基于方差比方法的中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)有效性研究

摘 要：運(yùn)用Wright基于秩和符號(hào)的非參數(shù)方差比檢驗(yàn)以及傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)方法，對(duì)中國近年來上市的5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種，豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油和早秈稻期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)。這5個(gè)品種在2009—2012年間的收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)均被檢驗(yàn)，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在樣本期內(nèi)只有白糖和菜籽油期貨市場(chǎng)在一定程度上達(dá)到弱式有效，而豆油、棕櫚油和早秈稻期貨市場(chǎng)則均未達(dá)到弱式有效。分析有效性表現(xiàn)不佳的原因，并提出相關(guān)建議措施以改善并提高中國農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場(chǎng)的有效性水平。

關(guān)鍵詞：期貨市場(chǎng)；有效性；隨機(jī)游走；方差比檢驗(yàn)；秩和符號(hào)檢驗(yàn)

中圖分類號(hào)：F830 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1673-291X（2013）30-0166-06

引言

期貨市場(chǎng)有效性檢驗(yàn)是期貨市場(chǎng)的熱點(diǎn)研究領(lǐng)域。目前，學(xué)術(shù)界對(duì)中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)有效性已經(jīng)進(jìn)行了一定的研究，并取得了一定的成果，但這些研究基本上都集中在大豆、小麥、玉米、豆粕這些上市比較早，相對(duì)比較成熟的品種上，而對(duì)于近年來陸續(xù)上市的農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種——豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油以及早秈稻期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行研究的文章還很少。但從目前的情況來看，這些農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種在上市以后的短短幾年內(nèi)交易規(guī)模不斷擴(kuò)大，成交量和持倉量穩(wěn)步增長。那么在如此的發(fā)展勢(shì)頭下，這些農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的市場(chǎng)有效性情況如何，這的確是理論界和實(shí)務(wù)界共同關(guān)注的問題。本文的目的就在于對(duì)中國的5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，以對(duì)其市場(chǎng)實(shí)際運(yùn)行情況做出客觀評(píng)價(jià)，加深大家對(duì)它們的了解。

Fama的有效市場(chǎng)假說為期貨市場(chǎng)有效性檢驗(yàn)提供了思路，即從期貨價(jià)格自身的運(yùn)動(dòng)規(guī)律入手，檢驗(yàn)其是否符合弱式有效所對(duì)應(yīng)的隨機(jī)游走特征。國內(nèi)外學(xué)者曾采用各種計(jì)量方法對(duì)期貨等金融市場(chǎng)價(jià)格是否滿足隨機(jī)游走進(jìn)行檢驗(yàn)，但最近十多年來，由于方差比方法相比于傳統(tǒng)方法更為有效、可靠，尤其是在金融時(shí)間序列存在異方差的情況下，因此該方法被極為廣泛地應(yīng)用于市場(chǎng)有效性的隨機(jī)游走檢驗(yàn)中。比如應(yīng)用Lo-MacKinlay方差比方法，Pan等[1]（1997）對(duì)四個(gè)外匯期貨市場(chǎng)、Lee和Mathur[2]（1999）對(duì)西班牙期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果均不能拒絕隨機(jī)游走假設(shè)；辛宇和陳工孟[3]（2006）對(duì)中國商品期貨市場(chǎng)的小麥、大豆、銅等六個(gè)品種的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有銅期貨市場(chǎng)不能拒絕隨機(jī)游走假設(shè)，在整個(gè)樣本期間基本達(dá)到了弱式有效。

