市場情緒與鐵礦石期貨價格、現貨價格的相關性研究：基于MSVAR模型的實證分析

王 萌，樊燕萍,2

(1.太原理工大學經濟管理學院，山西 晉中 030600； 2.山西財經大學會計學院，山西 太原 030006)

鐵礦石作為我國重要的戰略性資源商品，其價格變化會引起我國鋼材價格的波動。而我國作為鋼材生產和鐵礦石消費大國，為了保障鐵礦石貿易的利益，幫助鋼鐵和礦山等企業規避風險，實現套期保值。鐵礦石期貨在2013年10月18日大連商品交易所由中國證券監督管理委員會立項，并于2014年3月19日完成首次交割，意味著中國的鐵礦石期貨的誕生。2016年我國進口鐵礦石首次突破10億t大關，達到102 412.43萬t，成為了以往鐵礦石進口量的歷史最高點。但是，由于國際鐵礦石貿易仍然被巴西淡水河谷公司、澳大利亞必和必拓公司和FMG集團、英國力拓集團四大巨頭壟斷，導致我國鐵礦石定價在國際上缺乏話語權。因此，對鐵礦石現貨價格和期貨價格進行研究，能夠幫助企業和投資者發現價格的內在規律，提高我國鐵礦石定價在國際上的話語權，更好地保障貿易多方的利益。

鐵礦石期貨建立之初，學者們的研究主要圍繞鐵礦石期貨價格與現貨價格間的相互關系。肖明等[1]采用VAR模型檢驗鐵礦石期貨與現貨價格間的關系，認為鐵礦石期貨價格對現貨價格未能表現出引導作用。但是隨著我國鐵礦石市場制度和機制的日益完善，鐵礦石期貨市場呈現出新的發展態勢。尤其是近年來，鋼鐵行業供給側改革的持續深化，對鐵礦石價格產生了新的影響。洪水峰等[2]通過對鐵礦石期貨與現貨價格波動特征的研究，證實了目前我國鐵礦石期貨價格對現貨價格表現出了價格發現功能。李莉[3]通過研究供給側改革階段鐵礦石現貨價格波動的影響因素，指出現階段由于供需關系未能得到有效改善，使得鐵礦石期貨價格未能推動現貨價格的上漲。徐長生等[4]基于向量誤差校正模型和狀態空間模型，研究了鐵礦石期貨價格與現貨價格間的關系。實證結果顯示，鐵礦石的期貨價格在價格發現功能方面占據了主導地位，起到了引導現貨價格的作用。

關于情緒與期貨價格或現貨價格的研究，楊陽等[5]研究了投資者情緒與商品期貨間的相互關系。劉金娥等[6]通過脈沖響應函數和Granger因果檢驗實證分析了投資者情緒對黃金期貨價格的影響。陳標金等[7]采用成交量和持倉量代表投資者情緒，探討了投資者情緒與期貨價格波動間的關系。研究結論顯示，市場情緒也是造成期貨、現貨價格波動的影響因素之一。

綜上所述，現有的文獻研究結果證實了鐵礦石期貨市場的價格發現功能以及市場情緒對期貨價格的影響，但并未將市場情緒引入期貨價格、現貨價格同一框架下進行研究。以往的線性計量方法難以準確刻畫價格的動態變化，考慮到時間序列的持續性和波動性，本文采用馬爾科夫區制轉換自回歸模型(MSVAR)檢驗市場情緒與鐵礦石期貨價格、現貨價格的相互關系，彌補了靜態研究的不足。并通過脈沖響應圖的分析了解三者間的內在聯系，為鋼鐵企業和廣大投資者防范風險保護自身利益，為政府完善鐵礦石期貨市場機制提供理論依據。

1 鐵礦石期貨價格與現貨價格走勢分析

圖1為2015年5月到2018年3月鐵礦石期貨價格、現貨價格的走勢圖。由圖1可知,2017年2月份，由于鋼材利潤上漲使得鋼鐵行業對鐵礦石需求增加，造成鐵礦石期貨價格、現貨價格呈現明顯的上升趨勢，創下2015年以來的最高水平；另一特點是，鐵礦石的現貨價格略高于期貨價格，且期貨價格與現貨價格在整體上保持一致，但期貨價格的拐點一般先于鐵礦石現貨價格到達，部分證實了鐵礦石期貨價格的價格發現和套期保值功能。參與鐵礦石期貨交易的鋼鐵集團及其他企業可以利用期貨價格的功能，規避現貨價格波動造成的風險，更好地保障企業未來的發展。

