2010年4月16日中国沪深300股指期货终于正式上市交易，成为了中国发展金融期货的开端。股指期货推出至今已有三年多，随着我国期货市场交易机制日趋完善以及期货投资者的成熟，越来越多的生产者和消费者利用期货市场的价格信息进行现货投资。因此有必要研究我国的沪深300股指期货的价格发现功能。
　　图1 沪深300股指期货与现货的价格走势图
　　一、相关性分析
　　首先我们做出沪深300股指期货与股指现货的价格走势图，如图1所示，其中红色线表示现货价格，蓝色线表示期货价格。从上图中可以直观看出，以日收盘价格为研究对象的沪深300股指期货和沪深300股指现货的价格具有高度的一致性，且沪深300股指期货的价格变化基本上领先于现货价格的变化。
　　然后我们再做出沪深300股指期货与现货的相关系数矩阵，如下表1所示
　　表1 沪深300股指期货与现货的相关系数矩阵
　　从表1中可以看出，沪深300股指期货与沪深300股指现货的价格相关性很高，相关系数高达0.911762。这表明，沪深300股指期货价格与现货价格之间确实具有较大的相关性，股指期货可能具有价格发现功能。
　　二、单位根检验
　　由于股指期货与股指现货都是时间序列，因此在进行相关性分析之后，要对其进行平稳性检验。本文采取单位根检验的方法，分别对股指期货和股指现货的日收盘价格进行检验。单位根检验的方法选择ADF检验。根据序列图像，均选择检验回归方程的形式为有截距项，但没有确定趋势。Eviews7.0输出结果为期货序列AFD检验的T统计量为0.07664，相伴概率为0.705，现货序列AFD检验的T统计量为0.05444，相伴概率为0.698.从检验结果看，沪深300股指期货与沪深300股指序列都存在单位根，均是非平稳序列。
　　为了得到沪深300股指期货序列和沪深300股指序列的单整序列，现在对沪深300股指期货序列以及沪深300股指序列的差分进行ADF检验。根据序列图像的特点，选择检验的方程形式为既无截距项又无趋势项。结果如下：期货序列AFD检验的T统计量为-9.7936，相伴概率为0.00，现货序列AFD检验的T统计量为-9.7937。相伴概率为0.00.从检验结果看，沪深300股指期货一阶差分序列和沪深300股指一阶差分序列均是平稳序列，因此为差分的原序列为一阶单整序列。
　　三、协整检验
　　根据时间序列特征，协整检验时采用单一方程的EG两步法：
　　对第二个回归方程的残差进行ADF检验，同样选择无趋势项且无截距项的形式，ADF检验的T统计量为-2.691，相伴概率为0.0074.
　　我们同样可以得出沪深300股指期货和沪深300股指现货之间确实具有协整关系。两个回归方程均刻画了沪深300股指期货与沪深300股指之间的长期均衡关系。为了进一步考察沪深300股指是否具有价格发现，分析沪深300股指期货和现货序列变量之间的因果关系，我们进行格兰杰因果检验。
　　四、格兰杰因果检验
　　格兰杰因果关系检验可以用来确定经济变量之间是否存在因果关系以及影响的方向，其检验思想为：如果X的变化引起了Y的变化，则X的变化应当发生在Y的变化之前。上文已经说明沪深300股指期货序列与其现货序列均是一阶单整序列，这意味着满足了格兰杰因果检验的前提条件。下面我们对沪深300股指期货及其现货序列的一阶差分序列进行格兰杰检验，结果见下表
　　从表2和表3中可以看出，沪深300股指期货和现货价格的格兰杰因果关系并不显著。在1至5阶的滞后期数中，都无法说明期货价格变动是现货价格变动的原因。在1至2阶的滞后期中，现货对期货的价格引导关系并不明显，但随着阶数的增加，现货对期货的引导作用显示出来。总体来说，可以认为，沪深300股指现货指数是期货指数格兰杰意义上的原因，但期货指数却不是现货指数格兰杰意义上的原因。现货价格对期货价格具有单向的引导作用。
　　通过格兰杰因果检验，我们可以确定模型的解释变量应该是期货价格，被解释变量应该是现货价格，因此长期的协整关系方程应该是：
　　六、结论
　　综上，从我国的沪深300股指期货来看，期货的价格发现功能并不明显。
　　【作者简介】何美玲（1991- ）女，汉族，山西太原人，广东金融学院金融学专业
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