对我国期货市场价格发现发展的实证分析

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对我国期货市场价格发现功能的实证分析　。　华仁海仲伟俊　摘要本文利用协整检验、Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验、Ｇｓ模　行了深入系统的研究。Ｄ．Ｂｉｇｍａｎ等（１９８３）最早提　出了期货市场简单有效性的检验模型：　Ｓｒ＝ａ＋ｂｅ，ｒ＋￡，　（１）　型以及误差修正模型对上海期货交易所金属铜、铝的价　格发现功能进行了实证分析。研究结果显示：金属铜、　铝的期货价格和现货价格之间存在协整关系，期货价格　即利用交割目的现货价格对距离交割日某固定　时间的期货价格进行回归，认为如果期货市场是有　具有良好的价格发现功能；金属铜的期货价格和现货价　格之间存在双向引导关系且现货价格在价格发现功能中　的作用更大；而对金属铝而言，仅存在从期货价格到现　货价格的单向引导关系。　关键词因果检验　一效的，期货市场具有价格发现功能，则期货价格应　该是目前所有信息的即时反映，在理性预期的假设　下，回归系数应该为ａ＝０，ｂ＝ｌ。该模型对芝加哥期货　能进行了实证检验。但上述检验方法引起了广泛的争　议。ＭａｂｅｒｌＹ（１９８５）认为，Ｄ．Ｂｉｇｒｏａｎ对期货价格的　检验结果ａ＞０和ｂ＜ｌ并不意味着期货价格不具有价　格发现功能，上述现象的产生是由于应用普通最小　二乘法“删除样本”数据的结果。Ｅ　ｌ　ａｍ和Ｄｉ　ｘ　Ｏ　ｎ　稳的，因此传统检验ａ＝０和６：ｌ的Ｆ统计量存在偏误，　期货市场；价格发现；协整检验；Ｇｒａｎｇｅｒ　交易所大豆、小麦、玉米三个品种的期货价格发现功　、研究的背景和目的　我国期货市场自２０世纪９０年代初开办以来，经　历了不平常的发展道路，发生了多起违规事件，使　人们对期货市场产生了偏见，对期货市场的功能和　（１９８８）认为：由于期货价格和现货价格数据是非平　作用产生了怀疑和动摇，这严重制约了我国期货市　场的发展。经过近几年的整顿规范，我国期货市场　不再适用。ＪＯｈａｎ　ｓ　ｅｎ（１　９８　８）在Ｅｎｇｌ　ｅ—Ｇ　ｒａｎｇｅ　ｒ　的市场环境、内部结构、市场规模均发生了很大的　（１９８７）的研究基础上，提出以向量自回归模型为基　变化，但对期货市场的运行效率、功能、作用发挥　础的协整检验方法，Ｓｈｅｎ和Ｗａｎｇ（１９９０）建议使用　等情况缺乏深入的了解和全面的把握。随着我国加　入ＷＴＯ，我国期货市场面临着良好的发展机遇，股票指　场的理论研究十分必要。而价格发现功能作为整个　期保值功能发挥作用的前提，对于期货市场具有特　别重要的意义。因此本文选择上海期货交易所金属　Ｅｎｇｌｅ—Ｇ　ｒａｎｇｅ　ｒ（１９８７）提出的协整检验来检验期货　市场的价格发现功能。Ｋ．ｓ．Ｌａｉ（１９９１），Ｔ．Ｃ．Ｓｃｈｒｏｅｄｅｒ　数等期货品种也呼之欲出，因此加强对我国期货市　（１９９１）以及Ｊ．ＱＨａｉｌ（１９９２）等人利用协整检验分别　对远期外汇、生猪、原油期货价格的价格发现功能　期货市场存在和发展的基础，同时也是期货市场套　进行了实证研究，得出了各自的结论。应该说，对　期货市场价格发现功能的研究正逐渐抛弃传统的最　小二乘法估计，而采用较新的统计分析方法如协整　铜、铝作为代表，对其价格发现功能进行全面深入　检验、误差修正模型和向量自回归模型等，本文将　的研究，从而对上海期货交易所的运行效率做出客　借鉴国际期货市场价格发现功能的研究方法，对上海　观公正的评价，并解决以下两个问题：　期货交易所金属铜、铝的价格发现功能进行实证研　究，揭示出我国期货市场的内在特征。　（１）上海期货交易所的运行是否有效，金属铜、　铝的期货价格是否具有价格发现功能？　（２）期货价格与现货价格之间是否存在引导关系？　如果存在，是期货价格引导现货价格，或现货价格　引导期货价格，还是两者相互引导？　