我國商品期貨市場弱式有效性實證研究

摘要：現以我國三個商品期貨市場的主要交易品種合約為研究對象，運用單位根檢驗、序列相關檢驗對期貨收益率進行實證分析，其結果表明我國所有期貨品種的價格時間序列滿足一階單整過程，棉花、銅期貨品種的收益率時間序列服從隨機游走過程，而大豆、豆粕、天膠、硬麥四個期貨品種的收益率時間序列存在3階自相關，我國商品期貨市場整體上尚未達到弱式有效。

關鍵詞：商品期貨；弱式有效；單位根；序列相關

中圖分類號：F830

文獻標識碼：A

一、引言

期貨市場的有效性實證研究是金融市場中一個非常重要的課題之一，國外的一些學者針對本國的期貨市場的有效性做了一些研究，在最近的十年里我國的學者也先后對國內期貨市場的有效性進行了實證研究，徐劍剛(1995)以鄭州商品交易所1993年10月－1994年8月的玉米、大豆和綠豆的日收盤價為研究對象，以序列相關檢驗和游程檢驗為研究方法，研究結果表明期貨價格具有較明顯的相關性，吳沖鋒(1997)對上海金屬交易所的銅、北京商品交易所的綠豆進行了弱式有效性研究，侯曉鴻(2000)對我國三個商品交易所的主要品種進行了研究，這些研究表明我國的期貨市場都未達到弱式有效市場。

上述研究表明，我國2000年以前的期貨市場不是有效的，然而這些研究的數據都是取至1999年以前的，而我國期貨行業在1998年下半年進行了一次大規模的結構調整和規范整理，對期貨市場法規進行了重新修訂并對市場監管體系進行了重新設置，以使我國期貨市場更加規范、有序。因此對于我國期貨市場有效性研究，1999年是一個較為明顯的分界線，前后的期貨品種、期貨合約以及期貨數據存在較大的變動和不連續性。在此以后，我國也有不少學者繼續對重組后的期貨市場的有效性進行了研究，齊明亮(2004)以鄭州商品交易所1998年1月－2003年11的小麥日收盤價為研究對象，以自相關檢驗、協積檢驗和方差比檢驗為研究方法，檢驗了鄭州小麥期貨市場的有效性，研究表明我國期貨市場基本滿足市場弱式有效；唐衍偉(2004)以1998年8月－2004年7月的上海商品交易所的銅、大連商品交易所的大豆、鄭州商品交易所的小麥的日收盤價為研究對象，以CARCH(1，1)為研究方法，結果表明我國期貨市場尚未達到弱式有效；韓冰(2005)以1993年10月－2002年2月的上海商品交易所的銅、大連商品交易所的大豆、鄭州商品交易所的小麥的日收盤價為研究對象，以適用于異方差情形的方差比為研究方法，結果表明僅上海商品交易所達到弱式有效。

利用Ljung－Box－Q統計量的檢驗方法對我國三個期貨交易所的六個期貨品種的收益率進行了實證分析，探討了我國期貨市場的有效性。同其他研究不同的是，在數據選取上充分考慮了我國期貨市場的重大變革，盡量選取前后合約具有一致性的時間段的數據，同時選取成交量大、交易活躍的數據作為研究對象，以避免因臨近交割或因交易的不活躍導致價格對信息反映的遲滯性。

二、樣本選取及處理

由于市場發展特征會因經濟發展模式、市場結構變化而有不同的體現，1998年8月我國對期貨市場進行了結構調整，期貨交易所由原來的14家減少至3家，期貨品種與合約也發生了重大調整，這給研究我國商品期貨市場有效性帶來很大影響，因此筆者僅選取1998年9月以后的交易數據。

除此以外，由于期貨合約的時間跨度有限，某一年度的期貨合約在到期后將不復存在，而下一年度同一月份的期貨合約又會產生，每一合約僅在某一段時期內會呈現相對活躍狀態，而不同交割月的期貨合約又會在交易日里同時進行交易，為避免合約的交易周期性與到期交割對期貨價格的異動影響，必須構造一個連續的期貨價格序列。根據已有的數據分析表明，我國期貨市場的不同品種的主力合約多為距離當前月份之后的第3到第5個期貨合約，筆者根據我國期貨品種各自的交易特點選取其當月的主力合約數據構造連續期貨價格序列作為研究對象。

(一)上海期貨交易所的銅與天膠

上海期貨交易所的銅數據從1998年9月1日至2005年11月9日，數據選取當前月份之后4個月的期貨合約的日收盤價構造成銅期貨價格連續時間序列，數據總量為1759個；天膠數據從1998年9月1日至2005年11月9日，數據選取當前月份之后3個月期貨合約的日收盤價構造成天膠期貨價格連續時間序列，數據總量為1714個。

(二)大連商品交易所的大豆與豆粕

由于大連商品交易所的大豆合約在2002年3月18日前允許國產大豆與進口大豆進行交割，而此后則只允許國產大豆交割，前后的合約標的不同，因此大豆數據取自2002年4月9日至2005年11月9日，數據選取當前月份之后4個月的期貨合約的日收盤價構造大豆期貨價格連續時間序列，數據總量為875個；豆粕數據從2000年7月17日至2005年11月9日，數據選取當前月份之后3個月的期貨合約的日收盤價構造豆粕期貨價格連續時間序列，數據總量為1273個。

