期貨的論文參考

　　在全球經濟一體化的背景下，金融系統在整個巨集觀經濟體系中的作用越發重要，而各發達國家也非常重視本國金融期貨市場的穩定。下文是小編為大家蒐集整理的關於的內容，歡迎大家閱讀參考!

　　篇1

　　淺談股指期貨市場亟待恢復常態化

　　一、我國股指期貨的作用

　　***一***套期保值功能

　　自2010年4月16日，滬深300股指期貨推出，2015年4月16日，上證50和中證5000股指期貨相繼推出，股民從此告別了單邊市場，08年股票下跌，A股市場只能通過做多來獲利，股民面對下跌只能任其資產縮水，或者持錢隔岸觀火。風險大是我國現階段股票市場中的一個特點，2008、2015年股市的異常波動是典型的例項。分散化的投資組合能規避非系統性風險，無法規避系統性風險。通過股指期貨市場的期現套保功能，可以部分或者全部化解股票現貨市場上的系統性風險，這也為企業管理層提供了經營中的避險工具。

　　***二***價格引導、發現功能

　　股指期貨交易所需費用少，資訊反映相較於現貨市場更加敏感***何誠穎、張龍斌等，2011***，通過在公開、高效的期貨市場中眾多投資者的價格競爭，有利於形成反應股票真實價值的股票價格。另外，股指期貨與股票現貨之間存在雙向價格引導關係，並且股指期貨對股票現貨市場的引導力度大於股票現貨市場對股指期貨市場的引導力度***劉慶富、華仁海，2011***。

　　***三***穩定現貨市場功能

　　股指期貨市場較高的透明度和較低的交易成本會使得該市場的資訊流通速度較快，並直接影響著現貨市場的預期，從而降低了現貨市場的噪聲交易，長期來看會起到平穩現貨市場波動的作用。我國的楊再斌***2008***統計了30個市場自美國次級貸危機爆發以來的最大跌幅，結果表明22個已經推出股指期貨的國家股票現貨平均跌幅為4691%，8個沒有推出股指期貨國家現貨指數平均跌幅高達6315%，他由此認為“在美國次貸期間，有股指期貨國家的現貨市場的跌幅要低於沒有股指期貨的國家”。

　　***四***促進我國股市國際化

　　中國股市的國際化程序需要股指期貨交易來推動。一國股市的國際化程序不僅要看它的市場規模、上市公司質量，還要看它在交易品種創新和金融衍生品方面的成就。沒有股指期貨的證券期貨市場是不完整的證券期貨市場，國際資本更加註重回避風險，而要與國際股市接軌，股指期貨必不可少***曹麗慧，2011***。

　　股指期貨的推出，對我國證券市場具有劃時代的意義。經過五年來的穩步發展，至2015年6月股市大跌前，股指期貨成交額已佔到期貨交易總額的半壁江山，股指期貨的市場功能得以發揮，並培育了一大批優秀的投資者，為我們股指期貨的進一步發展奠定了良好的基礎。

　　二、股指期貨並非股市大跌的元凶

　　***一***事件回顧

　　A股市場在2015年6月15日當週大幅下跌1332%，創自2008年以來的最大單週跌幅。6月25日下午開盤後，滬指急趨直下，到收盤時再次錄得346%的跌幅。26日滬指盤中跌幅高達857%，創8年來最大跌幅紀錄，出現了千股跌停的局面，同時股指期貨四大合約也首次全部跌停。而關於外資通過股指期貨做空中國股市的陰謀論隨之出現，監管層及中金所也出臺相應措施，包括限制開倉、強行平倉、提高保證金等，佔中國期貨市場半壁江山的股指期貨就此進入休眠期。

　　***二***與98年香港股災對比

　　持外資做空中國股市的陰謀論者，多援引1998年香港股災事件。1998年索羅斯沽空香港恆指期貨，然後在外匯遠期沽空港幣。根據利率平價理論，港幣遠期匯率的下跌必然導致利息率的上升，而利息率的上升將導致股市下跌，從而使早已沽空恆指期貨的炒家獲利，造成香港股市大跌，這與中國2015年股市異常波動是明顯不同的。首先，外資進入中國股市受到當局的嚴格監管，外資機構進入我國A股市場的主要途徑是須由證監會稽核批准後獲得QFII資格，才能對我國資本市場進行投資和股指期貨交易。其次，中國股指期貨的總沉澱資金不足500億，A股流動市值為58萬億，如此實力懸殊，通過股指做空股市可能性小。