盡管Lo-MacKinlay方差比方法在同方差和異方差情況下均比較有效，但該方法屬于漸近檢驗(yàn)，即其統(tǒng)計(jì)量的樣本分布依賴于大樣本漸近極限分布，這樣在小樣本情況下可能導(dǎo)致錯(cuò)誤的統(tǒng)計(jì)推斷。因此，Wright [4] （2000）對(duì)Lo-MacKinlay方差比方法進(jìn)行了改進(jìn)，提出了一種基于秩和符號(hào)的非參數(shù)方差比檢驗(yàn)方法，該方法的優(yōu)點(diǎn)在于其統(tǒng)計(jì)量的樣本分布不依賴于大樣本漸近極限分布，并且Wright（2000）通過蒙特卡羅模擬試驗(yàn)證實(shí)，該方法相比于傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比方法，具有更優(yōu)良的小樣本特性。近年來，基于秩和符號(hào)的方差比檢驗(yàn)在實(shí)證研究中也得到了一定應(yīng)用，如Buguk 和Brorsen [5] （2003）將Wright的基于秩和符號(hào)的方差比檢驗(yàn)以及傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)同時(shí)應(yīng)用于伊斯坦布爾股票市場(chǎng)，結(jié)果兩種檢驗(yàn)方法得出的結(jié)論不盡一致，Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)支持隨機(jī)游走，而Wright的非參數(shù)檢驗(yàn)則拒絕隨機(jī)游走；Hoque等[6]（2007）以及Fifield和Jetty[7]（2008）也將這兩種方差比檢驗(yàn)分別應(yīng)用于亞洲8個(gè)新興股票市場(chǎng)和中國股票市場(chǎng)的弱式有效性檢驗(yàn)中。

在上述研究的基礎(chǔ)上，本文對(duì)中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)的弱式有效性進(jìn)行隨機(jī)游走檢驗(yàn)。本文的特點(diǎn)體現(xiàn)在：首先，本文關(guān)注的是中國近年來上市的5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種，即豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油以及早秈稻期貨市場(chǎng)的有效性情況；目前這方面的研究還十分少。其次，本文同時(shí)采用Wright的基于秩和符號(hào)的非參數(shù)方差比檢驗(yàn)以及傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)方法來考察隨機(jī)游走模型在這5個(gè)市場(chǎng)中是否成立；其中，具有良好小樣本特性的Wright非參數(shù)方差比檢驗(yàn)方法還尚未應(yīng)用于中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)。最后，本文不僅對(duì)各期貨品種的收盤價(jià)進(jìn)行檢驗(yàn)，還對(duì)各期貨品種的結(jié)算價(jià)進(jìn)行檢驗(yàn)，以增強(qiáng)本文市場(chǎng)有效性檢驗(yàn)結(jié)論的可靠性。

一、研究模型與方法

（一）Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)

方差比檢驗(yàn)基于以下特性：隨機(jī)游走增量的方差是樣本間隔的線性函數(shù)，即對(duì)于樣本容量為T+1的價(jià)格時(shí)間序列，如果遵循隨機(jī)游走過程，則其k階差分的方差是其一階差分方差的k倍，因此滯后k階的方差比就定義為VR（k）：k階差分方差的1/k倍與一階差分方差之間的比值。顯然，對(duì)于隨機(jī)游走過程，任何滯后階數(shù)k的VR（k）都應(yīng)該等于1。

令xt為價(jià)格序列的一階差分即收益序列，其中t = 1，…，T，則Wright（2000）給出了如下方差比統(tǒng)計(jì)量的表達(dá)式：

VR（x；k）=（xt+xt-1+…+xt-k+1-k）2÷（xt-）2 （1）

其中=T-1∑T t=1xt；如果價(jià)格序列遵循隨機(jī)游走，則對(duì)于任意滯后階數(shù)k，VR（x；k）。Lo 和MacKinlay[8]（1988）提出了漸近服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的統(tǒng)計(jì)量用以檢驗(yàn)隨機(jī)游走原假設(shè)是否成立，即

M2（x；k）=（VR（x；k）-1）2δ（j）-1/2 （2）

其中

δ（j）=（xt-）2（xt-j -）2÷[（xt-）2]2 （3）

（二）Wright的基于秩和符號(hào)的方差比檢驗(yàn)

