我国铜期货合约的价格发现功能实证研究

第第页共13页我国铜期货合约的价格发现功能实证研究摘要：本文回顾总结了铜期货价格发现功能国内外的相关文件，选取了2017年1月2日到2020年4月30日上海铜期货、长江铜现货的日交易价格数据，运用Johansen协整检验、Granger因果关系检验、脉冲响应分析、回归分析等研究方法对我国铜期货合约的价格发现功能进行了研究，结果表明：铜期货、铜现货之间存在长期均衡关系。即我国铜期现货市场具有双向的引导关系。国内铜现货市价格对国内铜期货价格具有一定的冲击，但我国铜现货市场对铜期货市场的冲击力相对较弱。国内铜期货市价格对国内铜现货价格具有一定的冲击，且铜期货市场对铜现货市场的冲击力相对较强，说明目前我国铜期货市场具有一定的价格发现功能。从长期来看，我国铜期货市场呈现出很高的市场效率，铜现货供求信息能在期货之间快速流动，并从铜期货价格变化中表现出来，我国铜期货合约的具有一定的价格发现功能。具体而言，国内铜期货价格能够影响国内铜现货价格，且铜期货市场对铜现货市场的影响效果相对较强；国内铜现货价格能够影响国内铜期货价格，但铜现货价格对铜期货价格的影响效果相对较弱，这说明目前我国铜期货市场具有价格发现功能。进一步的，铜现货供求信息能在期货之间快速流动，并从铜期货价格变化中表现出来，表明我国铜期货市场价格发现效率较强。关键词：铜期货；铜现货；价格发现功能AnempiricalstudyonthepricediscoveryfunctionofcopperfuturescontractsinChinaAbstract：Thisreviewsummarizesthecopperfuturespricediscoveryfunctionofthedomesticandforeignrelevantdocuments,onJanuary2,2017toApril30,2020,Shanghaicopperfutures,theYangtzerivercopperspotmarketpricedata,usingJohansencointegrationtest,Grangercausalitytest,impulseresponseanalysis,regressionanalysisandotherresearchmethodstoChina'scopperfuturespricediscoveryfunctionisstudied,theresultsshowthatthecopperfutures,thereisalong-termequilibriumrelationshipbetweencopperspot.Thatis,China'scopperspotmarkethasatwo-wayguiderelationship.Thedomesticcopperspotmarketpricehasacertainimpactonthedomesticcopperfuturesprice,buttheimpactonthecopperfuturesmarketisrelativelyweakinChina.Thepriceofdomesticcopperfuturesmarkethasacertainimpactonthedomesticcopperspotprice,andtheimpactofcopperfuturesmarketonthecopperspotmarketisrelativelystrong,whichindicatesthatthecopperfuturesmarketinChinahasacertainpricediscoveryfunction.Inthelongrun,China'scopperfuturesmarketshowsaveryhighmarketefficiency,copperspotsupplyanddemandinformationcanflowbetweenfuturesquickly,anditisreflectedinthechangeofcopperfuturesprice,China'scopperfuturescontracthasacertainpricediscoveryfunction.Specifically,thedomesticcopperfuturespricecanaffectthedomesticcopperspotprice,andthecopperfuturesmarkethasarelativelystrongeffectonthecopperspotmarket.Thedomesticcopperspotpricecanaffectthedomesticcopperfuturesprice,buttheeffectofcopperspotpriceonthecopperfuturespriceisrelativelyweak,whichshowsthatthecopperfuturesmarketinChinahasthefunctionofpricediscovery.Furthermore,theinformationofcopperspotsupplyanddemandcanflowrapidlybetweenfuturesandisreflectedinthechangesofcopperfuturesprice,whichindicatesthatthepricediscoveryefficiencyofChina'scopperfuturesmarketisrelativelystrong.Keywords：Copperfuturesmarket；Copperspotmarket；PricediscoveryfunctionTOC\h\z\t"样式1,1,样式2,2,样式3,3"一、引言 1二、文献综述 1三、铜期货价格和现货价格的相关性分析 3四、我国铜期货合约的价格发现功能实证研究 4（一）样本描述 4（二）实证结果 51.ADF单位根检验 52.Johansen协整检验 63.格兰杰因果关系检验 74.脉冲响应分析 85.模型拟合优度分析 9四、结论 10（一）结论 10（二）预期展望 10参考文献 11致谢 13一、引言在有色金属产品中，铜是与人类关系非常密切的有色金属，被广泛地应用于电气、轻工、机械制造、建筑及国防工业等领域，可以说铜是现代工业中最重要的生产原料，对一国经济发展起着极其重要的作用，同时，铜又是全球期货市场最重要的交易品种之一。目前我国主要在上海期货交易所（SHFE）开展期铜交易。我国是全球最大的精炼铜生产、消费和进口国。2019年我国精炼铜生产978.4万吨，全球占比41.24％，消费1208.0万吨，全球占比50.72％，净进口323.4万吨，均居世界首位。但国内铜资源的储量有限，需大量依靠进口，因此，铜价的波动对我国涉铜企业、制造业乃至工业的平稳发展均有较强影响。为了为企业提供可靠的风险管理平台，铜期货自1991年上市，至今已有三十年的历史。期货价格从一定程度上反映了期货市场的运行状况。合理的期货价格能够对现货市场起到预期、先导作用，弥补现货价格滞后性的不足。经过多年发展，铜的期货价格已经成为国内行业的权威报价，受到企业和投资者的高度重视。近年来，国际政治经济局势发生了深刻变革，习近平总书记在浦东开发开放30周年庆祝大会讲话中提出，“提升重要大宗商品的价格影响力，更好服务和引领实体经济发展”。中办、国办印发的《建设高标准市场体系行动方案》提出，培育发展能源商品交易平台，支持上海期货交易所等单位充分发挥作用，进一步健全交易机制、完善交易规则、严格监管标准。上海市“十四五”规划和远景目标纲要也提出，增强“上海价格”国际影响力，支持“上海油”等基准价格在国际金融市场广泛使用。当前，我国已成为全球第二大经济体和第一大货物贸易国，大宗商品定价中心建设面临历史机遇。加快商品期货市场建设，推进对外开放，推动国际主体积极参与，将有利于把我国的贸易优势转化为商品期货市场的定价影响力，促进国际定价中心的形成。为了更好地服务实体经济，促进资源稳定高效的分配，需要实证检验上海期货交易所铜期货合约的价格发现功能发挥效果。