期貨價格的波動性與成交量和持倉量之間的關系揭示了收益與風險的內在關聯，研究它們之間的關系有助于我們了解期貨市場內部信息傳播的方式以及價格分布特征，也有利于提高我們對價格走勢分析推斷的準確性和有效性。本文以上海期貨交易所鋁期貨為例，研究期貨鋁收益率與持倉量、成交量之間的關系。 一、時間序列分析 1、描述統計 　　由于每個期貨合約都將在一定時間到期，因此，不同于股票價格，期貨價格具有不連續的特點，即對每一個期貨合約，合約的時間跨度是有限的，任一交割月份合約在合約到期以后，該合約將不復存在。另外，在同一個成交日，同時有若干不同交割月份的期貨合約在進行成交，因此，同一期貨品種在同一成交日會有若干不同交割月份的期貨數據存在。為研究需要，克服期貨價格不連續的缺點，必須產生連續的期貨價格序列，為此，我們選取文華財經軟件中的滬鋁指數作為期貨價格的表示方法，樣本選取時間為2001年1月2日至2008年12月11日，樣本容量共計1924個。收益率我們采用滬鋁指數對數的差分計算求得，即：rclose=ln(closet/closet-1)，其中close為每日滬鋁指數收盤價。表1：滬鋁收益率及成交量、持倉量的基本統計量滬鋁收益率 滬鋁持倉量 滬鋁成交量 均值 -0.000117 108464.3 46811.27 中位數 0.000000 91932.00 21882.00 標準差 0.009821 67043.51 62960.07 偏度 -0.436960 0.902736 3.296963 峰度 8.688278 3.954399 18.38650 JB統計量 2653.760 334.1698 22452.98 樣本容量 1923 1923 1923 　　由表1 的統計結果可知:鋁收益率的偏度為負數,峰值大于3 ，呈現出明顯的尖鋒、厚尾的特征，JB 正態檢驗的結果也說明收益的分布不服從正態分布，檢驗收益率序列平穩性。 2、平穩性檢驗　進一步對鋁的收益率和成交量、持倉量的平穩性進行ADF 檢驗，由表2的檢驗結果可知，鋁的收益率序列和持倉量序列均在1%的顯著水平下是平穩的。　　 表2：變量單位根檢驗 滬鋁收益率 滬鋁成交量 滬鋁持倉量 Augmented Dickey-Fuller test statistic -42.92955 -2.653277 -3.059795 Test critical values: 1% level -3.433550 -3.433559 -3.433559 5% level -2.862840 -2.862844 -2.862844 10% level -2.567509 -2.567511 -2.567511 二、量價分析 1、價量間的相關性分析 為研究價格波動與成交量之間的相互關系,我們計算了收益率與成交量以及它們之間的相關系數,結果見表3。　 表3：各變量相關系數表 滬鋁價格 滬鋁收益率 滬鋁成交量 滬鋁持倉量 滬鋁價格 1.000000 0.062333 0.322745 0.550568 滬鋁收益率 0.062333 1.000000 -0.012318 -0.034741 滬鋁成交量 0.322745 -0.012318 1.000000 0.629558 滬鋁持倉量 0.550568 -0.034741 0.629558 1.000000 　　由表3可知,收益率與成交量之間存在負相關關系且相關關系不顯著,這與我們的預期是完全一致的,同時也說明鋁這個期貨品種在價格上升和下降過程中成交量是對稱的。而鋁的成交量和持倉量呈明顯的正相關關系，同樣符合我們的預期。 2、價量間的因果檢驗 　　為進一步了解收益率與成交量及持倉量之間的相互引導關系,我們進行Granger 因果 檢驗。我們選取滯后2進行處理。 表4: Granger因果關系檢驗 原假設 F 統計量 P 值 滬鋁成交量不引導滬鋁收益率 5.31189 0.00501 滬鋁收益率不引導滬鋁成交量 13.8936 1.0E-06 滬鋁持倉量不引導滬鋁收益率 4.04464 0.01767 滬鋁收益率不引導滬鋁持倉量 18.9378 7.2E-09 　　從檢驗結果可知滬鋁成交量和滬鋁收益率以及滬鋁收益率和滬鋁持倉量有因果關系，具有引導作用。其他>其他>其他變量之間，不存在因果關系。 3、成交量對收益波動的影響 　　為考察信息流對期貨價格收益波動方差的影響,我們選擇成交量作為信息流的替代變量,在EGARCH 模型的方程中加入成交量這個變量,即考慮如下模型: 　　 Rt=c+ , t-1 N(0,ht) （1） Ln(ht)= + t-1 + （2） 　　 其中 表示第t 日的成交量,參數 反應了成交量對期貨價格收益波動方差的影響。如果成交量對期貨價格收益波動方差有顯著的影響,則參數 應大于零且統計顯著,并且由于成交量對價格波動持續性的吸收作用,條件方差方程中的持續性參數α+β將會下降。表5給出了條件方差方程中不考慮成交量和加入成交量后的估計結果。 LOG(CLOSE)（不含成交量） LOG(CLOSE)（考慮成交量） C 7.21E-05 7.60E-08 C(2) -0.491182 -0.488370 C(3) 0.319767 0.321540 C(4) 0.033287 0.032328 C(5) 0.973059 0.973452 C(6) -0.000190 對數似然函數 6735.499 6736.673 C(3)+C(5) 1.292826 1.294992 　　由表5結果可以看出:在方程中引入成交量后,鋁的系數 小于零且統計顯著。在方差方程中加入成交量后,方程中的持續性參數α+β顯著弱微提高,說明收益波動的持續性沒有被被加入的成交量部分吸收,意味著成交量對價格波動不具備較強的解釋能力。 三、總結 通過對我國期貨市場鋁期貨價格收益率、成交量、持倉量之間關系的動態分析, 收益與成交量之間存在負相關關系且相關關系不顯著, 成交量和持倉量呈明顯的正相關關系。Granger 因果檢驗的結果表明,鋁收益率與成交量之間存在因果關系,這說明我國期貨市場的信息傳播方式基本符合混合分布假設。鋁期貨價格收益的波動方差與成交量之間存在負相關關系,成交量對期貨價格收益的波動方差的解釋能力不明顯。