我國大豆期貨價格與現貨價格關系的實證分析

摘?要：現如今我國期貨市場的發展較為迅猛，它的整體走勢能夠在一定程度上反映出投資者對其未來變化的看法。期貨價格是投資者出于自身預期所能接受的價格，它與現貨價格息息相關，是在此基礎上對價格升降與否進行判斷并簽訂的一種標準化的合約，目的通常是進行套期保值。而現貨價格也受到期貨價格的影響，由于期貨具有價格發現的功能，在日常交易中期貨的利多或利空也會使現貨市場的價格發生相應變化。本文首先對二者關系做了趨勢分析，發現其波動幅度非常相似，其次進行了協整檢驗，發現它們的一階殘差序列具有協整關系，接下來利用誤差修正模型得出具體的模型，說明一方的變動會影響另一方一定程度的變動，最后利用方差分解方法計算出二者各受哪部分的影響最大。結果證明大豆期貨價格和現貨價格之間具有雙向因果關系，但是相互之間的影響力度比較小，均受自身的影響較大。

關鍵詞：期貨價格;現貨價格;誤差修正模型;方差分解

中圖分類號：F713.35文獻標識碼：A文章編號：1008-4428（2019）06-0122-02

一、 引言

2016年農業部頒發了指導意見意在大力發展大豆培育、擴大大豆種植區域。大豆是我國起源較早的農產品，其豐富的蛋白質含量體現其應用價值較高，不僅可以榨油，也可作為飼料，同等水平下與其他農作物相比需要較少的土地。綜上，大豆在我國有著非常廣闊的應用領域。與此相對，大豆期貨也是我國最早推出的商品期貨品種之一，最早可以追溯到1993年，歷史悠久、交易穩定并且這些年得到了迅猛發展。所以，研究大豆期貨與現貨價格之間的關系一直是熱議話題，能夠豐富期貨市場理論。

嚴太華等（1999）最早將協整檢驗運用到我國期貨市場的相關研究中，證實了重慶銅以及鄭州綠豆這兩種期貨種類的期現貨價格之間有著協整關系，這為我們對期現貨價格建立模型奠定了基礎。劉鳳軍等（2006）在運用ADF檢驗和誤差修正模型的基礎上加上了格蘭杰檢驗，證實了期現貨價格互相為對方的成因。劉慶富等（2006）利用信息共享模型和波動溢出效應模型發現期現貨市場之間存在著不斷增強的雙向溢出效應。劉凱等（2017）通過實證發現大豆市場期現貨之間相互影響的程度較低，整個市場效率并不是很高。

我國大豆的需求量極高，僅憑自己種植遠遠滿足不了使用需求，所以需要向國外大量進口大豆，作為生活依賴度很高的農作物，其兩個不同市場的價格波動都值得我們好好關注。因此，本文從探究二者關系的角度入手，在探究它們相互關系的基礎上探究了它們各自的貢獻程度，希望能夠為促進我國提高大豆期貨市場的價格發現功能的效率做一些微小的貢獻。

二、 中國大豆期貨和現貨價格走勢

我國大豆期貨的歷史可以追溯到1993年的大連商品期貨交易所，至今此期貨市場已經發展了二十幾年，交易量和交易規模都增加了許多，但是同國外發達國家相比仍存在著些許不足。一個期貨市場是否成熟主要依據其功能是否有所發揮，期貨價格是基于投資者心理預期形成的，能夠反映出現貨真實價格以及供求關系，是能夠引導現貨市場的存在，所以，期貨價格一般情況下變動要早于現貨價格，變動的方向和程度也一致。所以，本文利用期現貨價格數據來進行走勢分析。

本文選取了2005—2017年全國大豆現貨日平均價格和期貨活躍合約日平均價格（結算價）分別可作為現貨價格（SP）和期貨價格（FP），然后剔除數據缺失和日期無法匹配的數據組，最終可以得到2408對期現貨價格日數據，數據均來自Wind數據庫。

繪制出期現貨價格變動趨勢圖如圖1所示，可以看出我國大豆期現貨價格變動趨勢大致相同，但波動幅度在某些年份略有差距。在2011—2012年以及2014—2017之間，大豆期貨價格未能很好地鎖定大豆現貨價格，說明大豆期貨的價格發現功能在一定的時期內顯著，在另一些時期內不顯著。同時也能看出期貨價格的變動通常早于現貨價格的變動，但提前的時間并不是很多，說明了期貨價格的引導功能未能完全發揮出來。因此，我們可以提出假說，期貨價格能夠引導現貨價格，指明其變動趨勢，但這種引導關系在長期內并不明顯。

三、 中國大豆期貨價格和現貨價格的關系

由圖1可以看出有些年份大豆期現貨價格的波動較大，所以我們為了保證時間序列的平穩性，對二者均取對數形式，再對其進行相互關系的探究。這樣便可得到lnSP以及lnFP兩組時間序列，這樣也能在一定程度上消除異方差給模型帶來的影響。本文提及的大豆期現貨價格均是以對數形式表示的，但用對數形式不能完全保證數據的平穩性，所以對二者進行ADF檢驗來證明其有著長期范圍內的平穩性。

（一）平穩性檢驗

ADF檢驗的核心是對序列之間均衡關系以及平穩性進行判斷，通過判斷單位根的有無來證明是否能進行下一步的檢驗。

我們利用EVIEWS軟件選擇適當滯后期的檢驗結果如表1所示，大豆期現貨價格lnFP和lnSP各自的一階差分均在1%的置信水平下拒絕了存在單位根的原假設，是平穩序列，所以我們可以利用lnFP一階差分以及lnSP一階差分進行長期的協整檢驗。