基于此，进行本研究。二、文献综述自上世纪60年代末以来，国内外学者对期货市场价格发现的效果进行了广泛研究，伴随着计量经济学的发展，不断有新的检验方法在这一过程中产生并被加以运用完善。价格发现是期货市场的重要经济功能之一。不同于现货市场分散交易价格的形成，期货市场可以形成相对成熟和优良的价格机制，类似于完全竞争市场。期货价格是由期货交易在期货市场上形成的标准化合同的价格，期货交易是在专门的期货交易所进行的。由于期货市场是一个开放和自由竞争市场，所有期货合约的价格均是通过竞价而得,这使期货价格能够更准确地反映真实的供需状况及其变化趋势。世界各国期货市场的竞争性价格信息不断地相互传播和影响，从而形成了世界范围内的竞争性价格。Bigman等(1983)提出了期货市场简单有效性的检验模型，并运用该模型对芝加哥期货交易所的三种农产品的期货价格发现功能进行了实证检验。检验出期货价格不能为到期的现货价格提供预测，在之后研究中发现期货现货价格序列的非平稳性会带来“伪回归”，因此传统的OLS方法检验分析也受到质疑。Garbade和Silber（1983）通过研究上一时期基准的变化对下一时期期货和现货价格变化的影响，来描述期货和现货市场在价格发现中的作用。Johansen和Juselius（1990）从期货价格和现货价格的动态关系的角度来研究两者之间的关系。结果表明，大部分期货的期货价格与现货价格之间存在协整关系。Lai（1991），Schroeder（1991）以及Quan（1992）等人利用协整检验对外汇期货、生猪期货和原油期货价格的价格发现函数进行实证研究，发现期货价格在不同品种的价格发现中所起的作用不同。Hasbrouck（1995）基于协整分析，进一步分解长期效应部分的总方差，计算各因素对总方差的贡献，从而确定期货市场和现货市场在价格发现函数中的作用。Hasbrouk（1995）和Conzalo（1995）等研究发现，期货价格对现货价格的影响速度更快，期货价格对信息的敏感性更高，期货市场在价格发现中起主导作用。Hasbrouck(2003)运用信息共享模型对美国资本市场上包括标普500指数期货和纳斯达克100指数期货，以及E-mini股指期货、期货合约、价格发现贡献合并等进行了研究，得出的结论表明，交易成本较低，交易较为活跃，投资者参与电子商务期货合约的程度对价格发现的公因子贡献最高。国内对期货市场价格发现功能的研究，国内对期货市场价格发现功能的研究相对较少，采用的方法大多是国外成熟的方法。华仁海（2005）采用误差修正模型对上海期货交易所的铜、铝、橡胶进行了实证研究。他认为只有铜在价格发现中占据主导地位。王骏、张宗成(2005)在VAR模型的基础上，利用Johnsen协整检验和脉冲响应函数，对上海期货交易所的铜铝进行实证分析。结果表明，铜铝期货价格与现货价格之间存在双向格兰杰因果关系和协整关系，铜铝期货市场在价格发现功能上占主导地位。张屹山(2006)等建立的协整模型和误差修正模型研究期、现货市场的价格发现，证明期货价格是现货价格的Granger原因，反之不成立。陈蓉、郑振龙（2007）认为期货价格不能预测未来现货价格，期货价格不是现货价格的无偏估计。解晴等（2009）通过Granger因果检验等方式发现我国铝期货市场的价格发现功能很弱，只存在现货对期货价格的显著引导。郭树华、王华（2010）检验了铜期货在上海和伦敦两个期货市场的相互动态关系，认为上海铜期货市场的价格受制于伦敦铜期货市场。曲红涛等（2011）采用格兰杰因果检验、Johansen协整检验和脉冲分析方法，对黄金、白银和原油等五种商品的期货价格发现函数进行了实证分析。结果表明:在短期内，期货价格与现货价格之间存在单向的指导关系，但在长期内不存在协整关系，期货市场不具备价格发现功能。赵照、贺强（2015）通过综合利用向量误差修正模型和信息份额模型，对2011年12月以来我国铜期货与现货间的价格关系分阶段进行了动态研究。结论表明：我国铜期现货价格间始终存在显著的长期均衡关系。在价格震荡趋势中，期现货价格间存在双向引导关系，期货价格在期现货价格的引导关系中占据主导地位。