由于Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)為漸近檢驗(yàn)，其統(tǒng)計(jì)量的樣本分布漸近服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，在有限樣本的情況下，其分布常常是有偏的，這樣容易降低檢驗(yàn)功效，從而導(dǎo)致錯(cuò)誤的統(tǒng)計(jì)推斷。為了解決這一問題，Wright（2000）在Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，提出了一種基于秩和符號(hào)的非參數(shù)方差比檢驗(yàn)方法。在樣本量相對(duì)較小的情況下，相對(duì)于Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)，基于秩和符號(hào)的方差比檢驗(yàn)有兩個(gè)優(yōu)點(diǎn)：檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量具有精確的樣本分布，而不依賴于大樣本漸近極限分布；在通常的時(shí)間序列數(shù)據(jù)非正態(tài)分布的情況下，這種非參數(shù)方差比檢驗(yàn)比Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)具有更高的檢驗(yàn)功效。

Wright（2000）采用如下方式推導(dǎo)出秩和符號(hào)統(tǒng)計(jì)量。令r（xt）表示xt在序列x1，…，xT中的秩次，統(tǒng)計(jì)量R1和R2定義為：

R1（k） -1-1/2 （4）

R2（k）-1-1/2 （5）

其中標(biāo)準(zhǔn)化秩次r1t=，r2t=？椎-1，且？椎為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)累積分布函數(shù)。

類似地，符號(hào)統(tǒng)計(jì)量S1定義為：

S1（k） -1-1/2 （6）

其中st=2u（xt，0），且u（xt，0）=0.5，xt>0-0.5，其他；在xt為鞅差分序列的情況下，st是均值為0，方差為1的i.i.d.序列，其取值為1和-1的概率均等于0.5。

以上統(tǒng)計(jì)量R1，R2和S1具有精確的樣本分布，其臨界值可通過模擬該樣本分布獲得；Wright（2000）提供了不同樣本數(shù)及不同滯后階數(shù)k所對(duì)應(yīng)的R1，R2和S1檢驗(yàn)的臨界值；本文所使用的臨界值（如表1所示）。

二、樣本數(shù)據(jù)及其基本統(tǒng)計(jì)特征

本文以大連商品交易所的豆油、棕櫚油期貨以及鄭州商品交易所的白糖、菜籽油和早秈稻期貨為研究對(duì)象；各期貨品種的日收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)均被考察。由于這5個(gè)期貨品種的上市時(shí)間不同，我們選取近三年即2009—2012年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，具體的樣本區(qū)間：豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油為2009.2.2—2012.2.29；早秈稻為2009.5.4—2012.5.31。樣本數(shù)據(jù)來自大連和鄭州商品交易所。

這5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的交易與上市較早的品種有著不同的特點(diǎn)：首先，在各品種交易的所有交割月份的合約中，一般只有1、5和9這三個(gè)交割月合約交易比較活躍，成交量比較大，而其他月份的合約交易十分清淡；其次，各品種1、5和9這三個(gè)交割月合約一般都是在距離其交割月前的中遠(yuǎn)期交易比較活躍，而臨近交割月交易活躍程度明顯下降。基于上述特點(diǎn)，我們選擇各品種1、5和9這三個(gè)交割月合約作為代表性合約，并選取這三個(gè)合約距離其交割月前的中遠(yuǎn)期月份的每日收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)為代表構(gòu)造連續(xù)期貨價(jià)格序列。各品種連續(xù)期貨日收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)序列包含的樣本個(gè)數(shù)：豆油、棕櫚油、白糖和菜籽油均為751個(gè)，早秈稻為748個(gè)。對(duì)各期貨日收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)序列取自然對(duì)數(shù)，則期貨對(duì)數(shù)收益序列xt表示為：xt=lnpt-lnpt-1。

表2給出了期貨收益序列xt的描述性統(tǒng)計(jì)情況，各期貨收益序列的偏度系數(shù)均不為0，峰度均大于3，呈現(xiàn)尖峰厚尾非正態(tài)特征，JB統(tǒng)計(jì)量在5%顯著性水平拒絕原假設(shè)，證實(shí)各收益序列均不服從正態(tài)分布。檢驗(yàn)是否存在ARCH效應(yīng)的LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果顯示：除了早秈稻以外，各期貨收益序列均存在非常顯著的條件異方差現(xiàn)象，這也是金融時(shí)間序列數(shù)據(jù)的普遍特征；而早秈稻期貨收益序列的條件異方差特征不顯著，這可能和樣本期間內(nèi)的早秈稻期貨價(jià)格波動(dòng)比較小有關(guān)。