三、数据及研究方法　每个期货合约都将在一定时间到期，为克服期　货价格的不连续性，我们按照以下原则产生了一个　连续的期货价格序列，即选取最近期月份的期货合　约的收盘价格作为代表，在最近期期货合约最后交　易日的下一个交易日，选择下一个最近期月份的期　二、文献回顾　尽管国内对期货市场价格发现功能的研究几乎　是空白，但国外学者对期货市场价格发现功能已进　货合约的收盘价格作为代表。我们按照上述方法分　５７　维普资讯 http://www.cqvip.com 别产生了一个自１　９９７年１月２日到２００１年６月２９日上　则称期货价格Ｆ引导现货价格　；同样，如果存在　均不为零，则称期　海期货交易所金属铜、铝连续期货价格序列，记为　某一　：　不为零，则称现货价格　引导期货价格Ｆ；　｛Ｆ）；对应于期货价格序列，我们选取了华通有色　如果同时存在某一卢．　和某一　金属市场和长江有色金属现货市场金属铜、铝的现　货价格Ｆ与现货价格　之间相互引导，可以通过Ｆ　货价格作代表，用这两个市场每天现货交易收盘价　统计量进行Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验。　的平均价作为金属铜、铝的现货价格，记为｛　）。　由于这两个现货市场金属铜、铝的交易相对较为活　跃，且进行现货交易的金属铜、铝的质量标准与上　海期货交易所金属铜、铝期货合约的质量标准一致，　故所产生的现货价格具有很好的代表性。　为本文研究的需要，下面对本文所用的统计分析方　法做一简单的介绍。　１．ＡＤＦ检验　ＡＤＦ检验是由Ｄｉｃｋｅｙ和Ｆｕｌｌｅｒ（１９７６）提出的一　４．Ｇａｒｂａｄｅ—ｓｉｌｂｅｒ模型　期货市场价格发现功能的本质在于新的信息能　否及时在现货价格或期货价格中得到及时体现。　Ｇａｒｂａｄｅ—Ｓｉｌｂｅｒ模型（ＧＳ）可用来分析是期货价格　还是现货价格在信息传递和价格发现中起主导作用。　Ｇｓ模一　１－　：１＋【　、　其中　、Ｆ表示ｆ时的现货价格和期货价格，　种用于检验时间序列平稳性的统计分析方法。ＡＤＦ　模型为：　卢　、　ｒ、卢ｒ为常数。卢　反映了滞后一期的期货价格　对当期现货价格的影响，而卢，反映了滞后一期的现　货价格对当期期货价格的影响，由于期货价格与现货　△Ｘ　＝　＋卢ｘｆ－ｌ＋∑　ＡＸ卜吖＋￡，　ｆ　ｌ　（２）　ｎ选择的标准　价格在最后交割日趋于一致，因此一般认为卢　、卢，　ｐ　其中ＡＸ　＝Ｘ，一Ｘ　，ＡＸ　＝Ｘ　一Ｘ　…是使残差￡，不存在自相关。ＡＤＦ检验的零假设为　Ｈ。：卢＝０（即时间序列是非平稳性的），备择假设为　Ｈ．：卢＜０。如果　。被拒绝，则表明ｘ，是平稳的，如　果　。被接受，则ｘ，是非平稳的，ＡＤＦ检验的临界　值可以通过查表得到。　非负，而　、　，反映了价格序列的变动趋势。赢中发挥作用的程度，如果　ｏ‘　　可以用来刻划期货价格和现货价格在价格发现功能　则说明在价　，我们称一个时间序列是ｄ阶平稳的（即１（ｄ）过　程）．是指该时间序列经过ｄ阶差分后是平稳的，显然　格发现功能中，期货价格的作用大于现货价格的作　用；如果　‘ｏ‘　，则说明在价格发现功能中，　平稳时间序列是，（０）过程。　２．协整检验（ＣＯｉｎｔｅｇｒａｔｉＯｎ　ＴｅＳｔ）　现货价格的作用大于期货价格的作用。特别地，如　＝　仍是非　假设有两个时间序列｛ｘ　）、｛　），它们都是一阶　平稳的（即ｘ，ｌ，～，（１）），一般来说Ｘ，一　果瓦　（即卢，　０），则现货价格完全跟随期货价　卢。　ｏ　平稳序列，但如果存在某实数％，使Ｘ，一％　＝　为　平稳序列，则称ｘ，与　之间存在协整关系，协整关　系反映了两个变量之间的长期均衡关系。为检验期　格，价格发现完全由期货市场决定；如果　货价格｛Ｆ）与现货价格｛　）之间是否存在协整关系　（即卢　＝０），则期货价格完全跟随现货价格，价格发　以及ｆ是否是　的无偏估计量，只需对Ｚ　＝ｆ—　进　行平稳性检验。如果｛ｚ，）是平稳的，则表明　与　ｐ　现由现货市场决定；如果赢等式（５）可变换为　介于０和１之间，则　之间存在协整关系，且期货价格是现货价格的无偏　ｔ｝　估计量。　１　．　表明期货价格和现货价格相互发生影响。　｛１　，　３．Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　期货价格与现货价格之间的引导关系可以通过　Ｇ　ｒａｎｇｅ　ｒ因果检验来进行，Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验的模型　为：　［置二　．］＝［兰：］＋［　卢，］　Ｆ一．一　一．卜［　］　其中　＝　ｒ－－Ｏｒ　，　＝１一卢，一卢ｐ，￡，：Ｕ，一　。　６　等式（６）更清楚地揭示出现货价格和期货价格是　＝∑　一．＋∑卢．　Ｆ一，　，　ｆ＝Ｉ　Ｊ＝Ｉ　（３）　（４）　如何随着前期基差（Ｚ　＝Ｆ一　一　一　）的变化而进行调整　的，可以利用最小二乘法对等式（６）进行参数估计。　等式（５）还可变换为：Ｆ一　＝　＋　（Ｆ一．一　一．）（７）　Ｆ＝∑　．　一　＋∑卢：　Ｆ一，＋　ｉ＝ｌ　ｊ＝ｌ　其中　，、Ｆ分别表示现货价格和期货价格，　等式（７）说明了基差的调整过程，而６反映了现　是白噪声，且不相关。如果存在某一卢ｔ　不为零，　货价格与期货价格趋同的速度，６愈小，期货价格　窜开管理谇论２００２年第５期　５８　维普资讯 http://www.cqvip.com 与现货价格收敛的速度愈快。　５．误差修正模型　如果Ｚｆ是平稳时间序列，则说明期货价格与现货价　格之间存在长期均衡关系，并且期货价格是现货价　格的无偏估计量。　误差修正模型是建立在变量存在协整关系基础　上的，Ｇｒａｎｇｅｒ￣ｉＥ明了如果两个变量存在协整关系，　则一定存在误差修正表达式。误差修正模型的作用　在于被解释变量的变动不依赖于某些解释变量，但　依赖于解释变量与因变量长期关系的偏离以及对这　些因变量的调整。如果期货价格　与现货价格尸．之　铜　表２对Ｚ　的ＡＤＦ检验　一５．９７　问存在协整关系，且期货价格是现货价格的无偏估　汁量，则误差修正模型可以表示为：　注：在５％的置信水平下，ＡＤＦ的临莽值为一２．８６。　＝　＋　ｌ　ＺＪ—ｌ＋∑　ｌ　△　一　＋∑／３１　Ａ　一　＋￡１　△ｆ＝ｃ２＋　２Ｚ『－】＋∑　２　△　一　＋∑／３２　△　＋￡２，　ｉ＝１　ｉ＝ｌ　（８）　（９）　和△　由表２可知，对铜、铝而言，其对应的ｚ．序列均　是平稳的，这说明铜、铝的期货价格与现货价格之　间存在着长期的均衡关系，且期货价格是现货价格　的无偏估计量，这充分说明上海期货交易所的运行　是有效的，上海期货交易所金属铜、铝的期货价格　具有价格发现功能。　３．Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验　其中　、％反映了误差修正项Ｚ　对现货价格　和期货价格变动的调整速度。从短期看，　由较稳定的长期趋势和短期波动所决定。从长期看，　协整关系式Ｚ　＝　一，～　一，起到引力的作用，将非均衡　状态拉回到均衡状态。因此，误差修正模型能清楚　地显示与长期均衡的偏离程度。　表３期货价格与现货价格间的ＧｒａｎｇｅｒｌＮ果检验　四、实证结果　１．ＡＤＦ检验　铜　不弓Ｉ导　不引导　１３．８２　５．７４　Ｏ　Ｏ　表１期货价格、现货价格及其一阶差分的ＡＤＦ检验　注：里著性水平　－－０．０５。　△　＝　＋ｐ　～１＋∑６　一　＋￡　ｆ　Ｉ　由Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验可知，铜的期货价格与现货　价格之问存在明显的双向因果关系，而对铝来说仅　－２４　９２　－２４．８８　　存在从期货价格到现货价格单向因果关系。这个结　论可理解为，对于铜而言，投资者可以根据期货价　一９晦劳　穗　－２Ｚ７ｔ　格来预测现货价格，也可以根据现货价格来预测期　货价格，期货价格与现货价格之间相互影响，相互　引导；而对铝来说，投资者只能根据期货价格来预　测现货价格，不能根据现货价格来预测期货价格。　下面我们利用Ｇａｒｂａｄｅ—Ｓｉｌｂｅｒ模型进一步分析期货　４．Ｇａｒｂａｄｅ—Ｓｉｌｂｅｒ模型　注：△表示一阶差分：表中的数据为ＡＤＦ值，在５％的置信水平下ＡＤＦ的临界　值为一２．８６。　为检验期货价格与现货价格之间的协整关系，　我们首先必须对期货价格和现货价格序列的平稳性　　进行检验。由表ｌ可知，在５％的置信水平下，零假　价格和现货价格引导作用的大小。