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早期，Garbade和Silber（1979）對(duì)紐約證券交易所與區(qū)域性證券交易所證券價(jià)格間的關(guān)系進(jìn)行了研究，并提出了主導(dǎo)市場(chǎng)（DominantMarkets）和衛(wèi)星市場(chǎng)（SatelliteMarkets）的概念，認(rèn)為區(qū)域性交易場(chǎng)所是衛(wèi)星市場(chǎng)，卻又不是單純的衛(wèi)星市場(chǎng)，主導(dǎo)市場(chǎng)價(jià)格變化會(huì)先于衛(wèi)星市場(chǎng)。1983年，Garbade和Silber又率先對(duì)期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格引導(dǎo)機(jī)制和價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行了分析，并提出了GS模型。Frank（2001）對(duì)價(jià)格發(fā)現(xiàn)貢獻(xiàn)度的兩個(gè)模型，即Gonzalo和Granger的共同因子模型（CommonFactorComponentModel）和Hasbrouck的信息共享模型（InformationShareModel）進(jìn)行了比較分析，認(rèn)為兩種測(cè)量方法相關(guān)度很高，但信息共享模型考慮了波動(dòng)性和新信息對(duì)價(jià)格發(fā)現(xiàn)的影響，而這些因素在測(cè)量?jī)r(jià)格發(fā)現(xiàn)貢獻(xiàn)度時(shí)是非常重要的。Frank（2010）提出了未觀察到的組成部分模型（UnobservedComponentModel）用來(lái)研究分割市場(chǎng)中的價(jià)格發(fā)現(xiàn)問(wèn)題。模型將觀察到的價(jià)格分成潛在的共同有效價(jià)格和市場(chǎng)特有的暫時(shí)項(xiàng)兩個(gè)組成部分。這種結(jié)構(gòu)決定了它便于在模型中加入具有經(jīng)濟(jì)意義、或者似是而非的限制條件。作者認(rèn)為這個(gè)模型是研究?jī)r(jià)格發(fā)現(xiàn)問(wèn)題的最自然和最簡(jiǎn)便的方法。

隨著我國(guó)期貨市場(chǎng)的迅猛發(fā)展，國(guó)內(nèi)關(guān)于期貨市場(chǎng)的研究也大量涌現(xiàn)。劉勃（2007）運(yùn)用向量自回歸模型（VAR），VEX模型和Granger因果檢驗(yàn)，對(duì)LME與SFE銅期貨和國(guó)內(nèi)銅現(xiàn)貨價(jià)格的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果表明倫敦銅期貨價(jià)格、上海銅期貨價(jià)格和上海銅現(xiàn)貨價(jià)格三者都是一階平穩(wěn)序列，并且存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，而倫敦銅期貨市場(chǎng)對(duì)上海銅期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)在長(zhǎng)期價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能中占據(jù)主導(dǎo)地位。劉慶富和華仁海（2008）針對(duì)我國(guó)期貨市場(chǎng)和國(guó)際市場(chǎng)交易時(shí)間的非同步性，運(yùn)用基于非同步交易的信息共享模型，對(duì)國(guó)內(nèi)外期貨市場(chǎng)間的價(jià)格發(fā)現(xiàn)貢獻(xiàn)度進(jìn)行了研究。結(jié)果顯示：基于非同步交易的信息共享模型可以很好的刻畫(huà)非同步交易期貨市場(chǎng)間的價(jià)格發(fā)現(xiàn)貢獻(xiàn)度；并且發(fā)現(xiàn)國(guó)際成熟市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)貢獻(xiàn)度遠(yuǎn)高于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)。張家豪和劉建和（2010）通過(guò)考察國(guó)內(nèi)外期貨價(jià)格比值的變化研究國(guó)內(nèi)外市場(chǎng)的關(guān)聯(lián)性，結(jié)果表明，國(guó)內(nèi)期貨市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)性對(duì)與國(guó)內(nèi)外期貨市場(chǎng)的價(jià)格信號(hào)的反應(yīng)存在差異，并且這種差異呈現(xiàn)同一性。主要原因在于國(guó)內(nèi)投資者普遍低估國(guó)際市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，而高度國(guó)內(nèi)市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。我國(guó)學(xué)者對(duì)已經(jīng)比較成熟的黃金期貨市場(chǎng)和銅期貨市場(chǎng)進(jìn)行了大量有效的研究，然而由于我國(guó)白銀期貨市場(chǎng)建立時(shí)間較短，樣本數(shù)據(jù)比較少，關(guān)于我國(guó)白銀市場(chǎng)的實(shí)證研究還比較少，這也正是筆者選擇這一研究方向的原因。

