一、实证分析

（一）数据的选取和处理

本文选取上海期货交易所黄金期货和上海黄金交易所黄金现货每日的收盘价数据进行研究，中国黄金现货价格取样为上海黄金交易所AU9995品种,中国黄金期货价格取样为上海期货交易所上市的期货合约，所有的数据均来自wind资讯金融终端。由于期货合约具有固定的到期日，为了克服黄金期货价格不连续的特点，选取最近月份的未交割期货合约作为代表，从而产生连续的期货价格序列。分别记黄金期货价格为，黄金现货价格为。在实际经济金融问题研究中，我们常常更关注收益率的变化，以此，继续对上述序列取对数处理，分别记作和，期货和现货市场的收益率序列记作和，以此作为数据分析的基础。本文选取的样本区间为2011年1月4日至2013年8月5日，在这段时间里，黄金价格波动剧烈，甚至创下了十年来单日跌幅最高纪录，样本区间能较好反映黄金期货和现货市场的最新变化。

（二）样本数据描述和单位根检验

分析黄金现货价格和黄金期货价格样本数据走势变化可以发现，黄金现货和期货有较强的相关性，但在2012年6月之后相关性减弱，波动溢出效应增强，因此需要做进一步分析。对样本序列和进行ADF单位根检验，以防止在协整分析中出现伪回归问题，接着对两序列的一阶差分序列，即对数收益率序列和作ADF单位根检验。结果表明，在5%的显著水平下，和两序列存在单位根，是非平稳的时间序列，但它们的一阶差分序列不存在单位根，是平稳序列。由于两序列均为一阶单整，我们可以通过建立VAR模型分析它们之间的协整关系。

（三）信息有效性检验——游程检验

如果黄金期货市场的价格变动符合随机游走模型，则可证明期货市场具有信息有效性，市场的有效性越强，价格就越符合随机游走模型。本文旨在检验我国黄金期货市场价格是否遵循独立同分布增量过程——它是最严格的一种随机游走过程，对应的检验方法是游程检验。本文使用均值作为样本游程的划分方法，利用SPSS软件对黄金期货价格序列进行游程检验，检验结果发现游程个数为358个，检验Z值为1.597，p值为0.11，大于显著性水平0.05，不拒绝原假设，期货价格序列具有随机游走特性，中国黄金期货市场信息有效。AR模型。该模型主要以数据作为分析基础，并不强调模型的经济理论性。它的实质是考查多个变量之间的动态互动关系，将所有的变量都视作内生变量，刻画的是每个序列都对所有序列的滞后期，包括其自身的滞后期进行回归。由于经济金融变量的滞后项通常包含了很多信息，因此VAR模型能够更加全面的反映实际问题。第一步：滞后期数的选择。从理论上来说，选择滞后期数的目的是为了使得模型的扰动项满足向量白噪音过程，利用Eviews得到的结果显示，LR、FPE和AIC信息准则给出的滞后阶数为4，SC和HQ信息准则选择滞后阶数为3，在5个评价指标中有3个认为应建立VAR(4)模型，则模型形式确定为VAR(4)。第二步：模型平稳性检验。如果VAR模型中存在大于1的根，则是一个非平稳的系统。从检验结果中不难发现发现，特征方程的单位根全部落在单位圆内，VAR模型平稳。第三步：模型参数的估计。最小二乘法是估计无约束VAR模型的最常用方法，表1中给出了VAR模型估计的结果，每一列对应VAR模型的一个回归等式，我们可以通过系数估计值的正负和大小来判断变量间的动态关系，表2反映了模型的相关统计检验量。为了检验黄金期货和现货价格的长期关系，使用Johansen协整检验方法，选择有截距项但无确定趋势项，由协整检验结果可知，和的迹统计量和最大特征值统计量在5%的置信水平下拒绝原假设，即存在一个协整关系，两变量间的长期协整方程为，存在长期均衡关系。

（四）误差修正模型(VECM)

在确定了变量间有长期的协整关系之后，我们可以在VAR的基础上，通过向量误差修正模型（VECM）分析变量间的短期动态修正关系。对于每个确定的时刻，都存在偏离协整关系的部分，这种偏离代表了这些长期关系在短期内的一定程度的非均衡状态，被称作误差。VECM模型反映了系统本身对偏离长期均衡的动态调整功能，它的滞后期是无约束VAR模型一阶差分变量的滞后期，从而确定VECM的滞后阶数为3，