设（即时间序列是非平稳的）不能被拒绝，这说明期　货价格和现货价格序列均是非平稳的。进一步对期　货价格序列的一阶差分和现货价格序列的一阶差分　进行ＡＤＦ检验，由表ｌ不难看出，在５％的置信水平　下，零假设被拒绝，也即说明期货价格序列的一阶　差分和现货价格序列的一阶差分均是平稳的，这说　明金属铜、铝的期货价格序列｛ｆ｝和现货价格序列　｛　｝均是一阶平稳过程（即Ｉ（１）过程）。　２．协整检验　由表４可知，对铜、铝而言，卢　均大于零且统　计显著，说明上一期的基差（Ｚ　＝　一，一Ｐ　）对下一期　现货价格的变化起引导作用，也即说明期货价格对　现货价格具有引导作用。由于卢　大于零，因此在上　一期基差　．．大于零的情况下，平均来说下一期的现　货价格将上升；同样卢，均大于零，但只有铜对应的　卢，显著，说明对铜而言，上一期基差ｚ　对下一期　的期货价格的变化起引导作用，即现货价格引导期　货价格，由于卢，＞Ｏ，因此在上一期基差ｚ　大于零　的情况下，平均来说下一期的期货价格将下降，但　我们利用协整检验来验证期货价格与现货价格　之间是否存在长期均衡关系。如果期货市场具有价　格发现功能，则期货价格应该是现货价格的无偏估　对铝来说由于卢，不显著，说明上一期基差ｚ　对下　计量，所以我们直接对Ｚｒ＝　—　进行平稳性检验；　期期货价格变化的影响不显著，也即现货价格对　一５９　维普资讯 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期货价格不具有引导作用，这里得出的结论与前面　０．００６３，从而说明现货价格的影响力大于期货价格的影　Ｇ　ｒａｎｇｅｒ因果检验的结论完全一致。　Ｂ　响力。同样由Ｆ统计量可知等式（１　２）显著，而等式　＝ｏ．１４，说明尽　（１　３）不显著，等式（１　２）中误差修正项Ｚ．．．，以及滞　后期货价格差分项　．．、　．，的系数均显著不为　零，说明期货价格对现货价格具有引导作用，并通　过误差修正项Ｚ　对现货价格的变动产生影响，等式　价格没有解释能力。这说明对上海期货交易所金属　另外，对于铜而言，由于　ＰＰ。卜Ｐ，　管铜的期货价格和现货价格之间相互影响相瓦引导，　但金属铜现货价格的影响力远远超过其期货价格的　Ｂ　影响力，价格发现功能主要由现货价格决定；而对　（１　３）中所有的系数均不显著，说明现货价格对期货　铝而言　＝０　９４，说明铝的期货价格的影响力远　ｐＰ十ｐ，　铝来说，期货价格引导现货价格，而现货价格对期　货价格不具有引导作用。　远超过其现货价格的影响力，价格发现功能主要由　期货价格决定。同时由前面的结论可知铝的现货价　格对期货价格不具有引导作用，更进一步地说明了　铝的价格发现功能是由期货价格决定的。　参数６反映了期货价格与现货价格收敛的速度，　表５误差修正模型　铜、铝对应的６分别为０．９２和０．８３，反映了上一个　交易日的基差持续到下一个交易日的比例。　表４　ＧＳ模型的参数统计　０．０１‘　０．０６‘　０．０９２‘　铜　（２．２３）　（ｏ．０３）　（５．４４）（ｏ）　０．１４　（８０．３３）　（ｏ）　金属铝误差修正模型：　注：・表示在５％的１信水平下显著，　括号内的数字表示ｔ统计值　括号内的数字是Ｐ值（概率值）。　△　＝１０．４２＋０．１ｌｚ　Ｉ＋０．１４△　—Ｉ＋０．１２△　３７）　一２—０．０３△　Ｉ　（＿１．０４）　（０∞　２２）　（７．５３）　（０》　（０）　一（５．３ｓ）　（０）　＋Ｏ．０３△　２　（１２）　５．误差修正模型　（１∞　）　由于铜、铝的期货价格和现货价格存在协整关　系，故我们利用误差修正模型来考察长期趋势和短　期效应对期货价格与现货价格变动的影响。　由表五可知，等式（１０）、（１２）误差修正项系数　均大于零，说明误差修正项对现货价格的变动具有　ｆ０　３０）　Ｒ－－０．１６　Ｆ．　ｌ０．８６　Ａ　＝－１．３８－０．０２　＿４２）　（０．醴）　．）％　３４）　一一Ｉ一０．Ｉ）０３８　Ａ　１１）　（０．睨）　—Ｉ－０．Ｏ０ｏ７　Ａ　２＋０．ｏ８　一一Ｉ　蚴　啷）　㈣　０　＋０．