研究方法

（一）協(xié)整檢驗(yàn)Engle和Granger（1987）指出兩個(gè)或多個(gè)非平穩(wěn)時(shí)間序列的線性組合可能是平穩(wěn)的。假如這樣一種平穩(wěn)的線性組合存在，這些非平穩(wěn)（有單位根）時(shí)間序列之間被認(rèn)為是具有協(xié)整關(guān)系的。這種平穩(wěn)的線性組合被稱為協(xié)整方程，且可被解釋為變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。協(xié)整檢驗(yàn)從檢驗(yàn)的對(duì)象上可以分為兩種：一種是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，如Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。另一種是基于回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，如E-G兩步法。本文將使用E-G兩步法。

（二）Granger因果檢驗(yàn)該檢驗(yàn)方法為2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)得主克萊夫•格蘭杰（CliveW.J.Granger）所開(kāi)創(chuàng)，用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的因果關(guān)系。在時(shí)間序列情形下，兩個(gè)經(jīng)濟(jì)變量X、Y之間的格蘭杰因果關(guān)系定義為：若在包含了變量X、Y的過(guò)去信息的條件下，對(duì)變量Y的預(yù)測(cè)效果要優(yōu)于只單獨(dú)由Y的過(guò)去信息對(duì)Y進(jìn)行的預(yù)測(cè)效果，即變量X有助于解釋變量Y的將來(lái)變化，則認(rèn)為變量X是引致變量Y的格蘭杰原因。

實(shí)證分析

（一）樣本數(shù)據(jù)本文選擇上海期貨交易所（SFE）白銀期貨和紐約商品交易所（COMEX）白銀期貨作為研究對(duì)象。但是由于上海期貨交易所的白銀期貨從2012年5月10日開(kāi)始掛牌上市，樣本數(shù)據(jù)選取2012年5月10日至2013年2月6日區(qū)間內(nèi)兩個(gè)交易所白銀期貨合約于每個(gè)交易日的收盤(pán)價(jià)。由于國(guó)內(nèi)外期貨市場(chǎng)節(jié)假日不一致造成某些交易日沒(méi)有交易記錄，刪除非匹配價(jià)格數(shù)據(jù)后得到樣本總計(jì)180個(gè)。紐約商品交易所白銀期貨價(jià)格通過(guò)彭博終端機(jī)器獲取，上海期貨交易所白銀期貨價(jià)格通過(guò)上海期貨交易所網(wǎng)站獲取。紐約商品交易所白銀期貨的報(bào)價(jià)單位為美元/盎司，而上海期貨交易所白銀期貨的報(bào)價(jià)單位為元/千克，為保持一致，將使用美元兌人民的即期匯率將紐約商品交易所白銀期貨的報(bào)價(jià)折算成元/千克。其中，由于白銀屬于貴金屬，將使用1金盎司=31.1035克的換算比率。匯率采用國(guó)家外匯管理局網(wǎng)站的人民幣中間匯率數(shù)據(jù)。本文將使用shsil表示上海白銀期貨價(jià)格，comsil表示調(diào)整后的紐約白銀期貨價(jià)格。