（五）脉冲响应函数

VAR模型的建立并不依赖于经济理论，因此对单个参数估计值的解释很困难，同时也没有意义。想要对一个VAR模型做出结论，可以观察系统的脉冲响应函数和方差分解。脉冲响应函数刻画了内生变量对误差变化大小的反应，具体地说，它刻画的是在误差项上加上一个标准差大小的冲击对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。左图表示期货市场价格对一个标准差大小冲击的反应，从图中可以看出，对于来自自身的冲击在第3、4期达到最大，随后缓慢减弱，到第7期时逐渐保持平稳，大约在0.115左右；对于来自于的新息扰动从第一期开始迅速增大，但在第2期微幅下调，从第3期又开始逐渐增大，在第4期达到最大值，直到第10期一直保持稳定，维持在0.002附近，这反映出随着时间的推移，现货价格对期货价格的影响逐渐平稳。右图表示现货市场价格对一个标准差大小冲击的反应，从图中可以看出，对于来自自身的冲击在第1期时达到最大值，随后有所下降，在第3期达到最小值，但在第4期有所反弹增加，直到第10期一直缓慢下降；对于来自于的新息扰动从第1期开始缓慢上升，到第3期达到最大值，随后一直以极缓慢的速度减小，从总体来看，一直保持在0.115左右。这意味着黄金期货价格的一个单位标准差引起现货价格的脉冲响应作用大于黄金现货价格一个单位标准差引起的期货价格的脉冲响应作用，说明黄金期货价格在相互作用中占主导地位，长期引导着现货价格。

（六）方差分解

方差分解可以给出随机新息的相对重要性新息，它通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，来进一步评价不同结构冲击的重要性，因此，方差分解可以反映扰动项的冲击对各变量影响的相对程度。利用上述VAR模型进行方差分解分析，在的方差分解中，第一期仅表现为自身的变动，从第2期开始的贡献度逐渐减小，但仍然维持在97%以上，尽管黄金现货价格对期货价格的冲击力度从第2期开始一直缓慢增加，但是力度很弱。在的方差分析中，其对自身的影响仅为11.73%，远远小于期货价格对自身的影响，同时自身影响随时间逐渐减小，黄金期货价格对现货价格的方差贡献率从第1期开始稳步增长，甚至逼近92%。这与脉冲响应函数的分析结果一致，说明在黄金市场上期货价格对现货价格具有引导和价格发现的作用，但现货价格对期货价格的影响较小。

二、结论及政策建议

首先从信息有效性的角度，通过游程检验的方法对黄金期货市场的有效性进行验证，结果表明我国黄金期货市场具有信息有效性，价格服从严格的随机游走过程——独立同分布增量过程，这表明可以通过历史数据获得超额收益。接着，从功能有效性的角度，采用协整分析、VAR模型、VECM模型等方法，研究黄金期货和现货价格之间的数量关系。研究结果发现：黄金期货和现货对数价格都符合一阶单整，两者具有长期协整关系，但是误差修正模型中的误差修正项系数并不显著，说明对变量并没有修正作用，当短期波动偏离长期均衡水平时，仅仅依靠市场本身的功能无法将非均衡状态拉回到均衡状态。因此，黄金期货市场和现货市场对短期波动没有修正调节机制，突发性的波动会对市场产生较长时间影响。最后，在VAR模型的基础上，本文采用脉冲响应函数和方差分解分析的方法刻画黄金期货和现货市场的动态互动关系。脉冲响应函数结果说明黄金期货在价格引导过程中起主导作用，期货价格的新息扰动引起现货价格的脉冲响应作用大于现货价格的新息扰动引起的期货价格的脉冲响应作用。方差分解的结论也证实了黄金期货的价格主导地位。所以，在本文的研究范围内，我们认为中国黄金期货市场基本具有功能有效性，但尚不完备。我国黄金期货2008年才正式上市，到目前为止，国内的黄金期货品种较为稀缺，仅有SHFE黄金、SGE黄金T+D、SGE黄金9999、SGE黄金9995和SGE黄金100G等12种期货品种，这对期货市场的信息有效性和功能有效性发挥有一定的局限作用。同时，上海黄金期货合约规定一手黄金期货合约为1000克，交易门槛过高。在本文的样本数据选取的时间区间内，黄金价格有明显的回落，尽管期货市场流动性不足但仍旧能吸引中小投资者参与，改变期货持有人结构，从一定程度上促进了期货市场有效性和流动性的发展。本文着眼于我国黄金市场功能有效性的部分缺失，提出如下政策建议：对于政策制定者而言，首先，积极开发新的黄金投资品种，增强市场流动性，活跃市场交易。其次，适当降低投资门槛，黄金的贵金属属性决定了其很难再持续大规模的下跌趋势，若金价上涨，过高的门槛对投资资金的需求增大，造成交易不够活跃，从而影响期货市场有效性的发挥。另外，目前我国黄金期货市场对于短期波动缺乏自我修正调节能力，这要求政策制定者加强对市场的监管，对于短期内出现的大幅度价格偏离进行适当干预，在保证市场化的基础上稳定市场情绪。最后，健全会员结构，尽管目前金融机构是黄金期货市场的投资主体，但这些金融机构多为期货公司，抗风险能力较为单一，政府应鼓励更多的金融机构参与黄金期货市场的交易，特别是商业银行的加入能为市场注入更多的流动性。对于投资者而言，本文通过实证分析说明黄金期货市场可以作为现货市场的“晴雨表”，尽管在实际投资操作中，这对投资者而言意义不大，但是可以将其作为投资方向性的指引。

作者：汪如瑾单位：首都经济贸易大学金融学院