期货信息份额贡献度为63.82%。而在价格下跌趋势中，只存在期货价格引导现货价格的单向引导关系，且期货价格对现货价格的引导影响力明显提升，信息份额贡献度提升至74.94%，期货的价格发现能力显著增强。谢晓闻等（2016）通过改进之后的非线性Granger因果检验法对我国金属、金融、农产品期货市场的一些代表品种进行了研究后发现以铜期货为代表的金属期货市场的价格发现功能最强，金融期货市场的价格发现功能相对较弱。在使用Granger因果检验法分析后，虽然可以说明期货和现货之间相对的引导关系，但期货和现货价格对整个市场的绝对影响难以说明。赵俊强（2017）研究表明，国际商品市场和期货价格将通过进口、预测和融资的“三条线”对经济产生不同的影响，必须积极建立一种机制，将商品价格转移到国内。从前人的研究成果来看，由于研究方法和样本选择区间的不同，对铜期货是否具有价格发现功能的结论也不尽相同。所以，本文使用了2017年1月至2020年4月的国内铜期货和现货日交易价格,基于之前的研究，通过VAR模型、Johansen协整检验协整分析、脉冲响应函数等研究方法进行了实证分析，为了得到研究结论，最能反映当前铜期货和现货市场的发展。三、铜期货价格和现货价格的相关性分析关于期货价格发现功能的三种主要理论：持有成本理论、随机游走理论以及理性预期理论。持有成本理论认为，当商品生产具有周期性且可以存储一段时间，储存商品需要支付成本；并且持有期货合约的成本远小于持有现货的成本时，期货价格=现货价格+持有成本。持有成本理论描述了期货价格和现货价格之间的关系。因为受到持有成本的制约，当到达交割期限时，为了不给套利者机会，期货价格会与接近现货价格非常接近。但是，在非交割日时，因其他因素影响期货价格和现货价格之间会存在差异，这将导致一些不利因素，期、现货价格也将会产生偏差。如果不考虑交易摩擦的不利因素，期货价格和现货价格的关系可用如下公式表达：F0=S0（r+u-y）T。由此公式可看出，当交割期限比较小的时后，期、现货价格走势应该保持高度的一致。从上述理论来看，期、现货价格的走势也应该大致相同。从市场角度来看，铜期货市场和现货市场的功能不同，但又联系紧密，二者之间存在相互引导的关系。我国铜期货和铜现货价格之间保持一定的动态关系，铜期货价格体现了市场对现货价格变动的预期，并将预期风险进行转移。期货合约的供需关系对铜期货价格产生影响，铜期货价格代表着供求双方对未来铜走势的预期；铜现货价格给期货价格打下基础，受市场中供需关系的影响，并决定着投资者对未来供求关系的判断。图12017年1月-2020年4月国内铜期货与国内铜现货价格对比图图1为2017年1月-2020年4月上海期货交易所铜期货和长江交易市场铜现货的价格变动情况，2017年1-6月国内铜期货和国内铜现货价格呈现缓慢下降的趋势，2017年7-12月国内铜期货价格波动剧烈，总体剧幅上涨，由2017年7月11日的低价46640元每吨攀升至最高点2017年10月24日的55520元每吨，涨幅率约为19.04%，在2018年1月至2019年6月总体波动较大，整体呈下降趋势，2019年3月20日国内铜期货与现货的差价此图时间段内最大达到了1140元每吨。2019年7月至2019年12月，国内铜期货现货价格平稳上下波动。2020年1月至4月铜期货现货价格波动巨大1月至3月总体下降，3月23日期现货价格同时达到最低点36580元每吨，后又呈上升趋势至2020年4月。并且总体涨跌趋势保持了高度一致。纵观全图，国内铜期货与铜现货价格走势保持高度一致，这说明了二者之间存在着长期的均衡关系，即铜期货价格一直略低于现货价格但它们的波动趋势基本保持一致。同时，铜期货价格的变化稍稍优先于铜现货价格的变化，这也说明了铜期货市场价格的走势反映了未来现货价格的预期结果。四、我国铜期货合约的价格发现功能实证研究（一）样本描述本文选取上海期货交易所上交所铜连续期货合约日收盘价作为期货样本数据（记作F）。选取铜长江现货做为铜现货样本，在原始数据的基础上，为了消除数据过大带来的异方差的影响，我们利用Eviews对其进行对数化处理，得到处理后的铜期货（LNF）、铜现货（LNS）。