但仍舊能吸引中小投資者參與，改變期貨持有人結構，從一定程度上促進了期貨市場有效性和流動性的發展。本文著眼于我國黃金市場功能有效性的部分缺失，提出如下政策建議：對于政策制定者而言，首先，積極開發新的黃金投資品種，增強市場流動性，活躍市場交易。其次，適當降低投資門檻，黃金的貴金屬屬性決定了其很難再持續大規模的下跌趨勢，若金價上漲，過高的門檻對投資資金的需求增大，造成交易不夠活躍，從而影響期貨市場有效性的發揮。另外，目前我國黃金期貨市場對于短期波動缺乏自我修正調節能力，這要求政策制定者加強對市場的監管，對于短期內出現的大幅度價格偏離進行適當干預，在保證市場化的基礎上穩定市場情緒。最后，健全會員結構，盡管目前金融機構是黃金期貨市場的投資主體，但這些金融機構多為期貨公司，抗風險能力較為單一，政府應鼓勵更多的金融機構參與黃金期貨市場的交易，特別是商業銀行的加入能為市場注入更多的流動性。對于投資者而言，本文通過實證分析說明黃金期貨市場可以作為現貨市場的“晴雨表”，盡管在實際投資操作中，這對投資者而言意義不大，但是可以將其作為投資方向性的指引。

作者：汪如瑾單位：首都經濟貿易大學金融學院