圖1 鐵礦石現貨價格和期貨價格走勢Fig.1 The trend of spot price and futures price of iron ore(資料來源：Wind資訊金融終端)

2 市場情緒與鐵礦石期貨、現貨價格的實證分析

2.1 數據選取

本文選取鐵礦石的期貨價格、現貨價格和市場情緒作為變量，選取2015年5月至2018年5月的152個周度數據進行研究，數據均來源于Wind資訊金融終端。為避免異方差，本文對數據進行對數處理。考慮到活躍合約更能反映期貨與現貨之間的聯動關系，本文采用大連商品交易所鐵礦石期貨合約結算價(單位：元/t)作為鐵礦石期貨價格的衡量指標，用QP列示；采用鐵礦石的平均價(單位：元/t)作為現貨價格的衡量指標，用XP列示；采用活躍合約期貨持倉量(單位：手)作為市場情緒的衡量指標[8]，用ME列示。

為了全面研究鐵礦石市場情緒與期貨價格、現貨價格間的相互關系，本文在單位根檢驗價格序列的平穩性的基礎上，構建脈沖響應函數來分析鐵礦石市場情緒與期貨價格、現貨價格間的影響機制。

2.1.1 描述性統計

由表1可知,現階段鐵礦石的現貨平均價高于期貨平均價，從標準差可以看出，鐵礦石成交量即市場情緒變化最為劇烈，期貨價格的波動略大于現貨價格的波動；另一方面，鐵礦石期貨、現貨價格序列峰度均小于3，但是期貨價格的偏度大于0，呈右偏、尖峰的特性，而現貨價格偏度小于0，呈左偏、尖峰的特性。

表1 描述性統計Table 1 Descriptive statistics

2.1.2 單位根檢驗

考慮到時間序列的不平穩，為了防止出現“偽回歸”，造成實證結果缺乏價值，進行實證分析前對變量進行單位根檢驗。本文通過ADF檢驗和PP檢驗兩種方法發現，市場情緒、鐵礦石期貨價格和現貨價格這三個變量的原序列是非平穩的，但是在取一階差分后三個變量都變得平穩。因此，在以下實證研究過程中，都運用三個變量的一階差分來進行計量分析。

2.2 模型構建

據學者對鐵礦石價格的研究可以發現，鐵礦石價格的變化并非簡單的線性關系可以解釋，采用非線性模型能更準確地刻畫出價格的動態變化情況。馬爾科夫區制轉換模型(MSVER)是非線性模型的一種，將變量分為不同的區制，在不同的區制下研究變量間的相互作用。因此，本文采取MSVAR來構建鐵礦石期貨價格、現貨價格與市場情緒之間關系的轉換模型。MSVAR模型又可以細分為MSI-VAR、MSM-VAR、MSH-VAR、MSA-VAR等多種類型[9]。滯后p階的MSVAR模型一般有如式(1)所示的簡化形式。

Yt=c(st)+B1(st)(Yt-1)+…+Bp(st)(Yt-p)+εt

εt～i,i,d.,N～(0,∑(st)

(1)

