大豆期貨與現貨價格發現功能分析

汪哲宇 顧光同

[摘要]發展成熟的期貨市場對現貨市場具有價格發現功能。期貨市場參與者能夠對未來現貨市場價格作出預測。隨著農產品市場的逐漸金融化、資本化，我國近幾年農產品價格波動極不穩定，因此農產品期貨價格發現效率有待再次檢驗。以黃大豆1號為例，采取ADF單位根檢驗，E-G兩步法協整檢驗，Granger因果檢驗，方差分解等計量模型來分階段評估我國農產品期貨與現貨的價格發現功能的效率。結果發現：黃大豆1號期貨的價格發現效率很低，我國金融當局應當對期貨市場進行創新改革。

[關鍵詞]期貨市場;現貨市場;價格發現;階段

[中圖分類號]F724[文獻標識碼]A

1? ? 引言

期貨作為能夠緩解價格波動，分散非系統性風險的一種標準化合約，已經被越來越多的市場投資者和金融監管機構所重視。我國的期貨市場在改革開放后迅速發展，經過了多次調整，已成為金融市場的重要組成部分。農產品尤其是糧食農作物受季節變動的影響，具有生產周期長，買賣量大的特征，價格波動幅度較大，會出現難以控制的不確定風險，而農產品期貨作為能夠引導農產品價格變動的金融工具，其存在為平抑農產品價格波動提供了基礎。

近年來，農產品受金融資本化的沖擊以及多種經濟不確定因素的影響，價格變動幅度非常大，導致農民利益受到嚴重損失。同時來源于農產品期貨交易市場的市場投機，常常會影響到現貨市場價格的波動。因此在先前學者的基礎上，再一次系統全面的對農產品期貨市場與現貨市場的價格發現功能進行檢驗，這對于評估期貨市場發展機制及運作效率極為重要。

我國作為全世界最大的大豆生產基地，大豆需求旺盛，價格變動幅度也大。因此本文采取黃大豆1號這一農產品期貨合約為研究對象，基于其他學者的研究基礎上，對其價格發現功能進行再一次實證。

2? ? 文獻綜述

期貨的價格往往反映了投資者能夠獲得的所有信息。國內許多學者對期貨現貨市場的價格發現功能進行了實證檢驗。拋開金融期貨，單就農產品期貨實證方面，國內具有代表性的是馬述忠、汪金劍、邵憲寶（2011）采用了協整檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應函數、方差分解等計量方法，通過價格貢獻率這一變量比較了大豆農產品期貨市場的價格發現功能。謝曉聞、方意、趙勝民（2016）采用了區別于傳統的最新視角的非線性Granger因果檢查關系，分別對金屬期貨、農產品期貨、金融期貨市場的價格功能強弱進行了研究。結果發現，金融期貨市場價格發現功能最弱，金屬期貨市場價格發現功能最強，農產品次之。宋冬英，王婧（2011）運用向量誤差修正模型，脈沖響應等方法對五年的玉米期現貨價格關聯性進行了研究，發現兩者具有具有均衡性，但互相作用影響較小。王駿運用VAR模型對黃豆和硬麥期貨品種的價格發現功能進行研究，結果黃豆期貨中期貨市場占主導地位，硬麥市場中現貨占主導地位。體上看先前學者的研究結果存在較大差異。楊晨輝、劉新梅（2011）等運用誤差修正項模型和基于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，結果發現兩者價格存在相互作用關系，且期貨市場對現貨市場的價格引導強于現貨對期貨的價格引導。

我國近年來農產品期貨市場投機、市場操縱等資本化現象較為嚴重，使得農產品市場價格與生產成本嚴重背離，同時政府前期提出的“以農補工”政策，讓農產品在前期價格被壓低，農民利益得不到保障。因此綜合前人研究基礎下，基于最新時期的農產品期貨的價格發現功能再檢驗尤為重要。

3? ? 數據選取和研究方法

3.1? ? 數據選取

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有多個價格，存在若干個不同交割月的數據。為了得到連續的期貨價格序列，本文分別選取了研究時間段內的黃大豆1號近月合約和主力合約的數據進行實證，并分別對所得價格序列取對數，以此減小數據波動及異方差的可能。

3.2? ? 研究方法

3.2.1? ? 相關性檢驗。現貨價格與期貨價格間的相關性檢驗，計算相關系數。具體公式如下：

其中：r代表相關系數;n表示變量的組數。

3.2.2? ? ADF單位根檢驗以及E—G兩步法協整檢驗。ADF單位根檢驗：

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

E—G兩步法協整檢驗：

其基本原理是建立在最小二乘法基礎上的對兩個變量的協整關系的檢驗。原假設：殘差不平穩;備擇假設：殘差平穩。若原假設成立，不存在協整關系;反之則存在協整關系。

3.2.3? ? Granger因果關系檢驗。兩個變量的Granger因果關系的檢驗公式如下：

如果=0，=0，則認為兩個變量相互獨立沒有因果關系。 如果存在≠0或≠0則兩變量之間存在單向的因果關系。如果存在≠0且≠0，則認為兩個變量互為因果關系。

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生變量的沖擊的貢獻率，比較作用大小。本文通過研究現貨市場價格序列的方差分解，來確定期貨對現貨的價格發現程度。

