一、研究意义
石油作为当今世界最重要的工业原料与战略资源，被誉为“工业的血液”，与国民经济有着极其密切的关系。在上世纪70年代以前，石油价格一直相对平稳，但随着世界石油需求的不断增长以及几次石油危机之后，石油价格暴涨暴跌，存在巨幅波动。而最近2014年石油价格出现严重下滑，更是引发市场各方对于石油期货市场的关注。由于价格发现功能作为期货市场两个基本功能之一，其市场价格能够对未来市场走势做出预期反应，使期货价格在社会资源配置过程中能发挥比现货价格更为积极的作用。
期货作为规避极端风险的重要方式，国际石油期货市场一直吸引着大量以套期保值为目的的石油企业，此外还存在不少以投机为目的的对冲基金等国际资金的参与，它们通过对市场价格的分析和预测，在价格出现有利变动时对所持期货合约进行对冲操作，平仓获取利润。从理论上讲，国际石油期货市场与现货市场的长期价格走势是一致的，但由于现货市场供求变化，抑或是不同交易位的交易者双方力量对比的改变会存在一定的差异。如果在一个充分流动的商品期货市场中，由于市场达到了于市场达到了完全竞争性，投机者对价差利益的追逐行为会使期货价格的波动在短期内迅速回归。所以，在成熟的期货市场上，现货市场的完全竞争程度对期货交易价格起决定作用。因此分析研究国际期货市场的价格与国际现货市场的价格将有助于了解石油价格的形成机制，帮助企业规避石油价格波动风险。
二、文献综述
在早期的研究中，对期货价格与现货价格关系的研究主要采用传统计量经济学的方程方法或者运用最小二乘法（OLS）进行回归分析和时间序列分析中的自回归移动平均模型（ARMA）。
GarbadeKenneth.D和William.L.Silber（1983）建立了现货价格与期货价格之间相互联系的动态变化的一个局部均衡模型，他们对小麦、玉米、燕麦、橙汁、铜、金、银7种期货品种进行了实证检验，研究发现期货市场对现货市场具有价格引导的功能。[1]
Min和Najand（1999）对韩国的期货市场和现货市场进行了研究，主要研究了期货与现货收益和波动之间的滞后引导关系以及两个市场之间的Granger引导关系，结果表明，二者之间存在相互引导关系。[2]
我国部分学者也对我国期货市场的有效性及期货市场与现货市场之间的引导关系进行了大量研究，并且得到了许多有意义的结论。
王骏和张宗成通过向量自回归模型和协整分析等多种方法，发现中国黄豆和硬麦期货价格与现货价格存在相互引导关系，同时也存在长期均衡关系；期货市场在黄豆的价格发现中起主导作用，而在硬麦的价格发现中起主导作用的则是现货市场。[3]
程伟力采用协整理论和误差修正模型对影响国际油价的诸多因素进行了分析，认为石油期货市场上的投机因素等在短期内起着比较重要的作用。[4]
周子康、王实和杨衡通过协整和格兰杰因果检验，得出投机基金的推波助澜加剧了石油市场价格波动的结论。[5]
王群勇、张晓峒则利用信息份额模型探讨了国际石油期货市场的价格发现机制，发现期货市场在石油价格发现中的贡献比例达到54.27%，在石油期货与现货的价格变化过程中，期货价格起主要的引导作用。[6]
三、数据来源及处理
在本文数据的选取方面，由于期现货价格每日的价格具有间断性，为了保证得到的数据为连续的，本文选取了WTI石油市场从1986年1月到2014年9月每个月的期货和现货价格以获得连续价格序列来进行分析，这样样本数据达到上百个数据，更有利于全面完整的对WTI石油期货价格与现货价格进行分析。样本数据来自美国能源署。
我们将WTI的每月现货价格（记为S），每月期货价格记为（F），下图为WTI石油期货价格F和现货价格S的走势图（图3.1）
赵彬茹.TIF；%110%130
从图1中可以看出，WTI石油期货价格F关与现货价格S的走势几乎趋同，在很大程度存在着一致性和同步性。换言之，WTI的期货价格与现货价格之间具有很强的联动关系。