Ｏ４△　（０期　３３）　２　（１３）　正向调整作用，等式（１１）、（１３）误差修正项系数均　小于零，说明误差修正项对期货价格的变动具有反　向调整作用。　“　：—ｌＲ－－０．００６５　Ｆ－－１．４３　由Ｆ统计量可知，等式（１０）、（１１）均统计显著，等　，《｛　，　。　，　：　，　ｑ　１　簟　．　＿‘　式（１０）中△Ｆ，　的系数显著不为零，说明金属铜的期　货价格对现货价格具有引导作用，但误差修正项ｚ　的系数不显著，说明当期货价格与现货价格出现偏　离时，对现货价格的影响力相对较小。等式（１１）中　虽然　…　．，的系数不显著，但ｚ　的系数显著，　五、结论　本文利用协整检验、Ｇｒａｎｇｅｒ因果检验、ＧＳ模　型以及误差修正模型等方法对上海期货交易所金属　铜、铝的价格发现功能进行了实证研究，得出了以　下几个结论：　说明误差修正项对期货价格变动具有很好的解释作　用，当期货价格与现货价格出现偏离时，期货价格　将进行调整，也即意味着现货价格对期货价格具有　引导作用，因而对于金属铜来说，现货价格与期货　价格的作用是相互的，但由于等式（１１）中ｚ　的系　１．铜、铝期货价格序列和现货价格序列均是非　平稳的，但它们的一阶差分是平稳的。　２．铜、铝期货价格与现货价格之间存在协整关　系，且期货价格是现货价格的无偏估计量。　３．金属铜期货价格和现货价格之间存在双向引　数（绝对值）０．０６远远大于等式（１　０）中ｚ　的系数　导关系，但在价格发现功能中，现货价格的引导作　６０　甫井管理诨论２００２年第５期　维普资讯 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用更强，这与我们通常所认为的金属铜期货价格决　（上接第５６页）　讲，中资银行需要重新定位，要主动地从“信用中　定现货价格是不一致的　、　４．对金属铝而言，仅存在期货价格对现货价格的引　导关系，而现货价格对期货价格不具有引导作用，　介”型金融机构向“服务中介”型金融机构转变。也就　是说，中资银行要从战略上重视表外业务，积极开拓　新的收入渠道，摆脱对存贷款业务的过度依赖。　当然，中资银行表外业务落后的原因有很多方　面，不仅仅是银行本身的经营战略问题，分业银行制　度、不成熟的法律环境、不完善的社会信用体系等因　这说明在金属铝的价格发现功能中期货价格起着决　定性的作用。　由此可知，上海期货交易所铜、铝两个品种期货价　格发现功能良好，期货市场的运行较为有效，这为我　国期货市场的进一步发展奠定了良好的基础　素一起构成了外部制约条件。因此，中资银行的重　新定位需要多方面的共同努力。　参考文献　…吴冲锋著．金融工程研究．上海交通大学出版社，２０００，（２）．　Ｐｒｉｃｅｓ．Ｔｈｅ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔｓ，ｌ　９９　１．ｆ　ｌ１）：４６　ｌ一４７４．　参考文献　【１］Ｆｒａｎｋｌｉｎ　Ｊ．Ｃｈｕ．Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｓ　ｉｎ　Ｃｒｏｓｓ—ｂｏｒｄｅｒ　Ｓｔｒｕｃｔｕｒｅｄ　Ｆｉｎａｎｃｅ．Ｔｈｅ　Ｂａｎｋｅｒｓ　Ｍａｇａｚｉｎｅ，Ｓｅｐｔｅｍｂｅｒ／Ｏｃｔｏｂｅｒ，１９９２．　ｆ２１　Ｂｅｓｓｌｅｒ．Ｄ．Ａ．ａｎｄ　Ｃｏｖｅｙ．Ｔ．、Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ：Ｓｏｍｅ　Ｒｅｓｕｌｔｓ　ｏｎ　Ｕ．Ｓ．Ｃａｔｔｌｅ　ｆ３１　Ｂｉｇｍａｎ．Ｄ．，Ｇｏｌｄｆａｒｂ．Ｄ．ａｎｄ　Ｓｃｈｅｃｈｔｍａｎ．Ｅ．、Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔｓ　Ｅｍ—　ｃｉｅｎｃｙ　ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｔｉｍｅ　Ｃｏｎｔｅｎｔ　ｏｆ　ｈｅ　Ｉｔｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ　Ｓｅｔｓ．Ｔｈｅ　Ｊｏｕｍａｌ　ｏｆ　【２］Ｆｒａｎｋｌｉｎ　Ｊ，Ｃｈｕ．