4? ? 整體階段實證分析

研究數據以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、主力合約價格數據和同期的現貨價格交易數據為對象，共452組樣本。

4.1? ? 價格序列走勢初步分析

為估計黃大豆1號的現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貨價格的時間序列走勢圖，其中黑色序列為現貨價格，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? ? 相關性分析

利用spss軟件分別對黃大豆1號現貨價格和期貨主力合約價格、最近合約價格進行相關性檢驗，結果發現：現貨價格與最近合約期貨價格之間相關系數為0.332，表明兩者弱度相關;現貨價格與期貨主力合約價格之間相關系數為0.317，同樣呈現弱度相關。現貨與期貨價格序列關聯度不高。

4.3? ? ADF單位根檢驗

對選取的價格序列取對數，LNS表示現貨價格序列，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，均為非平穩序列。對其一階差分均為平穩序列，由此可見這些序列是單整序列。

4.4? ? 協整檢驗

使用E-G兩步法協整檢驗，結果如表2所示：

由表2可知，兩組協整變量間的P值均大于0.05，均不存在協整關系。因此可知黃大豆1號農產品現貨與期貨價格之間在研究時間段內價格變動不一致，并不存在均衡關系。

4.5? ? Granger因果關系檢驗

分別對LNS與LNF1，LNS與LNF2兩組變量進行Granger因果關系檢驗，結果如表3所示：

由表3可知，現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貨的Granger因果關系。因此可以得出結論：黃大豆1號期貨價格發現功能并不顯著，期貨價格并沒有引導現貨價格，現貨價格在引導期貨價格的變化。

4.6? ? 方差分解

為了探究黃大豆1號期貨市場對現貨市場的價格發現作用效率，現對現貨價格進行方差分解，取滯后期為10期。結果如表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貨價格的貢獻率平均僅僅維持在0.1%上下，主力合約的期貨價格對現貨價格的貢獻率也平均僅僅維持在0.06%上下。這一段長期時間段內的方差分解表說明：期貨市場價格發現功能較弱，影響期現貨價格的變動主要原因來源于現貨自身，同時也說明近兩年的時間段內，黃大豆1號期貨沒有發揮價格發現引導的作用，市場效應比較弱，亟待相關部門去完善。

5? ? 分階段實證分析

為更加充分挖掘黃大豆1號期現貨市場價格關聯性及信息，現對現貨市場依據其價格走勢分階段進行分析。時間段根據現貨價格走勢分成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

現分別對這四個階段的價格序列進行單位根檢驗，判斷價格序列的平穩性，結果如表5所示：

由表5可知，在這四個時間段內期貨價格序列和現貨價格序列均不平穩，在一階差分下均為平穩序列，接下來可以對其在每個階段的協整關系進行檢驗。

5.2? ? 協整檢驗

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貨市場的價格序列協整關系進行檢驗，結果如表6所示：

由表6可知，在5%顯著性水平的條件下，第三階段現貨價格與期貨價格存在協整的關系;第四階段的現貨市場價格和主力合約期貨價格存在協整關系。由此可以得出結論：現貨與期貨市場的價格協整存在階段性，兩者之間的引導關系存在時間效應，究其原因可能是因為市場資源錯配，期貨市場價格炒作造成的價格發現功能失靈。

5.3? ? Granger因果檢驗

現對四個階段的價格序列進行Granger因果檢驗，結果如表7～10所示：

第一階段：價格發現功能的主要來源是現貨市場，現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，期貨市場價格發現功能較弱。

第二階段：現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系。

第三階段：實驗結論與第一階段相同，現貨是期貨的Granger因果關系，期貨不是現貨的Granger因果關系。說明在第三階段，期貨的價格發現功能依然很微弱。

第四階段：主力合約期貨市場價格是現貨市場價格的Granger原因，在第四階段期貨市場價格發現功能較為顯著。說明期貨市場的價格發現功能存在階段性，且不穩定。

5.4? ? 方差分解

對四個階段的價格序列進行方差分解，期貨市場和現貨市場的價格發現的信息占比作比較，以此作為價格發現功能大小的依據，結果如表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率在第十期達到1.3212%，此時現貨市場的貢獻率為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貨市場，期貨價格發現作用并不顯著。

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貨的方差貢獻率在第十期達到了0.897%，此時現貨市場的自身貢獻率為99.1063%;主力合約期貨的方差貢獻率在第十期為2.1372%，此時現貨市場的自身貢獻97.8628%。由此說明：在第二階段，現貨價格的變動依然是由自身價格變動所致的，期貨對現貨的價格發現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對現貨的方差貢獻率達到了1.6273%，此時現貨自身的方差貢獻率為98.3727%;主力合約期貨對現貨的方差貢獻率0.4019%，此時現貨市場自身的方差貢獻率為99.5981%。由此說明：在第三階段，黃大豆1號的現貨價格變動主要來源于現貨市場自身，與第二階段一樣，期貨市場價格發現作用不明顯。