式中：st為不可觀測的機制；Yt=(QP,XP,ME)。

2.3 實證分析

2.3.1 模型區制分析

由圖2可知，區制1為市場低迷，區制2為市場平穩，區制3為市場高漲。分析圖2可知，我國鐵礦石市場總體上處于平穩的狀態，低迷和高漲的市場狀態穿插其中，使得鐵礦石的價格出現波動。2015年國內經濟下行和環保的壓力使得鋼鐵行業首次出現年度負增長，進入寒冬季，降低了對鐵礦石的需求，而力拓、必和必拓和淡水河谷等礦業公司仍然持續降本增產，導致全球鐵礦石產能投放進入高峰期；同時青島港騙貸案引發了鐵礦石行業融資收緊和資金緊張，使得2015年的鐵礦石價格處于持續低迷狀態。雖然2016年第二季度至第三季度鐵礦石需求量下降，但是鋼鐵行業扭虧為盈使得鋼價暴漲，帶動鐵礦石價格出現了過去兩年的新高；進入年末，由于鋼材需求和價格的下跌，導致對鐵礦石需求進一步減少，使得鐵礦石價格再次進入低迷狀態。2017年鐵礦石價格整體寬幅震蕩，第一季度由于鋼鐵行業對鐵礦石整體需求增加，使得鐵礦石價格呈現短暫的高漲，但是此后，由于主要港口礦庫存創紀錄為14 413萬t，導致國內鐵礦石供過于求的現象持續惡化；同時鋼鐵行業供給側改革的持續深化以及鐵礦石替代品(廢鋼)使用量的日漸增加，使得鐵礦石價格再次出現了下跌。

圖2 區制轉移概率圖Fig.2 Regime transfer probability chart

根據表2各區制轉移概率與性質分析，各區制維持原狀態的概率代表了系統在各區制的穩定性。在區制1時，系統維持在區制1的概率為0.5907，持續的平均周期為2.44個月。在區制2時，系統維持在區制2的概率為0.8057，持續的平均周期為5.15個月。在區制3時，系統維持在區制3的概率為0.4948，持續的平均周期為1.98個月。由此得出，在整個研究區間，區制所占樣本的比例越大，所維持的平均周期越長。從穩定性方面來說，區制2的穩定性最強，區制3的穩定性最弱，區制1介于兩者之間。

圖3顯示了處于不同區制時h步預測概率。由圖3可知，無論開始于什么區制，區制2都占據了主導地位，其次為區制1、區制3。當開始于區制3時，區制2占主導的時間要比開始于其他區制時快一些。2個月后，三個區制的概率區域穩定，處于區制2的概率為0.65，區制1的概率為0.25，區制3的概率為0.1。

2.3.2 各區制的脈沖響應分析

圖4說明現貨價格對市場情緒的正向沖擊在三個區制下均表現為正向響應，且在區制1響應更為顯著。說明在低迷時期，悲觀市場情緒對現貨價格的作用更加顯著。圖5說明期貨價格對市場情緒正向沖擊在三個區制下均產生正向響應。

表2 各區制轉移概率與性質Table 2 Transition probability and nature of each regime

圖3 開始于某一區制時轉換到其他區制的h步預測概率Fig.3 The probability of h step change from one zone to another

圖4 現貨價格對市場情緒的沖擊響應Fig.4 Impact of spot price on market sentiment

圖6表明市場情緒對現貨價格的正向沖擊在三個區制下均產生負向響應，且在區制1下更加顯著。圖7表明市場情緒對期貨價格的正向沖擊在區制2和區制3下均產生正向響應，但效應有下降的趨勢，但是，在區制1下產生更加顯著的負向響應。

由圖4和圖5可知，鐵礦石現貨價格和期貨價格均對市場情緒的正向沖擊在三個區制下產生正向響應；圖6和圖7則表明市場情緒對現貨價格和期貨價格的正向沖擊產生顯著的負向響應。

圖5 期貨價格對市場情緒的沖擊響應Fig.5 Impact of futures price on market sentiment

圖6 市場情緒對現貨價格的沖擊響應Fig.6 Impact of market sentiment on spot price

圖7 市場情緒對期貨價格的沖擊響應Fig.7 Impact of market sentiment on futures price

2.3.3 模型回歸結果分析

根據極大似然值和AIC、SC信息準則，本文構建三區制滯后三階，即MSIH(3)-VAR(3)模型驗證市場情緒、鐵礦石現貨價格和期貨價格間是否具有均值溢出關系，模型回歸結果見表3。