Ｔｈｅ　Ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ　ｏｆ　ｔｈｅ　Ａｓｓｅｔ—ｂａｃｋｅｄ　Ｍａｒｋｅｔ．Ｔｈｅ　Ｂａｎｋｅｒｓ　Ｍａｇａｚｉｎｅ，Ｍａｙ￣ｕｎｅ，Ｉ９９３．　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｉｓ，ｌ　９８３．（３）：３２　ｌ一３３４　Ｂｏｏｔｈ．Ｇ．，ｓｏ．Ｒ．ａｎｄＴｓｅ．Ｙ．．ＰｒｉｃｅＤｉｓｃｏｖｅｒｙｉｎｔｈｅＧｅｒｍａｎＥｑｕｉｔｙＩｎｄｅｘ　［３］Ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ、Ａｎ　Ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ　Ｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅ，ＯＥＣＤ，１９９５．　［４］Ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ　ｉｎ　ＵＳＡ．ｈｔｔｐ：Ｐｗｗｗ．ｖｉｎｏｄｋｏｔｈａｒｉ．ｃｏｒｎ／ｕｓａ．ｈｔｍ；　Ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ　ｉｎ　Ｅｕｒｏｐｅ，ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｖｉｎｏｄｋｏｔｈａｒｉ．ｃｏｍ／ｅｕｒｏｐｅ．ｈｔｍ；　Ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ　ｉｎ　Ａｓｉａ，ｈｔｔｐ：／／ｗｗｗ．ｖｉｎｏｄｋｏｔｈａｒｉ．ｃｏｒｎ／ａｓｉａ．ｈｔｍ．　ＤｅｆｉｖａｔｉｖｅｓＭａｒｋｅｉｓ．ＴｈｅＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｕｔｕｒｅｓＭａｒｋｅｔｓ，ｌ９９９，ｆｌ９　６６ｌ９　６４３．　『５１　Ｅｌａｍ．Ｅ　ａｎｄ　Ｄｉｘ∞．Ｌ　Ｂ—Ｅｘａｍｉｎｉｎｇ　ｔｈｅ　Ｖ￣ｉｄｉｙｔ　ｏｆ　ａ　Ｔｅｓｔ　ｏｆＦｕｔａｌｅｓ　Ｍａｒｋｅｔ　Ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ．１１１ｅ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔｓ，ｌ９８８，（８）：３６５—３７２、　ｆ６１　Ｅｎｇｌｅ．Ｒ　Ｆ．ａｎｄ　Ｇｒａｎｇｅｒ，Ｃ．Ｗ…Ｊ　Ｃｏ—ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ　ａｎｄ　Ｅｒｒｏｒ　Ｃｏｒｒｅｃｔｉｏｎ：　Ｒｅｐｒｅｓｅｎｍｔｉｏｎ，Ｅｓｔｉｍａｔｉｏｎ，ａｎｄ　Ｔｅｓｔｉｎｇ，Ｅｃｏｎｏｍｅ￣ｉｃａ，ｌ９８７，（５５）：２５ｌ一２７６．　『７１　Ｇａｒｂａｄｅ．Ｋ．Ｄ．ａｎｄ　Ｓｉｌｂｅｒ．Ｗ．Ｌ．．Ｐｒｉｃｅ　Ｍｏｖｅｍｅｎｔｓ　ａｎｄ　Ｐｒｉｃｅ　Ｄｉｓｃｏｖ—　ｅｒｙ　ｉｎ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　ａｎｄ　Ｃａｓｈ　Ｍａｒｋｅ￣，Ｒｅｖｉｅｗ　ｏｆ　Ｅｃｏｎｏｍｉｃｓ　ｎｄ　Ｓｔａａｔｉｓｔｉｃｓ，　ｌ９８３．（６５）：２８９—２９７．　［５］Ｓｔｅｐｈｅｎ　Ｌｕｍｐｋｉｎ．Ｔｒｅｎｄｓ　ａｎｄ　Ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ　ｉｎ　Ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ．ＯＥＣＤ　Ｆｉｎａｎｃｉａｌ　Ｍａｒｋｅｔ　Ｔｒｅｎｄｓ，Ｏｃｔｏｂｅｒ，１９９９，７４．　［６］艾伦．力Ⅱ特．陈雨露，王智洁，蔡玲译．管制、放松与重新管制．经济　科学出版社，１９９９　９．　