本文将在下面利用上述的期货价格和现货价格的数据进行实证研究。但在进行实证研究之前，先对样本进行了统计检验。检验结果如下图（图3.2）
赵彬茹2.TIF；%110%110
由该石油期货价格与现货价格的基本统计特征可看见，WTI石油期货价格的方差是大于石油现货价格的方差的，这表明WTI石油期货的价格波动程度比现货的价格要大，这是符合价格形成理论的。
四、实证检验过程
（一）单位根检验
在确定WTI石油期货价格F与现货价格S，是否存在协整关系之前，我们需要进行根检验，故采用ADF检验方法，对F和S两个连续时间序列进行平稳性检验，并分别对原序列进行单位根检验和其一阶差分序列进行根检验。
具体检验结果如下
赵彬茹3.TIF；%110%110TS（JZHT7.H图4.1TS）KH*2
检验结果由图4.1可知，期货价格和现货价格的时间序列都是非平稳的，但其一阶差分却是平稳的，故其均为一阶单整序列。以下将对WTI现货价格和期货价格进行协整分析。
（二）、johanson协整检验 由以上单位根检验可知，WTI期货价格和现货价格都是一阶单整时间序列，笔者将进一步通过johanson协整检验检验WTI石油期货价格和现货价格之间存在的协整关系。
（1）、滞后阶数标准
赵彬茹4.TIF；%110%110TS（JZHT7.H图4.2TS）KH*2
在最优滞后期的选择上。笔者根据无约束水平VAR模型来确定最有协整阶数P，通过图4.1我们可知当AIC和SC的最优滞后期分别为其最小时的滞后期，由图4.2我们可以知道AIC最优滞后阶数为7，SC最优滞后阶数为2，笔者选择SC准则下的最优滞后期阶数2作为协整阶数。
（2）、VAR模型的建立与检验
通过建立VAR模型并对其检验，笔者发现所有AR根模的倒数均小于1，没有根在单位圆外因而建立的VAR模型是稳定的。
（3）、协整检验结果
考虑到WTI石油期货与现货价格的走势，此处笔者选择观测序列有确定的线性趋势且只有截距项。
赵彬茹5.TIF；%110%110TS（JZHT7.H图4.3迹检验统计量TS）KH*2
赵彬茹6.TIF；%110%110TS（JZHT7.H图4.4最大特征值统计量TS）KH*2
通过图4.3和图4.4我们可以看出在5%的显著水平下存在1个协整关系，表明WTI的现货价格与期货价格之间存在长期稳定的均衡关系。故为接下俩黄金期货价格和现货价格引导关系的检验提供了必要前提。
（4）、格兰杰（Granger）因果检验
笔者通过以上的协整检验，可以得出WTI石油期货价格和现货价格之间存在着协整关系。以下笔者将通过Granger因果检验分析WTI石油期货价格与现货价格在价格关系上的引导关系，即双方谁起着引导关系，或者是两者均存在相互引导关系。
赵彬茹7.TIF；%110%110TS（JZHT7.H图4.5TS）KH*2
由图4.5可知当滞后期数位2时，由于p值为0.0017<0.01，证明期货价格是现货价格的因，又因为P值0.0003<0.01，证明现货价格是期货价格的因。故WTI的石油期货价格和石油现货价格具有双向引导关系，但期货价格对于现货价格的引导关系更强一些。
（5）、实证研究的结论
笔者在本文中，通过单位根检验、协整检验分析等方法对西德克萨斯轻质原油（WTI）原油市场1986年1月到2014年9月每个月的期货和现货价格的连续价格序列进行了实证研究，发现WTI石油期货价格与现货价格之间存在长期的稳定关系，并利用格兰杰因果检验发现期货价格和现货价格存在双向引导关系，但是期货价格对于现货价格的引导关系更强。（作者单位：西南石油大学经济管理学院）
本论文系四川省2014年大学生创新训练项目（201410615046）阶段性研究成果
