大豆期貨與現(xiàn)貨價格發(fā)現(xiàn)功能分析

汪哲宇 顧光同

[摘要]發(fā)展成熟的期貨市場對現(xiàn)貨市場具有價格發(fā)現(xiàn)功能。期貨市場參與者能夠?qū)ξ磥憩F(xiàn)貨市場價格作出預(yù)測。隨著農(nóng)產(chǎn)品市場的逐漸金融化、資本化，我國近幾年農(nóng)產(chǎn)品價格波動極不穩(wěn)定，因此農(nóng)產(chǎn)品期貨價格發(fā)現(xiàn)效率有待再次檢驗(yàn)。以黃大豆1號為例，采取ADF單位根檢驗(yàn)，E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)，Granger因果檢驗(yàn)，方差分解等計(jì)量模型來分階段評估我國農(nóng)產(chǎn)品期貨與現(xiàn)貨的價格發(fā)現(xiàn)功能的效率。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：黃大豆1號期貨的價格發(fā)現(xiàn)效率很低，我國金融當(dāng)局應(yīng)當(dāng)對期貨市場進(jìn)行創(chuàng)新改革。

[關(guān)鍵詞]期貨市場;現(xiàn)貨市場;價格發(fā)現(xiàn);階段

[中圖分類號]F724[文獻(xiàn)標(biāo)識碼]A

1? ? 引言

期貨作為能夠緩解價格波動，分散非系統(tǒng)性風(fēng)險的一種標(biāo)準(zhǔn)化合約，已經(jīng)被越來越多的市場投資者和金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)所重視。我國的期貨市場在改革開放后迅速發(fā)展，經(jīng)過了多次調(diào)整，已成為金融市場的重要組成部分。農(nóng)產(chǎn)品尤其是糧食農(nóng)作物受季節(jié)變動的影響，具有生產(chǎn)周期長，買賣量大的特征，價格波動幅度較大，會出現(xiàn)難以控制的不確定風(fēng)險，而農(nóng)產(chǎn)品期貨作為能夠引導(dǎo)農(nóng)產(chǎn)品價格變動的金融工具，其存在為平抑農(nóng)產(chǎn)品價格波動提供了基礎(chǔ)。

近年來，農(nóng)產(chǎn)品受金融資本化的沖擊以及多種經(jīng)濟(jì)不確定因素的影響，價格變動幅度非常大，導(dǎo)致農(nóng)民利益受到嚴(yán)重?fù)p失。同時來源于農(nóng)產(chǎn)品期貨交易市場的市場投機(jī)，常常會影響到現(xiàn)貨市場價格的波動。因此在先前學(xué)者的基礎(chǔ)上，再一次系統(tǒng)全面的對農(nóng)產(chǎn)品期貨市場與現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行檢驗(yàn)，這對于評估期貨市場發(fā)展機(jī)制及運(yùn)作效率極為重要。

我國作為全世界最大的大豆生產(chǎn)基地，大豆需求旺盛，價格變動幅度也大。因此本文采取黃大豆1號這一農(nóng)產(chǎn)品期貨合約為研究對象，基于其他學(xué)者的研究基礎(chǔ)上，對其價格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行再一次實(shí)證。