本文样本区间范围为2017年1月2日至2020年4月30日，各指标数据类型均为日度数据。本文研究所涉及的数据资料来源于国泰安数据库，本文的计量运算均在Eviews10.0软件平台上进行，样本变量统计特征如下表：表1样本变量基本统计特征LNFLNS均值10.79010.792中位数10.78910.793最大值10.92510.935最小值10.50710.507标准差0.0630.063偏度-0.608-0.636峰度4.7264.781J-B值150.496161.638P值0.0000.000观测值810810数据来源：国泰安数据库（二）实证结果1.ADF单位根检验时间序列数据存在虚假回归或伪回归的问题，即如果有两列时间序列数据表现出一致的变化趋势（非平稳的），即使它们之间没有任何有意义的关系，但进行回归也可表现出较高的可决系数。在实际情况中，经济时间序列数据往往是非平稳的，若直接进行回归分析，一般得不到具有意义的结果。因此要对时间序列数据进行平稳性检验，ADF检验主要是通过以下三个模型完成的：三个模型的原假设是存在单位根。模型1与其他两个模型的差别在于是否包含常数项和趋势项。在进行实际检验从模型3开始，然后模型2、模型1。何时拒绝原假设，即时间序列不存在单位根，为平稳序列，何时停止检验。若检验结果是时间序列存在单位根，就要对序列进行差分处理，使其变成平稳序列。本文将采用ADF单位根检验方法首先对铜期货（LNF）、铜现货（LNS）的原序列进行单位根检验，以及他们一阶差分后的序列进行单位根检验。如表2所示：表2ADF单位根检验结果变量ADF值P值5%临界值检验类型结论LNF-0.2650.591-1.941（0，0，0）不平稳D(LNF)-26.3430.000-1.941（0，0，0）平稳LNS-2.5200.3183.415380（c，t，0）不平稳D(LNS)-30.3800.000-1.941（0，0，0）平稳注：检验类型(c，t，k)中c表示常数项，t表示趋势项，k表示滞后阶数。用AIC和SC准则来评价效果．选择AIC和SC数值最小的检验类型。由上表可以看出，变量未取一阶差分时，在5%的显著性水平下,p值均大于5%显著性水平下的临界值,因此不能拒绝存在单位根的原假设，铜期货（LNF）、铜现货（LNS）序列均是非平稳时间序列。对上述2个序列进行一阶差分后进一步做ADF检验,结果表明,一阶差分后的序列在5%显著性水平下,p值均小于5%显著性水平下的临界值，可以拒绝存在单位根的原假设,即变量不存在单位根，表明铜期货（LNF）、铜现货（LNS）均是一阶平稳，具有同阶单整性，满足协整检验的条件，因此铜期货（LNF）、铜现货（LNS）所组成的动态系统可以用协整理论分析。2.Johansen协整检验由ADF单位根检验结果可知，2个时间序列数据都是同阶单整的，为了更好地研究变量之间是否存在长期均衡关系，需进一步对其进行协整检验，来研究2个变量间的长期均衡关系。协整检验方法有很多种，本文采用Johansen协整检验。Johansen协整检验本身是一种基于向量自回归（VAR）模型的检验，所以检验之前先要估计出合理的向量自回归模型（VAR）的形式。最优滞后阶数的确定表3VAR模型最优滞后阶数LagLogLLRFPEAICSCHQ04433.482NA0.000-11.051-11.039-11.04716269.4073658.1150.000-15.619-15.584-15.60626326.769114.0104.94e-10*-15.753*-15.694*-15.730*36328.2302.8950.000-15.746-15.664-15.71546334.72412.8430.000-15.752-15.647-15.71256335.2521.0420.000-15.744-15.615-15.69466341.08811.482*0.000-15.748-15.596-15.69076342.5632.8960.000-15.742-15.567-15.67586343.0170.8880.000-15.733-15.535-15.657综合考虑LR、FPE、AIC、SC和LR等准则，最终确定铜期货（LNF）、铜现货（LNS）之间VAR模型的最优滞后期为2，所以建立VAR模型进行Johansen协整检验。