（二）單位根檢驗(yàn)為了檢驗(yàn)上海白銀期貨價(jià)格和紐約白銀期貨價(jià)格序列是否為平穩(wěn)序列，我們首先對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：Shsil和comsil的ADF檢驗(yàn)值均大于1%、5%以及10%顯著性水平的臨界值（-4.010，-3.435，-3.142），說(shuō)明無(wú)法拒絕原假設(shè)，即序列不存在單位根，因此我們認(rèn)為shsil和comsil是非平穩(wěn)序列。隨后，我們對(duì)兩個(gè)序列進(jìn)行一階差分處理，得到新的序列Δshsil和Δcomsil，并再次進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，Δshsil和Δcomsil的ADF檢驗(yàn)值均小于1%、5%和10%顯著性水平的臨界值，將拒絕原假設(shè)。這表明Δshsil和Δcomsil是平穩(wěn)序列，而shsil和comsil是一階單整，即I(1)序列。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)上文檢驗(yàn)結(jié)果顯示shsil和comsil是非平穩(wěn)序列，因此需要對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。我們采用Engle-Granger兩方程檢驗(yàn)法，結(jié)果顯示：在5%的置信水平下，以shsil為因變量，以comsil為自變量進(jìn)行回歸后提取的殘差序列是平穩(wěn)的；以comsil為因變量，以shsil為自變量進(jìn)行回歸后提取的殘差序列也是平穩(wěn)的，因此，shsil和comsil存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明，上海白銀期貨市場(chǎng)與紐約白銀期貨市場(chǎng)價(jià)格存在長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，即從長(zhǎng)期來(lái)看，兩者價(jià)格存在協(xié)同變化的趨勢(shì)。這充分說(shuō)明，雖然我國(guó)白銀期貨市場(chǎng)建立時(shí)間比較短暫，但對(duì)國(guó)際環(huán)境和外盤(pán)變化較為敏感，能夠保持一致的走勢(shì)。

（四）因果檢驗(yàn)對(duì)shsil和comsil進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，并依次選取滯后階數(shù)1至4，得到如下結(jié)論：滯后階數(shù)為1階時(shí)，樣本總量為179，在5%的置信水平下將拒絕兩個(gè)原假設(shè)，得到結(jié)論shsil是comsil的格蘭杰原因，comsil也是shsil的格蘭杰原因。滯后階數(shù)為2時(shí)，樣本總量為178，在5%的置信水平下，拒絕第二個(gè)原假設(shè)，但無(wú)法拒絕第一個(gè)原假設(shè)，即comsil是shsil的格蘭杰原因，但shsil不是comsil的格蘭杰原因。當(dāng)滯后階數(shù)增加至3、4階時(shí)，結(jié)論同滯后2階類似，comsil是shsil的格蘭杰原因，但shsil不是comsil的格蘭杰原因。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，紐約白銀期貨價(jià)格能夠引導(dǎo)上海白銀期貨價(jià)格，但上海白銀期貨價(jià)格卻不能引導(dǎo)紐約期貨價(jià)格，這樣的結(jié)果并非意料之外。由于我國(guó)白銀期貨市場(chǎng)成立時(shí)間較短，市場(chǎng)規(guī)模有限，暫時(shí)難以對(duì)國(guó)際白銀期貨價(jià)格產(chǎn)生重大影響。

研究結(jié)論

本文運(yùn)用單位根檢驗(yàn)，協(xié)整檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)方法，對(duì)上海期貨交易所以及紐約商品交易所的白銀期貨合約價(jià)格進(jìn)行了實(shí)證研究。研究結(jié)果表明，兩個(gè)序列都是一階單整I(1)序列，存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并且紐約商品交易所白銀期貨價(jià)格對(duì)上海期貨交易所白銀期貨價(jià)格存在引導(dǎo)作用，但上海期貨交易所白銀期貨價(jià)格對(duì)紐約商品交易所白銀期貨價(jià)格并不存在引導(dǎo)關(guān)系。這可能是由于我國(guó)白銀期貨市場(chǎng)成立時(shí)間較短，市場(chǎng)容量和規(guī)模較小，交易機(jī)制仍存在需要改善的地方，從而導(dǎo)致國(guó)際影響力有限。然而，作為全球最大的白銀生產(chǎn)國(guó)和消費(fèi)國(guó)之一，隨著我國(guó)白銀期貨市場(chǎng)的逐步發(fā)展和完善，我國(guó)在白銀期貨的國(guó)際地位和影響力必將日益增強(qiáng)，將能夠參與甚至掌控白銀產(chǎn)品的國(guó)際定價(jià)。

作者：董宇博單位：復(fù)旦大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院