由表3回歸結果分析可知，市場情緒、鐵礦石期貨價格、鐵礦石現貨價格的滯后值都能對各變量當期值產生顯著作用，說明各變量間存在序列自相關關系。在鐵礦石期貨價格回歸方程中，滯后1期的鐵礦石現貨價格和滯后3期的市場情緒系數不為0，說明鐵礦石現貨價格和市場情緒對鐵礦石期貨價格具有均值溢出效應；鐵礦石現貨價格回歸方程中，滯后1期和滯后2期的期貨價格能夠對現貨價格產生顯著影響，說明期貨價格對現貨價格也具有均值溢出效應，且滯后2期和滯后3期的市場情緒系數也不為0，同樣表明市場情緒對現貨價格具有均值溢出效應；在市場情緒的回歸方程中，除自身滯后期(滯后1期、滯后2期)外，其余系數均不顯著，說明鐵礦石的期貨價格和現貨價格未能對市場情緒產生均值溢出效應。

表3 模型回歸結果Table 3 Regression results

注：C為常數項；*、**和***分別為1%、5%和10%的顯著性水平，拒絕原假設

綜上所述，鐵礦石期貨價格和現貨價格之間具有雙向溢出效應，市場情緒對鐵礦石期貨價格和現貨價格產生單向均值溢出效應。

3 結論及建議

3.1 結論

1) 鐵礦石現貨價格和期貨價格對市場情緒的正向沖擊產生正效應。當投資者市場情緒高漲時，會助漲鐵礦石價格的上升；相反，當投資者對鐵礦石持有悲觀的市場情緒時，會造成鐵礦石價格下跌。

2) 市場情緒對期貨價格和現貨價格的正向沖擊產生負向響應。在我國鋼鐵行業供給側改革持續深化以及鐵礦石替代品用量日趨增加的新時代背景下，投資者對鐵礦石價格的上漲更多持觀察態度，而鐵礦石作為重要的資源，其價格的下跌也不會引發投資者情緒的過度悲觀。由此可見，鐵礦石的投資者對其價格的波動持審慎態度，不會受到價格波動的過多影響，屬于較為理性的投資者，才會導致鐵礦石價格對審慎投資者情緒沖擊產生正向響應。

3) 鐵礦石期貨價格與現貨價格間的雙向均值溢出效應，再次驗證了鐵礦石期貨價格的價格發現功能，而市場情緒與鐵礦石的期貨價格和現貨價格間是單向均值溢出效應，表明市場情緒能夠對鐵礦石的期貨價格和現貨價格產生作用。

3.2 建議

1) 現階段，我國鐵礦石期貨市場的交易環境與制度仍然有很大的改進空間。政府承擔著鐵礦石期貨市場中監督交易和維護市場的重要責任，對維護我國鐵礦石期貨市場的交易環境與制度起重要作用。首先，需要完善鐵礦石期貨市場的交易機制和定價模式，為貿易多方的利益提供制度保障；其次，為了調動投資者的積極性、拓展鐵礦石期貨市場服務范圍的廣度和深度，政府應該適當放寬對市場管制、鼓勵鐵礦石期貨市場品種的開發，為市場長久發展奠定良好基礎；最后，在“一帶一路”倡議下，政府應該為我國鋼鐵企業和礦業企業等提供更多與國際礦業巨頭合作的機會，在幫助我國企業創造收益的同時，也能夠提高我國鐵礦石價格指數在國際上的影響力，增強我國在國際鐵礦石市場中的話語權。

2) 作為期貨市場的重要參與者，企業也需要不斷完善自身才能為市場和自身發展謀求出路。一是要客觀認識和利用期貨價格的發現功能。研究結果顯示，隨著市場的不斷發展，我國鐵礦石的期貨價格確實起到引導現貨價格的作用。因此，作為企業要充分利用價格發現功能，降低由于價格波動所帶來的損失和風險，以達到套期保值和風險規避的目的。二是持續貫徹落實供給側改革，為發展謀出路。過去為了實現經濟的發展，大量小規模企業、高污染高能耗企業應運而生，然而此類企業所造成的產能過剩、環境污染等問題也給我國的資源安全帶來很大隱患。因此，從短期看，供給側改革造成了對鐵礦石需求的減少，但從長久看，供給側改革的執行和深化才是淘汰落后產能、完成企業結構的優化和轉型升級、維持鐵礦石期貨市場穩定發展的正確道路。