(三)鄭州商品交易所的硬麥與棉花

鄭州商品交易所的硬麥數據從1998年9月1日至2005年11月9日，數據選取當前月份之后3個月的期貨合約的日收盤價構成硬麥期貨價格連續時間序列，數據總量為1692個；由于我國棉花期貨于2004年6月1日剛剛推出，因此數據從2004年6月2日至2005年11月9日，數據同樣選取當前月份之后3個月的期貨合約的日收盤價構造棉花期貨價格連續時間序列，數量總量為353個。

對于上述選取的日收盤價數據{P_t}，為降低數據的波動性，對收盤價數據取自然對數，并且設期貨收益率時間序列X_T=(ln(P_t)-ln(P_t-1)*100，在下述的實證檢驗中將以收益率X_t作為研究對象。

三、實證檢驗與分析

根據Fama(1970)對有效市場的定義，如果市場是弱式有效的，則目前的價格已充分反映了歷史價格所包含的所有信息，那么未來的價格是在當前價格的基礎上加上一個隨機擾動項，對未來價格的最優預測就是現在的價格，也就是說期貨價格變化服從隨機游走過程。

(一)期貨收益率時間序列的單位根檢驗

在進行期貨市場有效性檢驗前，首先對所研究的時間序列的平穩性及平穩性類型進行檢驗，以使我們所要研究的對象滿足模型檢驗條件，為此筆者采用如下回歸模型進行檢驗：

其中盧為漂移項，δg為時間上的趨勢項，k為滯后差分項的個數，選擇原則為在盡可能小的情況下消除擾動項ε_t的序列相關性。若期貨收益率時間序列為一平穩過程，則在一定的顯著性水平下拒絕原假設H₀：p=0，否則我們認為該時間序列存在單位根過程，時間序列為非平穩過程。筆者選取的六個期貨品種的收益率序列ADF檢驗結果如下表1所示：

由表1可見，在選取的六個期貨品種中，漂移項及時間趨勢項的統計量均大于臨界值，因此認為期貨收益率時間序列均不含漂移項和時間趨勢項，又因為所有的期貨時間序列的ADF值在1％的顯著性水平下都遠遠小于其臨界值，因此拒絕p=0的原假設，認為期貨收益率序列為平穩時間序列，進而使所有的期貨品種的價格時間序列均為一階單整過程。

(二)期貨市場弱式有效的序列相關檢驗

由于市場弱式有效意味著價格的歷史信息已完全反映在現在的價格中，因此任何基于歷史價格的線性預測都是無效的，因此可以通過檢驗期貨價格時間序列的自相關系數來分析價格變化的隨機性。對期貨收益率時間序列{X_t}中第t期的值與k(k=1，2…)期后的值之間的相關程度進行分析，如果期貨價格是隨機游走的，那么不同時期的期貨收益率應當是不相關的，即相關系數與零相比不具有顯著性。令相隔k期的期貨收益率之間的自相關系數 為：

表2中， 分別表示滯后k期的序列相關系數，Q(3)為檢驗所有序列相關系數全部為0的聯合假設的統計量，括號中的P值為序列相關系數全部為零的聯合假設成立的概率。從表中我們可以看出，在5％的顯著性水平下，天膠、大豆、豆粕和硬麥的Q(3)值顯著大于臨界值，即這些期貨品種的收益率時間序列滯后3期的自相關系數與零相比存在顯著差異，也就是說期貨收益率時間序列存在3階自相關；銅與棉花的Q(3)值小于臨界值，可以認為其滯后3期的自相關系數與零相比無顯著差異，故認為銅與棉花期貨價格時間序列是一個隨機游走的白噪聲過程，市場滿足弱式有效性假設。

四、結論與啟示

雖然我國期貨市場已經發展了十幾年，但由于這其中經歷了幾次大的政策變動與結構調整，標準化合約的修訂也一直在進行著，這在很大程度上影響了研究數據的準確性與可靠性，同時也給研究結果帶來了一定的局限性。根據上述實證分析結果，可以得出以下結論：

1．期貨收益率的單位根檢驗表明，本文選取的六個期貨品種的收益率時間序列均為平穩時間序列，且不含漂移項與時間趨勢項，即期貨價格時間序列為一階單整。

2．由市場有效性的序列相關性檢驗表明，六個期貨品種中僅棉花與銅滿足隨機游走過程，亦即只有這兩個期貨品種滿足市場弱式有效性假設。

由此我們可以看出，我國期貨市場基本功能的發揮總的來看不盡人意，三個商品期貨交易所因期貨品種的不同而具有一定的差異性。從期貨品種看，棉花期貨的檢驗結果最好，市場功能發展最完善，銅其次，也基本滿足市場弱式有效性，而其余的天膠、大豆、豆粕和硬麥四個品種的價格變化則存在著較明顯的相關性，這說明我國期貨市場從整體上看還沒有達到弱式有效市場，離成熟市場還有一段差距，我國商品期貨交易所的交易運作機制、信息傳遞機制以及結算履約機制仍需進一步完善與改進。

(責任編輯：孫桂珍)

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