［７］李秉祥．当代国际商业银行发展的大趋势．财经问题研究，１９９５，（５）．　［８］皮埃特罗・潘泽，维普・Ｋ・班赛尔．用ＶａＲ度量市场风险．机械工业　出版社．２００ｌ一９．　『８１　Ｌａｉ．Ｋ．Ｓ．ａｎｄ　Ｌａｉ．Ｍ．．Ａ　Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ　Ｔｅｓｔ　ｆｏｒ　Ｍａｒｋｅｔ　Ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ，Ｔｈｅ　Ｊｏｕｍａｌ　ｏｆＦｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｉｓ，ｌ９９１．（１１）：５６７—５７５　ｆ９１　Ｍａｂｅｒｌｙ．Ｅ．Ｄ．．Ｔｅｓｔｉｎｇ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔ　Ｅｆｉｃｉｆｅｎｃｙ—Ａ　Ｒｅｓｔａｔｅｍｅｎｔ．　ｈｅ　ＴＪｏｕｍａｌ　ｏｆ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｉｓ．１９８５，（５）：３６５—３７２．　［９］薛敬孝，曾令波．论金融证券化．南开经济研究，２０００，（３）．　【Ｊ　０］Ｑｕａｎ．Ｊ．．Ｔｗｏ－Ｓｔｅｐ　Ｔｅｓｔｉｎｇ　Ｐｒｏｃｅｄｕｒｅ　ｆｏｒ　Ｐｒｉｃｅ　Ｄｉｓｃｏｖｅｒｙ　Ｒｏｌｅ　ｏｆ　Ｆｕ—　ｕｒｔｅｓ　Ｐｒｉｃｅｓ．Ｔｈｅ　Ｊｏｕｍａｌ　ｏｆ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔｓ，ｌ９９２，（１２）：ｌ３９一ｌ４９．　［１０］余坚，王剑铭．论资产证券化的法规监管．金融研究，１９９９，（２）．　［１１］章和杰，姜昕．加入ｗＴｏ对中国银行业的挑战、机遇与对策．山东　社会科学，２０００，（６）．　【ｌ２］王长江．借鉴国际经验，发展表外业务．国际金融，１９９７，（８）．　［１３］吴志民．表外业务：发展与监控．金融研究，１９９８，（２）．　作者简介　薛敬孝，南开大学国际经济贸易系教授，博士生导师。　曾令波，南开大学国际经济贸易系博士生。　Ａｓｓｅｔ　Ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｒｅｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎ　ｏｆ　Ｂａｎｋｉｎｇ　Ｉｎ－　ｄｕｓｔｒｙ　Ｘｕｅ　Ｊｉｎｇｘｉａｏ，Ｚｅｎｇ　Ｌｉｎｇｂｏ　Ａｂｓｔｒａｃｔ　Ｆｉｒｓｔｌｙ，ｗｅ　ｉｎｔｒｏｄｕｃｅｄ　ｔｈｅ　ｐｒｏｃｅｓｓ　ｏｆ　ａｓｓｅｔ　ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ　ａｎｄ　ｎａａｌｙｚｅｄｉＩｓ　ｅｆｆｅｃｔｓｏｎｔｈｅ　ｒｏｌｅｏｆｃｏｍｍｅｒｃｉｌ　ａｂａｎｋｓ．１’ｈｅ　ｒｏｌｅｏｆｃｏｍｍｅｒｃｉｌ　ａ『ｌ　Ｉ］Ｓｃｈｒｏｅｄｅｒ．Ｔ．Ｃ．ａｎｄ　Ｇｏｏｄｗｉｎ．Ｂ．Ｋ．．Ｐｒｉｃｅ　Ｄｉｓｃｏｖｅｒｙ　ｎｄ　ａＣｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ　ｏｒ　ｆＬｉｖｅ　Ｈｏｇｓ．Ｔｈｅ　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔｓ，ｌ９９　ｌ，（１１）：６８５—６９６．　¨２１　Ｓｃｈｗａｒｅｚ．Ｔ．Ｖ．ａｎｄ　Ｓｚａｋｍａｒｙ．Ａ．Ｃ．．Ｐｒｉｃｅ　Ｄｉｓｃｏｖｅｒｙ　ｉｎ　Ｐｅｔｒｏｌｅｕｍ　Ｍａｒｋｅ￣；Ａｒｂｉｔｒａｇｅ　Ｃｏｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ，ａｎｄ　ｔｈｅ　Ｔｉｍｅ　Ｉｎｔｅｒｖａｌ　ｏｆ　Ａｎａｌｙｓｉｓ．　ｈｅ　ＴＪｏｕｒｎａｌ　ｏｆＦｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔｓ，ｌ９９４，（１４）：ｌ４７一ｌ６７．　