2? ? 文獻(xiàn)綜述

期貨的價格往往反映了投資者能夠獲得的所有信息。國內(nèi)許多學(xué)者對期貨現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。拋開金融期貨，單就農(nóng)產(chǎn)品期貨實(shí)證方面，國內(nèi)具有代表性的是馬述忠、汪金劍、邵憲寶（2011）采用了協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解等計(jì)量方法，通過價格貢獻(xiàn)率這一變量比較了大豆農(nóng)產(chǎn)品期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能。謝曉聞、方意、趙勝民（2016）采用了區(qū)別于傳統(tǒng)的最新視角的非線性Granger因果檢查關(guān)系，分別對金屬期貨、農(nóng)產(chǎn)品期貨、金融期貨市場的價格功能強(qiáng)弱進(jìn)行了研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能最弱，金屬期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能最強(qiáng)，農(nóng)產(chǎn)品次之。宋冬英，王婧（2011）運(yùn)用向量誤差修正模型，脈沖響應(yīng)等方法對五年的玉米期現(xiàn)貨價格關(guān)聯(lián)性進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)兩者具有具有均衡性，但互相作用影響較小。王駿運(yùn)用VAR模型對黃豆和硬麥期貨品種的價格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行研究，結(jié)果黃豆期貨中期貨市場占主導(dǎo)地位，硬麥?zhǔn)袌鲋鞋F(xiàn)貨占主導(dǎo)地位。體上看先前學(xué)者的研究結(jié)果存在較大差異。楊晨輝、劉新梅（2011）等運(yùn)用誤差修正項(xiàng)模型和基于t分布的雙變量EC-EGARCH（1，1）模型，以玉米和白糖期貨作為對象，結(jié)果發(fā)現(xiàn)兩者價格存在相互作用關(guān)系，且期貨市場對現(xiàn)貨市場的價格引導(dǎo)強(qiáng)于現(xiàn)貨對期貨的價格引導(dǎo)。

我國近年來農(nóng)產(chǎn)品期貨市場投機(jī)、市場操縱等資本化現(xiàn)象較為嚴(yán)重，使得農(nóng)產(chǎn)品市場價格與生產(chǎn)成本嚴(yán)重背離，同時政府前期提出的“以農(nóng)補(bǔ)工”政策，讓農(nóng)產(chǎn)品在前期價格被壓低，農(nóng)民利益得不到保障。因此綜合前人研究基礎(chǔ)下，基于最新時期的農(nóng)產(chǎn)品期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能再檢驗(yàn)尤為重要。

3? ? 數(shù)據(jù)選取和研究方法

3.1? ? 數(shù)據(jù)選取

在期貨交易所的交易中，一個品種的期貨合約在單個交易日內(nèi)有多個價格，存在若干個不同交割月的數(shù)據(jù)。為了得到連續(xù)的期貨價格序列，本文分別選取了研究時間段內(nèi)的黃大豆1號近月合約和主力合約的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證，并分別對所得價格序列取對數(shù)，以此減小數(shù)據(jù)波動及異方差的可能。

3.2? ? 研究方法

3.2.1? ? 相關(guān)性檢驗(yàn)。現(xiàn)貨價格與期貨價格間的相關(guān)性檢驗(yàn)，計(jì)算相關(guān)系數(shù)。具體公式如下：

其中：r代表相關(guān)系數(shù);n表示變量的組數(shù)。

3.2.2? ? ADF單位根檢驗(yàn)以及E—G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)。ADF單位根檢驗(yàn)：

原假設(shè)：β=0;備擇假設(shè)：β≠0。如果接受原假設(shè)，那么序列不平穩(wěn)，否則序列不平穩(wěn)。若序列不平穩(wěn)再對其一階差分進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，直到序列平穩(wěn)。

E—G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)：

其基本原理是建立在最小二乘法基礎(chǔ)上的對兩個變量的協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)。原假設(shè)：殘差不平穩(wěn);備擇假設(shè)：殘差平穩(wěn)。若原假設(shè)成立，不存在協(xié)整關(guān)系;反之則存在協(xié)整關(guān)系。

3.2.3? ? Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。兩個變量的Granger因果關(guān)系的檢驗(yàn)公式如下：

如果=0，=0，則認(rèn)為兩個變量相互獨(dú)立沒有因果關(guān)系。 如果存在≠0或≠0則兩變量之間存在單向的因果關(guān)系。如果存在≠0且≠0，則認(rèn)為兩個變量互為因果關(guān)系。

3.2.4? ? 方差分解。通過分析造成沖擊波動的每一個因素對內(nèi)生變量的沖擊的貢獻(xiàn)率，比較作用大小。本文通過研究現(xiàn)貨市場價格序列的方差分解，來確定期貨對現(xiàn)貨的價格發(fā)現(xiàn)程度。

4? ? 整體階段實(shí)證分析

研究數(shù)據(jù)以2016年1月1日到2017年11月10日的大連商品交易所黃大豆1號期貨最近合約、主力合約價格數(shù)據(jù)和同期的現(xiàn)貨價格交易數(shù)據(jù)為對象，共452組樣本。