三、實(shí)證結(jié)果及其分析

對(duì)期貨收益序列xt應(yīng)用上述兩種方差比檢驗(yàn)，方差比檢驗(yàn)的滯后階數(shù)通常選擇2、4、8、16四個(gè)值，我們可運(yùn)算出針對(duì)每一滯后階數(shù)相應(yīng)的方差比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值。下頁表3報(bào)告了期貨收盤價(jià)收益序列的兩種方差比檢驗(yàn)結(jié)果，其中R1，R2，S1為Wright的基于秩和符號(hào)的方差比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（這三個(gè)統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)功效相同；Wright，2000），M2為Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量，它們均為異方差—穩(wěn)健性統(tǒng)計(jì)量，適用于xt為異方差即鞅差分序列的情形（由于Lo-MacKinlay檢驗(yàn)的M1統(tǒng)計(jì)量適用于xt為i.i.d.序列的情形，當(dāng)xt為異方差時(shí)，其檢驗(yàn)功效遠(yuǎn)低于M2統(tǒng)計(jì)量，故在此并未報(bào)告）。我們根據(jù)Hoque等（2007）的原則，采用上述四個(gè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量（R1，R2，S1 和M2）可做出統(tǒng)計(jì)判斷，即在1%、5%和10%的任何一個(gè)顯著性水平，如果有兩個(gè)以上（包括兩個(gè)）拒絕隨機(jī)游走原假設(shè)的情況出現(xiàn)，則可得出隨機(jī)游走原假設(shè)被拒絕的結(jié)論。比如根據(jù)表4的豆油期貨的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在5%顯著性水平下，其R1，R2和M2統(tǒng)計(jì)量共有3個(gè)拒絕隨機(jī)游走原假設(shè)的情況，因而最后得出拒絕隨機(jī)游走原假設(shè)的結(jié)論。

顯然從下頁表3可以看出，除了白糖以外，對(duì)于豆油、棕櫚油、菜籽油和早秈稻期貨收盤價(jià)收益序列來說，其隨機(jī)游走原假設(shè)在5%顯著性水平下均被拒絕；因?yàn)樵?%顯著性水平下，豆油的R1和S1統(tǒng)計(jì)量有兩個(gè)拒絕的情況，棕櫚油的R1和S1統(tǒng)計(jì)量有3個(gè)拒絕的情況，而菜籽油的R1，R2 和S1統(tǒng)計(jì)量有7個(gè)拒絕的情況以及早秈稻的S1統(tǒng)計(jì)量有3個(gè)拒絕的情況；顯然，相比于其他品種，菜籽油期貨顯示出更強(qiáng)的拒絕隨機(jī)游走原假設(shè)的實(shí)證證據(jù)。然而對(duì)于白糖期貨收盤價(jià)收益序列來說，由于只有R1統(tǒng)計(jì)量在k=2時(shí)1個(gè)拒絕的情況，故可認(rèn)為其隨機(jī)游走原假設(shè)并不能被拒絕。此外，比較兩種方差比檢驗(yàn)結(jié)果會(huì)發(fā)現(xiàn)，對(duì)于豆油、棕櫚油、早秈稻期貨，其隨機(jī)游走假設(shè)被拒絕均由Wright的方差比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量R1，R2和S1來完成，而不是由Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量M2完成的；事實(shí)上這種情況也適用于菜籽油期貨，其隨機(jī)游走假設(shè)在5%顯著性水平下被拒絕也是由Wright的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量R1，R2和S1完成的，而Lo-MacKinlay檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量M2在5%顯著性水平下不能拒絕隨機(jī)游走假設(shè)。兩種方差比檢驗(yàn)結(jié)果不盡一致，原因可能在于Wright的方差比檢驗(yàn)比Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)具有更高的檢驗(yàn)功效（Wright，2000），表現(xiàn)為Wright的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量R1，R2和S1比Lo-MacKinlay檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量M2能更為有效地捕捉歷史價(jià)格數(shù)據(jù)中的序列自相關(guān)特征。