『ｌ　３１　Ｙａｎｇ．Ｊ．，Ｂｅｓｓｌｅｒ．Ｄ．Ａ．ａｎｄ　Ｌｅａｔｈａｍ．Ｄ…Ｊ　Ａｓｓｅｔ　Ｓｔｏｒａｂｉｌｉｔｙ　ａｎｄ　Ｐｒｉｃｅ　Ｄｉｓｃｏｖｅｒｙ　ｉｎ　Ｃｏｍｍｏｄｉｔｙ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔｓ：Ａ　Ｎｅｗ　Ｌｏｏｋ．Ｔｈｅ　Ｊｏｕｍａｌ　ｏｆＦｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｉｓ．２０ｏ１．（２１）：３２７９—３３０ｏ．　作者简介　华仁海，东南大学经济管理学院博士研究生，南京经济　学院金融学系副主任，副教授，主要研究方向为期货市场　仲伟俊，　东南大学经济管理学院教授，博士生指导老师　Ａｎ　Ｅｍｐｉｒｉｃａｌ　Ａｎａｌｙｓｉｓ　ｏｎ　Ｐｒｉｃｅ　Ｄｉｓｃｏｖｅｒｙ　ｉｎ　Ｏｕｒ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅｔｓ　ｂａｎｋｓ　ｉｓ　ｃｈａｎｇｉｎｇ　ｆｒｏｍ　ｃｒｅｄｉｔ　ｍｅｄｉｕｍ　ｔｏ　ｓｅｒｖｉｃｅ　ｍｅｄｉｕｍ，ａｎｄ　ａｔ　ｈｅ　ｓａｌｔｎｅ　ｔｉｍｅ，ｔｈｅ　ＳＰＶ　ｏｆ　ａｓｓｅｔ　ｓｅｃｕｒｉｔｉｚａｔｉｎ　ｅｇａｂｎ　ｔｏ　ｔａｋｅ　ｔｈｅ　ｒｏｌｅ　ｏｆ　ｃｒｅｄｉｔ　ｍｅｄｉｕｍ．　Ｔｈｅｎ　ｗｅ　ｆｏｃｕｓｅｄ　ｏｎ　ｔｈｅ　ｒｅａｓｏｎｓ　ｏｆ　ｔｈｉｓ　ａｎｄ　ｆｏ・ｕｎｄ　ｔｈａｔ　ｔｈｅ　ｉｎｆｏ・ｒｍａｔｉｏｎ　ｍｅｃｈａｎｉｓｍｓ　ｎｄ　ａｔｈｅ　ｉｓｋ　ｍｅｃｈａｎｉｓｒｍｓ　ｏｆ　ｔｈｅ　ｃｏｍｍｅｒｃｉａｌ　ｂａｎｋ　ａｎｄ　ｈｅ　ＳＰＶ　ｔｒｅ　ａｓｉｍｉｌｒ，ｗｈｉａｃｈ　ｗｅ　ｂｅｌｉｅｖｅ　ｉｓ　ｈｅ　ｕｎｄｅｒｌｔｙｉｎｇ　ｒｅａｓｏｎ．　Ａｃｃｏｒｄｉｎｇ　ｔｏ　ｏｕｒ　ｃｏｎｃｌｕｓｉｏｎ，ｔｈｅ　ｒｏｌｅ　ｏｆ　ｃｏｍｍｅｒｃｉｌ　ｂａｎｋｓ　ａｗｉｌｌ　ｃｏｎｔｉｎｕｅ　ｔｏ　Ｈｕａ　Ｒｅｎｈａｉ，Ｚｈｏｎｇ　Ｗｅ６ｕｎ　Ａｂｓｔｒａｃｔ　Ｔｈｉｓａｒｔｉｃｌｅｆｃｕｓｅｓｏｎｔｏｈｅ　ｒｏｌｅｏｆｐｒｉｃｅｄｉｓｃｏｖｅｒｙｏｆｆｕｔｕｒｅｓｐｒｉｃｅｓ．　Ｉｔ　ｔａｋｅｓ　Ｓｈａｎｇｈａｉ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｅｘｃｈａｎｇｅ’ｃｏｐｐｅｒ　ｎｄ　ａｌａｕｍｉｎｕｍ　ａｓ　ｅｘａｍｐｌｅｓ　ａｎｄ　ｄｅｔｅｒｍｉｎｅｓ　ｗｈｅｔｈｅｒ　ｈｅ　ｔｃｏｐｐｅｒ　ｎｄ　ａａｌｕｍｉｎｕｍ　ｆｕｔｕｒｅｓ　ｐｒｉｃｅ　ｈａｓ　ｐｒｉｃｅ　ｄｉｓｃｏｖｅｒｙ　ｆｕｎｃｔｉｏｎｓ．Ｔｈｅ　ｒｅｓｕｌｔｓ　ｉｎｄｉｃａｔｅｄ　ｔｈａｔ　ｔｈｅ　ｃｏｐｐｅｒ　ｆｕｔｕｒｅｓ　ｐｒｉｃｅ　ａｎｄ　ｓｐｏｔ　ｐｒｉｃｅ　ｈａｖｅ　ｆｅｅｄｂａｃｋ　ｅｆｆｅｃｔｓ，ａｎｄ　ｈｅ　ｃａｓｈ　ｔｍａｒｋｅｔ　ｐｒｉｃｅ　ｄｉｓｃｏｖｅｒｙ　ｄｏｍｉｎａｔｅｓ　ｔｈｅ　ｆｕｔｕｒｅｓ　ｍａｒｋｅｔｓ．Ｔｏ　ｈｅ　ａｌｔｕｍｉｎｕｍ，ｔｈｅｒｅ　ｏｎｌｙ　ｅｘｉｓｔｓ　ｔｈｅ　ｃａｕｓａｌｉｔｙ　ｆｒｏｍ　ｔｈｅ　ｆｕｔｕｒｅｔｏｔｈｅ　ｃａｓｈｍａｒｋｅｔ．　ｃｈａｎｇｅ　ｒａｐｉｄｌｙ　ａｎｄ　ｔｈｅ　ｒｅｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎ　ｏｆ　ｈｅ　ｔｃｏｍｍｅｒｃｉｌ　ｂａｎｋｉｎｇ　ａｉｎｄｕｓｔｒｙ　ｉｓ　ｖｅｒｙ　ｎｅｃｅｓｓａｒｙ，ｅｓｐｅｃｉａｌｌｙ　ｔｈｅ　Ｃｈｉｎｅｓｅ　ｂａｎｋｓ．　Ｋｅｙ　Ｗｏｒｄｓ　Ａｓｓｅｔ　Ｓｅｃｕｒｉｔｉｓａｔｉｏｎ；ＳＰＶ；Ｂａｎｋｉｎｇ　Ｉｎｄｕｓｔｙ；Ｕｎｓｙｓｔｅｍａｔｒｉｃ　Ｉｎｆｏｒｍａｔｉｏｎ　Ｋｅｙ　Ｗｏｒｄｓ　Ｆｕｔｕｒｅｓ　Ｍａｒｋｅ￣；Ｐｒｉｃｅ　Ｄｉｓｃｏｖｅｒｙ　ＮａｎｋａｉＢｌｌ，ｓ，ｉｎｅ６，ｓＲｅＶｍｕ　Ｎｏ．５．２００２　６１