4.1? ? 價格序列走勢初步分析

為估計(jì)黃大豆1號的現(xiàn)貨價格與期貨價格走勢，利用R軟件做出黃大豆1號期貨主力合約價格，最近合約價格以及現(xiàn)貨價格的時間序列走勢圖，其中黑色序列為現(xiàn)貨價格，綠色序列為最近合約期貨價格，紅色序列為主力合約期貨價格。由圖1可知，黃大豆1號期貨價格與現(xiàn)貨價格走勢大致相同，2017年2月開始有一段走勢不一致。

4.2? ? 相關(guān)性分析

利用spss軟件分別對黃大豆1號現(xiàn)貨價格和期貨主力合約價格、最近合約價格進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：現(xiàn)貨價格與最近合約期貨價格之間相關(guān)系數(shù)為0.332，表明兩者弱度相關(guān);現(xiàn)貨價格與期貨主力合約價格之間相關(guān)系數(shù)為0.317，同樣呈現(xiàn)弱度相關(guān)?，F(xiàn)貨與期貨價格序列關(guān)聯(lián)度不高。

4.3? ? ADF單位根檢驗(yàn)

對選取的價格序列取對數(shù)，LNS表示現(xiàn)貨價格序列，LNF1表示最近合約期貨價格序列，LNF2表示主力合約期貨價格序列，△表示一階差分。結(jié)果如表1所示：

由表1可知，LNS、LNF1、LNF2的t值都大于5%顯著性水平下的臨界值，均為非平穩(wěn)序列。對其一階差分均為平穩(wěn)序列，由此可見這些序列是單整序列。

4.4? ? 協(xié)整檢驗(yàn)

使用E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：

由表2可知，兩組協(xié)整變量間的P值均大于0.05，均不存在協(xié)整關(guān)系。因此可知黃大豆1號農(nóng)產(chǎn)品現(xiàn)貨與期貨價格之間在研究時間段內(nèi)價格變動不一致，并不存在均衡關(guān)系。

4.5? ? Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

分別對LNS與LNF1，LNS與LNF2兩組變量進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示：

由表3可知，現(xiàn)貨價格是主力合約期貨價格和最近合約期貨價格的Granger原因，主力合約期貨價格和最近合約期貨價格不是現(xiàn)貨的Granger因果關(guān)系。因此可以得出結(jié)論：黃大豆1號期貨價格發(fā)現(xiàn)功能并不顯著，期貨價格并沒有引導(dǎo)現(xiàn)貨價格，現(xiàn)貨價格在引導(dǎo)期貨價格的變化。

4.6? ? 方差分解

為了探究黃大豆1號期貨市場對現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)作用效率，現(xiàn)對現(xiàn)貨價格進(jìn)行方差分解，取滯后期為10期。結(jié)果如表4所示：

由表4可知，我國黃大豆1號最近合約的期貨價格對現(xiàn)貨價格的貢獻(xiàn)率平均僅僅維持在0.1%上下，主力合約的期貨價格對現(xiàn)貨價格的貢獻(xiàn)率也平均僅僅維持在0.06%上下。這一段長期時間段內(nèi)的方差分解表說明：期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能較弱，影響期現(xiàn)貨價格的變動主要原因來源于現(xiàn)貨自身，同時也說明近兩年的時間段內(nèi)，黃大豆1號期貨沒有發(fā)揮價格發(fā)現(xiàn)引導(dǎo)的作用，市場效應(yīng)比較弱，亟待相關(guān)部門去完善。

5? ? 分階段實(shí)證分析

為更加充分挖掘黃大豆1號期現(xiàn)貨市場價格關(guān)聯(lián)性及信息，現(xiàn)對現(xiàn)貨市場依據(jù)其價格走勢分階段進(jìn)行分析。時間段根據(jù)現(xiàn)貨價格走勢分成4部分：第一階段：2016年1月1日～2016年7月7日;第二階段：2016年7月8日～2016年10月14日;第三階段：2016年10月17日～2017年3月1日;第四階段：2017年3月2日～2017年11月10日。