　　***三***股市異常波動的真正原因

　　首先，部分股票估值過高，特別是創業板塊的泡沫被忽視。2014年年末到2015年6期間，股市的暴漲本身就潛在了較大的泡沫風險，泡沫的破滅已經是或早或晚的事，去泡沫就得讓股價跌至合理價位。其次，嚴重的槓桿。在清查場外配資，去槓桿化過程中擠出了大量的資金，很大程度的降低了市場流動性。第三，IPO的超發造成大量資金凍結，IPO的關停，又進一步釋放了看空訊號。第四，混業經營而又分業監管，造成了嚴重的資訊不對稱。最後，國際市場的不穩定也因連帶關係誘發A股市場的劇烈波動，希臘債務違約以及面臨脫離歐元區的風險也很有可能會因蝴蝶效應引發全球市場的動盪。

　　三、我國股指期貨市場存在的不足

　　***一***品種較少，難以滿足眾多投資者的需求

　　較長一段時間中，我國的股指期貨是一枝獨秀的局面，不能滿足不同型別投資者對衝系統性風險的需要。滬深300指數所選的300只成份股中，製造業、金融保險業的市值比重佔到了60%，兩個行業的表現基本代表了整個指數的趨勢。即使隨後推出了上證50和中證500，但因交易並不活越，應有的市場功能沒能得以充分發揮，市場迫切要求豐富股指期貨品種，實現避險要求，同時吸引更多投資者入市，增強市場穩定性。

　　***二***門檻過高，中小投資者進入困難

　　另外股指期貨合約設定過大，進入設定50萬元的門檻過高，讓90%的中小投資者只能望而怯步。在證券交易活動中，機會平等非常重要，它體現為公平的市場準入和市場規則，每個當事人的機會和條件都應當是相同的。因而給不同的投資者提供差異化產品，滿足不同型別的投資者需求，有效保護中小投資者權益，體現公平原則，可以吸引更多的投資者進入市場，創造良好的市場流動性。嚴格的准入條件的初衷是好的，但卻不利於市場活力的調動和品種的創新。

　　四、結論與建議

　　通過本文的分析，股指期貨在中國證券市場上佔有重要地位，在我國證券期貨市場中的套期保值、價格發現、資金配置等功能突顯，不能片面把股市的異常波動歸咎於股指期貨，而忽視股指期貨在中國金融市場中的積極作用。現階段股指期貨交易仍未解禁，其市場功能無法發揮，建議恢復股指期貨交易常態化。另外，為滿足多樣化的投資者，應該加快品種創新，降低准入門檻。最後，中國股指期貨市場較發達國家發展較晚，市場相對還不成熟，監管機制不健全，法律法律體系不完善，有關部門應該建立健全股指期貨市場的組織機制，完善法律法規體系。

　　篇2

　　我國白銀期貨與現貨價格聯動實證分析

　　一、分析樣本的選擇和處理

　　在樣本的選擇和處理方面，選取白銀期貨價格指數的日結算價格，並選取與其所對應的現貨白銀的日收盤價格的均價。在經過仔細的分析之後，為了滿足統計分析的需要，本文選取了白銀期貨連三價格的日度資料來對本文所研究的具體問題進行分析。我們在對於樣本的選取時，考慮從白銀期貨上市以來到2013年底的所有白銀期貨市場上的期貨價格以及現貨價格。文章中所用到的具體資料來自國泰君安資料庫。

　　二、白銀期現貨價格聯動的實證分析

　　***一***資料相關性

　　分析得到白銀期貨價格序列Fp 和 白銀現貨價格虛列Sp 之間的相關係數，為 0.9992，這一個數值十分接近1，並且為正值，這說明了Fp與Sp之間存在著很大程度上的正相關關係，而這個結論與從圖1 得出的直觀結論較為一致。

　　***二***平穩性檢驗

　　我們以Dw的數值所確定的殘差項無自相關為基礎，進行最優滯後期的判斷與確定，並進行ADF檢驗，最後得到的結果見表3。

　　根據表3中所得到結果，我們能夠直觀的發現，每一個價格序列的ADF數值的大小都要大於0.01顯著性水平下的值，這說明了這兩個價格虛列都是非平穩的;但如果我們對其一階差分的檢驗結果進行分析，我們就會發現它們都通過0.01顯著水平下的平穩性需求，因此白銀期貨與現貨價格的一階差分時間序列是平穩的。進一步對所得到的單位根的檢驗式進行相關分析，我們能夠判斷出所選用的一階差分序列是滿足隨即遊走過程的條件的，其變化具有著隨機性的發展趨勢。

