关于期货的论文参考范文

关于期货的论文参考范文

　　自2010年4月16日,国内市场首次推出沪深300股指期货以来,我国股权期货市场从无到有,已经发展了七个年头。下文是学习啦小编为大家搜集整理的关于期货的论文参考范文的内容，欢迎大家阅读参考!

　　关于期货的论文参考范文篇1

　　浅谈小麦期货的功能及干扰

　　一、前言

　　期货市场的发展具有两大基本功能：套期保值和价格发现。期货市场的价格发现机制，在社会资源配置过程中，能够使期货价格发挥比现货价格更为积极的作用，有助于资源的合理配置，使生产经营者、投资者和金融部门根据这一价格作出合理的生产经营决策和投资决策，保障经济的稳定发展。价格发现机制是否完善也是期货市场是否成熟的标志。本文拟通过利用近期小麦期货和现货价格数据，反映通过近年郑州交易所各种交易制度的完善，小麦期货市场的价格发现功能是否有效。

　　二、数据来源说明

　　本文选择了自2005年11月13日—2009年12月6日之间的小麦期货及现货的周报价。其中，期货价格选择的是硬冬白小麦的周收盘价格，该数据来源于郑州商品交易所的网站。为了保持期货价格的连续性，价格选取的办法是选择最近期月份合约的收盘价作为期货价格，当该合约进入交隔月后，选择下一个最近期的合约。小麦现货价格来自中华粮网。文章共整理小麦期货和现货价213个。

　　三、实证研究

　　(一)相关性分析

　　小麦期货价格和现货价格之间的相关性反映了市场的有效性。我们先来看期货价格和现货价格及基差的走势图。

　　由图1可知，近年来小麦期货价格和现货价格的走势高度一致。尤其是近期，两者的趋势几乎重合。再从基差来看，在整个时期内小麦基差都在零基差附近波动，且波动较小。尤其是近段时间，基差趋近于零。

　　另外一个较为显著的特征是，在此期间小麦期货和现货价格表现出了较为显著的上涨趋势。在整个时期内，期货价格和现货价格的相关系数是0.8884，表现出了较高的相关性，表明了我国期货市场具有一定的价格发现功能。

　　(二)单位根检验

　　在做其它相关分析前，我们首先需要确定取得的时间序列数据是否平稳，因而需要进行ADF检验。如果时间序列含有随机性走势，以此作为回归因子而进行的OLS估计，即使在大样本的条件下，其系数的估计量可能会是非标准的分布。如果序列具有随机性趋势，一阶自相关系数会接近于1。在AR(1)模型内，Y含有随机性趋势的假设可以通过检验以下的假设进行检验：

　　在Y=β0+β1Yi-1-ui中，Ho:β1=1，H1:β1<1

　　而增项的迪基一富勒检验(ADF)则是检验：

　　△Y1=β0+δYi-1+y1△Yi-1+y2Yi-2+…yp△Yi-p+u，中Ho:δ=0，H1:δ<0

　　而滞后长度P可以使用BIC或AIC进行估计。检验结果如表1所示。

　　检验结果表明，在99%的置信水平下，期货价格时间序列和现货价格时间序列非平稳性的零假设不能被拒绝。进一步的期货价格和现货价格一阶差分的单位根检验表明，在99%的置信水平下，期货价格和现货价格序列的一阶差分是平稳的。因而，具备了进一步作协整检验的条件。

　　(三)协整检验

　　作者运用VECM模型对小麦期货和现货价格序列作协整检验，以确定二者之间是否具有长期的共同趋势。协整检验分为两个步骤：第一步，估计协整系数，即对Y=a+θx+zi进行OLS估计，得到协整系数θ;第二步，迪基～富勒t检验用于检验这个回归参差Z的单位根。这种方法即是EG-ADF协整检验。

　　因为统计量26.98385>25.87211，而7.424503<12.51798，因而检验结果表明，小麦期货和现货价格之间存在长期协整关系。这表明我国的小麦期货市场价格发现功能初步实现。

　　(四)Granger因果关系检验

　　在小麦期货和现货存在协整的情况下，可以进行格兰杰引导关系的检验，以确定何种因素在变化中起了主导作用。

　　格兰杰因果检验的模型为：

　　Yi=∑aiXi-t+∑βiYi-t+ui

　　Xj=∑ajXj-t+∑βjYj-t+uj

　　其中X、Y分别表示现货价格和期货价格。或其中某一个βj，不为零，则称期价格引导现货价格;反之，如果某一ai不为零，则称现货价格引导期货价格。如果同时存在ai和βj不为零，则可以称二者之间双向引导。

　　为了更准确地反映二者之间的关系，我们选择了不同的滞后期作检验，结果同时反映在了表3中。

　　检验结果表明，当滞后期为2时，期货价格不是现货价格的格兰杰原因的零假设被拒绝，表明小麦期货价格对小麦现货价格有较强的引导作用。这表明我国期货市场的价格发现功能得到了体现。但同时也发现当选择更长的滞后期时，期货价格不是现货价格的格兰杰原因的零假设不能被拒绝。这表明我国期货市场的价格发现还有待于进一步完善。

　　四、结论及建议

　　本文利用近期小麦期货和现货价格的周数据，通过相关性分析、ADF检验、协整检验和格兰杰因果检验，得出以下结论：

　　(一)小麦期货和现货价格高度相关，二者具有高度一致的走势。小麦期货和现货价格的基差在近期趋于零，这表明我国期货市场实现了一定的价格发现功能。

　　(二)我国小麦期货市场较为成熟，价格发现功能体现的较为充分。通过格兰杰检验说明了小麦期货价格是小麦现货价格的格兰杰原因。即小麦期货价格对小麦现货价格有引导作用。但是，通过选择更长的滞后期进行分析。发现这种引导作用并不明显，表明价格发现的功能还有待加强。

　　(三)特别注意的是，通过研究发现小麦现货价格对小麦期货价格的传导机制还不成熟。如何加强期现市场之间的联系，是下一步期货市场制度完善讨论的重点。

　　关于期货的论文参考范文篇2

　　浅谈黄金期货的发现功能

　　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。

　　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，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，故建立模型如下：

　　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%的显著水平下，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。

　　4政府相关部门应加强立法监管，完善有关法律法规和交易流程，严厉打击各种违法违规行为，规范和引导国内黄金期货市场朝着更有效率的方向发展。