5.1? ? ADF單位根檢驗(yàn)

現(xiàn)分別對這四個階段的價格序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，判斷價格序列的平穩(wěn)性，結(jié)果如表5所示：

由表5可知，在這四個時間段內(nèi)期貨價格序列和現(xiàn)貨價格序列均不平穩(wěn)，在一階差分下均為平穩(wěn)序列，接下來可以對其在每個階段的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

5.2? ? 協(xié)整檢驗(yàn)

這里采用E-G兩步法對四個階段的期貨市場價格序列和現(xiàn)貨市場的價格序列協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示：

由表6可知，在5%顯著性水平的條件下，第三階段現(xiàn)貨價格與期貨價格存在協(xié)整的關(guān)系;第四階段的現(xiàn)貨市場價格和主力合約期貨價格存在協(xié)整關(guān)系。由此可以得出結(jié)論：現(xiàn)貨與期貨市場的價格協(xié)整存在階段性，兩者之間的引導(dǎo)關(guān)系存在時間效應(yīng)，究其原因可能是因?yàn)槭袌鲑Y源錯配，期貨市場價格炒作造成的價格發(fā)現(xiàn)功能失靈。

5.3? ? Granger因果檢驗(yàn)

現(xiàn)對四個階段的價格序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果如表7～10所示：

第一階段：價格發(fā)現(xiàn)功能的主要來源是現(xiàn)貨市場，現(xiàn)貨市場是主力合約期貨市場和最近合約期貨市場的Granger原因，期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能較弱。

第二階段：現(xiàn)貨價格是最近合約期貨價格的Granger原因，對最近合約期貨價格影響顯著，其余均沒有互相影響關(guān)系。

第三階段：實(shí)驗(yàn)結(jié)論與第一階段相同，現(xiàn)貨是期貨的Granger因果關(guān)系，期貨不是現(xiàn)貨的Granger因果關(guān)系。說明在第三階段，期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能依然很微弱。

第四階段：主力合約期貨市場價格是現(xiàn)貨市場價格的Granger原因，在第四階段期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能較為顯著。說明期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能存在階段性，且不穩(wěn)定。

5.4? ? 方差分解

對四個階段的價格序列進(jìn)行方差分解，期貨市場和現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)的信息占比作比較，以此作為價格發(fā)現(xiàn)功能大小的依據(jù)，結(jié)果如表11～14所示：

由表11可知，在第一階段，我國黃大豆1號最近合約期貨的自身貢獻(xiàn)率在第十期達(dá)到1.3212%，此時現(xiàn)貨市場的貢獻(xiàn)率為98.6787%。由此說明：在第一階段，黃大豆1號價格的變動主要來源于現(xiàn)貨市場，期貨價格發(fā)現(xiàn)作用并不顯著。

由表13可知，在第二階段，我國黃大豆1號最近合約期貨對現(xiàn)貨的方差貢獻(xiàn)率在第十期達(dá)到了0.897%，此時現(xiàn)貨市場的自身貢獻(xiàn)率為99.1063%;主力合約期貨的方差貢獻(xiàn)率在第十期為2.1372%，此時現(xiàn)貨市場的自身貢獻(xiàn)97.8628%。由此說明：在第二階段，現(xiàn)貨價格的變動依然是由自身價格變動所致的，期貨對現(xiàn)貨的價格發(fā)現(xiàn)作用依舊是非常微弱的。

由表13可知，在第三階段，我國黃大豆1號最近合約期貨在第十期的時候?qū)ΜF(xiàn)貨的方差貢獻(xiàn)率達(dá)到了1.6273%，此時現(xiàn)貨自身的方差貢獻(xiàn)率為98.3727%;主力合約期貨對現(xiàn)貨的方差貢獻(xiàn)率0.4019%，此時現(xiàn)貨市場自身的方差貢獻(xiàn)率為99.5981%。由此說明：在第三階段，黃大豆1號的現(xiàn)貨價格變動主要來源于現(xiàn)貨市場自身，與第二階段一樣，期貨市場價格發(fā)現(xiàn)作用不明顯。