下頁表4報(bào)告了期貨結(jié)算價(jià)收益序列的兩種方差比檢驗(yàn)結(jié)果。從四個(gè)統(tǒng)計(jì)量R1，R2，S1 和M2的檢驗(yàn)結(jié)果可以判斷，對(duì)于豆油、棕櫚油、白糖和早秈稻期貨結(jié)算價(jià)收益序列，其隨機(jī)游走原假設(shè)均被拒絕；并且其中棕櫚油和白糖期貨顯示出比其他兩個(gè)品種更強(qiáng)的拒絕隨機(jī)游走原假設(shè)的實(shí)證證據(jù)。而菜籽油期貨結(jié)算價(jià)收益序列的檢驗(yàn)結(jié)果出乎我們的意料，其隨機(jī)游走原假設(shè)完全不能被拒絕，因?yàn)樗乃膫€(gè)統(tǒng)計(jì)量R1，R2，S1和M2未出現(xiàn)任何拒絕的情況。

表5對(duì)期貨收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)的方差比檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行了比較。根據(jù)四個(gè)統(tǒng)計(jì)量R1，R2，S1和M2拒絕隨機(jī)游走假設(shè)的情況可以發(fā)現(xiàn)，除了菜籽油以外，其他四個(gè)品種的結(jié)算價(jià)均比其收盤價(jià)有更多的拒絕隨機(jī)游走假設(shè)的情況，尤其是棕櫚油和白糖，顯然這說明結(jié)算價(jià)比收盤價(jià)顯示出更強(qiáng)的拒絕隨機(jī)游走假設(shè)的實(shí)證證據(jù)。這正好驗(yàn)證了辛宇和陳工孟（2006）的邏輯推斷，即由于結(jié)算價(jià)是對(duì)整個(gè)交易日內(nèi)所有交易價(jià)格的成交量加權(quán)平均價(jià)格，它反映了更多的噪音交易，因此其對(duì)市場(chǎng)有效性的偏離程度會(huì)更大一些；而收盤價(jià)基本上是由當(dāng)日的最后一筆或幾筆交易決定的，它包含的噪音交易的影響應(yīng)該相對(duì)較少，其對(duì)市場(chǎng)有效性的偏離程度會(huì)相對(duì)較低。然而，值得注意的是菜籽油期貨的檢驗(yàn)結(jié)果，其收盤價(jià)顯示出非常顯著的拒絕隨機(jī)游走假設(shè)的實(shí)證證據(jù)，但其結(jié)算價(jià)卻完全不能拒絕隨機(jī)游走假設(shè)。如此特殊的表現(xiàn)，需要我們獲得菜籽油期貨更為詳細(xì)的日內(nèi)交易數(shù)據(jù)資料后做進(jìn)一步考察，才能對(duì)這一實(shí)證結(jié)果給予合理的解釋。

最后，表5對(duì)期貨收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)的方差比檢驗(yàn)結(jié)果做了總結(jié)，即對(duì)于收盤價(jià)序列來說，除白糖以外，其他四個(gè)品種均拒絕隨機(jī)游走假設(shè)；而對(duì)于結(jié)算價(jià)序列來說，除菜籽油以外，其他四個(gè)品種均拒絕隨機(jī)游走假設(shè)。綜合以上實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)，只有白糖和菜籽油期貨市場(chǎng)在一定程度上達(dá)到弱式有效，而豆油、棕櫚油和早秈稻期貨市場(chǎng)則均未達(dá)到弱式有效。這說明總體上來說，這5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場(chǎng)對(duì)市場(chǎng)信息的反映情況還不是很理想，投資者仍可以利用歷史信息對(duì)未來價(jià)格進(jìn)行預(yù)測(cè)從而獲利。