对应的Johansen协整检验的最优滞后阶数为1，得到协整检验结果如下表4：表4Johansen协整检验结果原假设特征根迹检验统计量5%临界值P值None*0.08470.75312.3210.000Atmost10.0000.0224.1300.904注：None表示原假设成立条件下的协整关系数为0，Atmost1表示原假设成立条件下的协整关系数至多为1。Johansen协整检验原假设：变量间无协整关系。如上表所示，第一个迹检验的P值小于0.05，表明在0.05显著性水平下拒绝第一个原假设；第二个迹检验的P值大于0.05，表明在0.05显著性水平下不能拒绝第二个，因此两个变量间存在一个协整关系，即铜期货（LNF）、铜现货（LNS）之间存在长期均衡关系。3.格兰杰因果关系检验格兰杰因果检验是分析变量过去的行为能否影响另一变量的当前行为，在时间序列中分析一个变量现在值能否被过去的其它变量的值所解释。前文研究了铜期货（LNF）、铜现货（LNS）之间确实存在均衡的协整关系，为进一步反映铜期货（LNF）、铜现货（LNS）之间的引导关系是双向的还是单向的，在VAR的基础上进一步做格兰杰因果检验(Grangertest)来探求它们存在的互动关系，检验结果见表5。表5Granger因果检验结果原假设F统计值P值结论LNSdoesnotGrangerCauseLNF

16.9090.000不能拒绝原假设LNFdoesnotGrangerCauseLNS

41.0210.000不能拒绝原假设由上表可以看出,在95%的置信水平下，即P值均小于5%水平下临界值，拒绝“期货市场价格不是现货市场价格的Granger原因”的零假设，拒绝“现货市场价格不是期货市场价格的Granger原因”的零假设零假设。期货市场价格对现货市场价格具有引导关系，现货市场价格对期货市场价格具有引导关系，即我国铜期现货市场具有双向的引导关系。4.脉冲响应分析（1）VAR模型稳定性检验脉冲响应分析的前提条件是模型必须是稳定的,即特征多项式根模的倒数值必须都位于单位圆内,否则脉冲响应分析结果将会无效，因此首进行VAR模型稳定性检验。图2VAR(2)模型平稳性检验根据上文LR、FPE、AIC、SC、HQ准则，可以得出VAR模型的最优滞后阶数为2，选择滞后2阶，所以建立VAR（2）模型，且依据单位根图的检验，单位根图形都在单位圆内，证明VAR（2）模型稳定可操作。因此,在铜期货（LNF）、铜现货（LNS）两个变量间存在因果关系的基础上,可对各变量分别做脉冲响应分析。（2）脉冲响应分析在建立VAR模型后，为了更好地分析各变量间的动态关系，需要进行脉冲响应函数分析，脉冲响应分析是研究一个变量冲击对其他变量产生的影响。图3脉冲响应图由图3可以看出，当给铜现货一个单位正向冲击后，铜期货在前6期的反应均为负。从第7期开始此次冲击对铜期货的影响趋于平稳并始终保持较小的正向影响。这一结果表明，国内铜现货市价格对国内铜期货价格具有一定的冲击，但我国铜现货市场对铜期货市场的冲击力相对较弱。当给铜期货一个单位正向冲击后，铜现货始终保持正向影响。一结果表明，国内铜期货市价格对国内铜现货价格具有一定的冲击，且铜期货市场对铜现货市场的冲击相对较强，说明目前我国铜期货市场具有一定的价格发现功能。5.模型拟合优度分析表6模型拟合优度变量系数标准误t值p值LNS1.0030.002483.3480.000C-0.0330.022-1.4790.140R^2=0.9966调整后R^2=0.9965F=233625.6模型拟合优度分析结果显示R^2=0.9966，调整后R^2=0.9965，表明模型的模拟效果很好，解释变量对被解释变量具有很好的解释效果。且F值对应的P值为0，表明模型整体显著。铜现货（LNS）的系数为1.003，接近于1，表明铜期货市场与铜现货市场间同向变动。