　　***三***Granger因果檢驗

　　根據檢驗結果，不管是“Fp不是Sp的格蘭傑原因”還是“Sp不是Fp的格蘭傑原因”，其所得出的P值都處在一個十分微小的水平。因此，我們通過格蘭傑檢驗所得到的結果，能夠得到最終的結論，即白銀的期貨價格是現貨價格的格蘭傑原因，而與此同時，白銀的現貨價格也是期貨價格的格蘭傑原因。

　　***四***協整檢驗和誤差修正模型

　　我們在本節中選擇帶有常數項的Johansen協整檢驗模型來對白銀期貨與現貨價格的協整關係進行檢驗。檢驗結果如表5所示：

　　我們在這裡對錶5中所得到的檢驗結果進行分析。首先，在零假設r=0的條件下，其所得到的跡統計量為32.8068，這一數值遠遠大於0.05顯著性水平下的18.17，進一步觀察其最大特徵值統計量，我們發現其數值也要大於臨界值***22.3242>16.87***，因此我們在這裡拒絕原假設。

　　接著我們分析零假設r?Q1，此時，我們能夠發現不管是跡統計量***2.4826***，還是最大特徵值統計量***2.4826***，都要小於0.05顯著性水平下的臨界值，因此我們在這裡應當接受原假設。這就更進一步的說明了白銀的期貨價格在長期來看與白銀的現貨價格之間存在著均衡的關係。

　　而經過具體的分析，我們能夠獲取所需要的經過標準化的協整向量Z，該向量的具體表達式為：

　　Z=Fp-0.25Sp-1.29

　　我們進一步對短期白銀市場存在偏離情況時是如何進行誤差調整的，並同時對其長期所最終實現均衡的過程實現進行分析，因此我們對其進行誤差修正，通過逐步分析之後，我們能夠得的最終的誤差修正結果如下：

　　具體的估計結果如表6所示：

　　在得到了最終的誤差修正結果之後，我們通過分析能夠得到一般性的結論。由於對於白銀現貨價格來說，其所得到Z的係數為正值，這說明如果在前一期，Sp如果高於均衡價格的話，那麼在本期Sp的變化量ΔSp就會變小;而對白銀期貨價格來說，其所得到Z的係數為負值，這說明如果在前一期，Fp如果低於均衡價格的話，那麼在本期Fp的變化量ΔFp就會變大。而Sp與Fp的這一種變化最終會使得其逐漸向均衡水平靠攏。

　　我們再對誤差修正項之前的影響係數進行判斷，根據分析的結果我們能夠得到其係數的大小為-0.0385，這說明白銀期貨價格在t時期與均衡價格之間的差額，在t+1時期能夠反向調整的比例大小為3.85%。與此同時，現貨價格的誤差修正的係數大小為0.0573，這表明在下一個具體的交易日中，現貨價格與均衡價格之間的差異性程度能夠得到5.73%的減少。

　　而當我們綜合考慮期貨與現貨之間的誤差修正係數的時候，我們能夠發現，從大小上看，現貨的係數比較大，這就說明在期現貨市場的長期均衡的過程中，現貨市場在其中充當著主力的作用;而觀察係數水平，我們可以發現期現貨的係數水平都是比較低的，這就說明期現貨市場在實現長期均衡的狀態時必須經歷一個十分緩慢的過程。

　　三、結論

　　經過一系列的檢驗和分析，我們能夠發現，在目前我國的白銀交易市場中，不管是白銀的期貨價格，還是白銀的現貨價格，其所構成的時間序列均為一階單整的;白銀的期貨價格是現貨價格的格蘭傑原因，而與此同時，白銀的現貨價格也是期貨價格的格蘭傑原因;白銀的現貨價格以及白銀的期貨價格之間也存著協整關係，這進一步說明了在長期來看，白銀的期現貨價格之間具有著十分穩定的相關性，兩者相互作用並能夠最終實現均衡，而在這一個緩慢的均衡過程中，白銀的現貨價格佔據著主導作用，其在一定程度上引導著白銀期貨價格的變化。