（二）協整檢驗

我們首先用最小二乘法對lnFP一階差分以及lnSP一階差分進行回歸，然后可以得到一個殘差序列，若二者能夠通過協整檢驗，即具有長期均衡關系的話則需要此殘差序列能夠通過ADF檢驗，是平穩序列。

根據表2回歸結果，我們可以寫出回歸方程，其中ε為殘差序列：

其中的經濟含義是在其他條件不變的情況下，期貨價格平均增長100%，現貨價格平均增長96.17%。說明長期內，現貨價格受到期貨價格的影響并且隨著期貨價格而有所變動。

（三）因果關系檢驗

長期均衡關系只是代表著二者在很長一段時間內基本按照相同方向相同程度進行變動，均衡并不代表互為因果關系，本文的目標是證明大豆期現貨價格之間是互相影響的關系，所以要進行格蘭杰因果檢驗，來判斷二者是否是雙向影響。

我們首先對滯后階數進行判斷，依據AIC值、SC值等指標進行比較，得出最佳的滯后階數為2，然后進行格蘭杰檢驗，根據表3結果可以看出大豆期現貨價格互相是對方的成因，不僅期貨價格對現貨價格有所引導，現貨價格反過來也促進了期貨價格的形成，其原因大概是投資者在對未來價格進行預期時會基于過去價格的參考。

（四）誤差修正模型

經由以上探究可以得出大豆期現貨價格之間存在著長期的均衡關系且雙方互為因果，接下來將探究當短期內的變量出現變化的時候，整個模型是如何自我調整從而達到長期均衡，即當大豆期貨價格在短期內出現波動的時候，大豆現貨價格將如何變動以重新達到均衡。利用殘差序列作為誤差修正項從而得到新的均衡模型，結果如下所示：

可以看出現貨價格的變動不僅受到長期均衡影響，同時也受到期貨價格短期波動以及二者滯后項的影響。由系數可知，當短期內期貨價格上升1%，則會引起長期內現貨價格上升0.0401%，也可以看出二者變動的方向一致，但是變動的幅度相差很大，說明期貨價格的變動只在很小的程度上影響了現貨價格的變動，此傳導的后果不佳。誤差修正項系數顯著為負，數值為-0.0132，具有反向調整的功能，即當期貨價格出現波動繼而離開均衡狀態時會受到反向作用力，將其重新調整至均衡狀態，但可以看出這個系數很小，給予的調整力度很小，調整速度也較慢，調整效率較低。

（五）方差分解

由表4 可以看出，隨著期數的增加，期貨價格變動受到自身影響的程度逐漸減少，從第一期的100%降至第十期的99.96%，但仍然維持在一個很高的水準，而期貨價格受到現貨價格影響的程度從最初的無影響上升至0.04%，雖有影響但非常微弱。現貨價格受到自身的影響從最初的98.83%下降至第十期的92.77%，下降幅度較期貨價格受自身影響變化程度較高，而現貨價格受到期貨價格的影響從最初的1.17%上升至最終的7.23%，可以得出期貨價格的變動對現貨價格變動有一定程度的影響。在我國的大豆市場中，期貨市場所占信息份額為53.60%，現貨市場所占的信息份額為46.40%，期貨市場的引導作用要更高。

由此可以看出，大豆期貨價格和現貨價格均是受自身的影響較高，期貨價格受到現貨價格影響的程度極為微弱，而現貨價格受期貨價格變動的影響程度較高，但二者仍受到一定程度的對方影響，與格蘭杰檢驗的結論一致，并且期貨市場起主導作用。

四、 結論

由協整檢驗以及格蘭杰檢驗可以證明我國期現貨價格之間存在著長期均衡關系，期貨價格平均增長100%引起現貨價格平均增長96.17%。同時，它們互為因果，其中一方的變動均會導致另一方的變動，存在著雙向引導關系，與前文理論相一致，它們互為基礎。

同時通過方差分解模型能夠判斷出它們互相影響以及自身影響的具體程度多少，二者均受自身影響較高，期貨價格自身貢獻度為99.96%，現貨價格自身貢獻度為92.77%，均受對方影響較低，期貨價格受到現貨價格影響的程度為0.04%，而現貨價格受到期貨價格的影響程度為7.23%，得出我國大豆現貨價格對期貨價格的影響力度有限。

最后通過計算出兩個市場所占的信息份額可以說明兩個市場各自的引導能力，我國期貨市場起主導作用，但各自的效率仍有待提高，我國期貨市場的價格發現功能需要進一步得到提高。

參考文獻：

[1]嚴太華，劉昱洋.我國商品期貨價格與現貨價格協整關系的實證研究[J].預測，1999（5）.

[2]劉慶富，王海民. 期貨市場與現貨市場之間的價格研究——中國農產品市場的經驗[J].財經問題研究，2006（4）.

[3]劉鳳軍，劉勇. 期貨價格與現貨價格波動關系的實證研究——以農產品大豆為例[J].財貿經濟，2006（8）.

[4]劉凱，穆月英.中國大豆期貨價格與現貨價格關系實證分析[J]. 農業展望，2017（8）.

作者簡介：

張薇薇，女，安徽蕪湖人，南京財經大學金融學院碩士，研究方向：公司金融。