結(jié)論及建議

本文同時(shí)采用具有良好小樣本特性的Wright的基于秩和符號(hào)的非參數(shù)方差比檢驗(yàn)以及傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比檢驗(yàn)方法，對(duì)中國近年來上市的5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種，豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油和早秈稻期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行了隨機(jī)游走檢驗(yàn)。各品種在2009—2012年間的收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)均被檢驗(yàn)，結(jié)果表明：對(duì)于收盤價(jià)來說，除白糖以外，其他四個(gè)品種均拒絕隨機(jī)游走假設(shè)；對(duì)于結(jié)算價(jià)來說，除菜籽油以外，其他四個(gè)品種均拒絕隨機(jī)游走假設(shè)。因此，綜合收盤價(jià)和結(jié)算價(jià)的實(shí)證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)只有白糖和菜籽油期貨市場(chǎng)在一定程度上達(dá)到弱式有效，而豆油、棕櫚油和早秈稻期貨市場(chǎng)則均未達(dá)到弱式有效。

以上研究結(jié)論表明目前中國這5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場(chǎng)的有效性表現(xiàn)不盡理想，其原因可能是多方面的。首先，這5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種都是近年來才陸續(xù)上市交易的，其中棕櫚油期貨2007年底才開始交易，而早秈稻期貨2009年初才開始交易，其發(fā)展歷史較短，市場(chǎng)發(fā)展還遠(yuǎn)不夠成熟；其次，這5個(gè)農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的交易活躍程度尚顯不足，如前所述，目前在各品種上市交易的所有合約中，只有少數(shù)幾個(gè)合約交易較活躍，成交量較大，而多數(shù)合約的交易都十分清淡，成交量很小，有時(shí)甚至持續(xù)一段時(shí)間無成交量；第三，市場(chǎng)投資主體結(jié)構(gòu)不合理。中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)參與者歷來以中小散戶投機(jī)者為主，機(jī)構(gòu)投資者和套期保值力量嚴(yán)重不足，而后者相對(duì)于前者往往具有信息優(yōu)勢(shì)和穩(wěn)定市場(chǎng)的作用；第四，中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)部分交易制度設(shè)計(jì)存在缺陷，比如保證金制度過于單一，漲跌停板制度也過于嚴(yán)格，缺乏靈活性等等。上述這幾方面因素都可能導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的市場(chǎng)有效性表現(xiàn)不佳。

鑒于此，期貨市場(chǎng)管理部門應(yīng)采取相應(yīng)措施以努力改善并提高中國農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場(chǎng)的有效性水平。具體措施包括：（1）積極探索活躍農(nóng)產(chǎn)品期貨交易的各種途徑，如加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的推薦和宣傳力度，降低它們的交易手續(xù)費(fèi)，引入新的交割運(yùn)作方式，完善指定交易商制度等；（2）改善投資主體結(jié)構(gòu)，加快農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)投資者的培育。一方面應(yīng)適當(dāng)放開銀行、基金等農(nóng)產(chǎn)品期貨機(jī)構(gòu)投資者的市場(chǎng)準(zhǔn)入限制，并積極培育中國農(nóng)產(chǎn)品期貨投資基金；另一方面應(yīng)鼓勵(lì)廣大農(nóng)民和國有糧油類企業(yè)利用農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)進(jìn)行套期保值有效規(guī)避市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)；（3）改進(jìn)交易制度的設(shè)計(jì)，實(shí)施更為靈活的保證金制度，適當(dāng)降低套期保值和機(jī)構(gòu)投資者的保證金比例；針對(duì)不同的農(nóng)產(chǎn)品期貨品種，實(shí)行靈活的動(dòng)態(tài)漲跌幅限制等；（4）加強(qiáng)農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)發(fā)展過程中的規(guī)范化建設(shè)和風(fēng)險(xiǎn)管理，完善自律機(jī)制，盡快出臺(tái)相關(guān)法律法規(guī)。期貨市場(chǎng)管理部門應(yīng)參考以上建議措施不斷改善并提高中國農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場(chǎng)的有效性水平，確保其健康發(fā)展。

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