从长期来看，我国铜期货市场呈现出很高的市场效率，铜现货供求信息能在期货之间快速流动，并从铜期货价格变化中表现出来，我国铜期货合约的具有一定的价格发现功能。四、结论（一）结论本文介绍了选取2017年1月至2020年4月国内铜期货和现货日交易价格的原因并利用而后利用相关性分析、协整检验、Granger因果分析脉冲响应分析回归分析几种方法进行实证研究后得出下列结论：铜期货、铜现货之间存在长期均衡关系。期货市场价格对现货市场价格具有引导关系，现货市场价格对期货市场价格具有引导关系，即我国铜期现货市场具有双向的引导关系。国内铜现货市价格对国内铜期货价格具有一定的冲击，但我国铜现货市场对铜期货市场的冲击力相对较弱。国内铜期货市价格对国内铜现货价格具有一定的冲击，且铜期货市场对铜现货市场的冲击力相对较强，说明目前我国铜期货市场具有一定的价格发现功能。从长期来看，我国铜期货市场呈现出很高的市场效率，铜现货供求信息能在期货之间快速流动，并从铜期货价格变化中表现出来，我国铜期货合约的具有一定的价格发现功能。（二）预期展望2020年11月19日，上海期货交易所推出国际铜期货合约，中国市场将继续提高全球铜供应链的定价功能，我们将再次提高对大宗商品价格的影响力。在维持上海期货交易所现有的铜期货合约不变的基础上，上期货交易所上市国际铜期货，全面引进外商。上海挑战了伦敦在金属贸易中的主导地位，国际铜合同可以成为确定全球价格的基础。上海铜期货市场面向国内市场，它的价格是当地大宗商品交易价格的基础。国际铜期货的采用及其价格直接反映了世界现货市场，特别是在远东国际供需时区，可以为国际化的风险管理公司提供更好的服务，提高我国作为全球铜价格中心的竞争力。我国保税区铜库存数量目前超过了国内完税铜库存数量以及伦敦金属交易所全球库存的总和。然而，上海铜期货的价格无法给关外贸易定价，在国际贸易中，中国企业任然使用伦敦金属交易所的美元价格合同。国际铜期货市场的采用已成为全球铜风险管理的新工具，提供了一个透明、公平的人民币国际市场价格。未来，代表中国的远东市场将继续为铜的生产、消费和贸易做出重大贡献。上海国际铜期货市场将有助于全球投资者参与塑造上海价格，进一步增强中国在世界铜业的国际影响力。参考文献[1]陈立瑶,顾光同.玉米期货与现货市场价格发现功能的实证分析[J].北方经贸,2018(11):70-74.[2]陈蓉，郑振龙.期货价格能否预测未来的现货价格?[A].国际金融研究，2007.[3]陈思嘉.我国黄金期货市场价格发现功能实证研究[J].现代商业,2018(31):82-83.[4]党慧青.螺纹钢期货市场价格发现的动态效率研究[D].哈尔滨工业大学,2018.[5]郭树华,王华,高祖博,王俐娴.金属期货市场价格联动及其波动关系研究——以SHFE和LME的铜铝为例[J].国际金融研究,2010(04):79-88.[6]何方,佘笑荷.黄金期货市场价格发现功能的实证分析[J].财经界,2019(34):42-45.[7]华仁海.现货价格和期货价格之间的动态关系:基于上海期货交易所的经验研究[J].世界经济，2005，(8).[8]黄凯.上海黄金期货市场价格发现功能的实证研究[D].山东大学,2018.[9]贾新宇.沪铜期货市场价格发现功能的实证研究[D].西南大学,2008.[10]雷元安,刁节文.我国铁矿石期货价格发现功能的实证研究[J].经济研究导刊,2019(36):67-68.[11]刘芮君.上海与伦敦铜期货市场关联性研究[D].首都经济贸易大学,2019.[12]刘燕妮.我国铁矿石期货与现货价格联动关系的实证研究[J].商讯,2018(21):119-120.[13]李超.中国有色金属期现货价格引导关系研究[J].甘肃金融,2018(06):65-69.[14]潘浩.我国甲醇期货价格发现与套期保值研究[D].北京林业大学,2020.[15]曲红涛、庄新田、苏艳丽、关杰.商品期货价格发现功能的实证研究[J].东北大学学报(自然科学版),2011(9).[16]王大中.上海与伦敦铜期货市场间的联动效应研究[D].北京交通大学