大豆期货价格与现货价格.doc

我国大豆期货价格发现功能的实证研究摘要：本文使用大连商品交易所2013年1月6日至2014年5月11日大豆期货的周收盘价数据及黑龙江粮油批发市场大豆现货市场价格的数据，使用单位根检验、协整检验和Granger因果关系检验等计量分析方法，对大豆的期货价格与现货价格之间的关系作了实证分析，结果显示，大豆期货价格与大豆现货价格之间存在长期均衡关系，大豆期货价格是大豆现货价格变动的原因，我国大豆期货市场具有价格发现的功能。关键词：大豆 期货现货 价格发现 实证分析一 引言期货是一种重要的金融衍生产品，具有流动性高、管理规范的特点。期货市场在1848年起源于美国芝加哥，经过一百五十多年的发展，目前已经成为全球资本市场中重要的一环。期货市场在现代经济中发挥着两种主要作用:价格发现和套期保值。价格发现指的是众多参与者在交易场所按照公开、公平、公正的原则，集中竞价，从而产生预期价格的过程。而套期保值指的是利用期货合约与标的物之间的关系构造投资组合来有效规避风险的投资行为。在期货市场的这两种功能中，价格发现功能具有更重要的意义，因为一个有效的、反映基本面信息的价格是进行套期保值的关键。因此，研究期货价格和现货价格之间的关系，有利于把握各自的变化，从而发挥它们在商品市场和金融投资领域的作用。农产品期货市场是农产品市场的重要组成部分，它能通过套期保值转移商品价格风险，发现合理预期竞争性价格，调整农产品现货价格，从而稳定农产品的长期供求关系。经过多年的发展和规范，我国的农产品期货市场正逐步进入健康轨道，过度投机逐步得到抑制，价格发现功能逐步彰显，对国内产品价格、宏观经济走势具有一定的先导作用，因此研究期货市场的价格发现功能具有较强的理论和实践意义。本文选取我国大连商品期货交易所大豆期货作为研究对象，对其价格发现功能进行理论和实证方面的研究，拟对其运行效率做出评价，并希望能够解决以下问题:大连商品期货交易所大豆期货价格是否具有价格发现功能，即期货价格和现货价格之间是否具有稳定的均衡关系或其他引导关系。二 文献回顾1987年，Johansen提出了以向量自回归模型为基础的协整检验方法，这种方法能够解决对非平稳时间序列的分析技术问题。Shen和Wang(1990)则建议使用Engle- Granger( 1987)提出的协整检验来检验期货市场的价格发现功能。K. S Lai( 1991)，T. C. Schmeder( 1991)以及J Quan( 1992)等人利用协整检验分别对远期外汇、生猪、原油期货市场的价格发现功能进行了实证研究，得出了各自的结论。中国学者对商品期货价格的研究多数集中在SHFE(上海期货交易所)的期铜上。吴冲锋等(1997)使用Granger因果检验对1994年6月至1996年12月的上海金属交易所(现已合并入SHFE)期铜作了实证研究，结论是：从总体看，价格变化与LME(伦敦金属交易所)期铜不存在引导关系。只有在国际市场价格大幅度变动时，国内市场才会受到明显的影响。二月期铜对现货价格有引导作用，期货市场具有一定的远期价格发现和引导功能。贺涛等(1998)利用回归模型对粳米期货合约的价格发现功能进行了研究；严太华等(2000)对重庆铜的期货价格与现货价格及郑州绿豆期货价格与现货价格之间的协整关系进行了实证分析。华仁海等(2002)利用协整检验、Granger因果检验、GS模型以及误差修正模型对SHFE1997年1月至2001年6月的期铜和期铝数据为样本作了研究，结果表明：SHFE期铜价格是现货价格的无偏估计量，期货价格具有良好的价格发现功能；期铜价格和现货价格之间存在双向引导关系，但在价格发现功能中，现货价格的引导作用更强，与通常认为的期铜价格决定现货价格不一致。在农产品期货市场的价格发现研究中，张宗成、王骏借助向量自回归模型、脉冲相应函数、方差分解等方法，研究了大连商品期货交易所大豆期货价格和现货价格之间的动态关系，定量刻画了期货市场在价格发现中作用的大小，结论是：大豆期货价格与现货价格存在相互引导关系，大豆期货市场在价格发现功能中起着主导作用。综上所述，无论是国外还是国内，对期货市场价格发现功能的研究正逐渐抛弃传统的最小二乘法估计，而采用较新的统计分析方法，如协整检验、误差修正模型和向量自回归模型等方法。本文将借鉴国际期货市场价格发现功能的研究方法，对我国大连大豆期货市场的价格发现功能进行实证研究，从而揭示出我国期货市场的内在特征。三 数据及研究方法1、数据本文研究的期货品种为大连商品交易所的大豆期货合约，以2013年1月6日至2014年5月11日的周收盘价数据作为研究对象，数据来源于大连商品交易所。选取最近期月份的期货合约作为代表，在最近期期货合约进入交割月后，选取下一个最近期期货合约，这样就得到一个连续的期货合约序列。利用连续期货合约序列每周的收盘价数据产生一个连续的期货数据。对大豆来说，每年有从1月、3月、5月、7月、9月至11月交割共6个期货合约。因此，在2013年1月6日，选取2013年1月份交割的期货合约作为代表，2013年3月20日则选取2013年5月份交割的期货合约作为代表。以此类推，产生大豆连续合约期货数据(以周平均收盘价格数据作为代表)。本研究中所用的大豆现货市场价格是指黑龙江粮油批发市场的每周报价，数据来源于国家粮油信息中心。这些数据来源于国内权威部门，可信度较高。而且，这些数据的同质性较高，大连商品交易所大豆交割标准品是三等黄大豆，黑龙江粮油批发市场的报价对象是中等黄大豆，符合具体研究中对资料同质性的要求。期货价格与现货价格序列的样本个数均为70个。LnXH代表大豆现货价格对数序列，简称现货价格; LnQH代表大豆期货价格对数序列，简称期货价格。2、研究方法研究大豆期货市场的价格发现功能主要是解决以下两个问题：第一，期货与现货市场价格之间是否具有某种长期均衡关系，相互间的相关程度如何。第二，期货价格是否对现货价格存在引导作用。在具体研究中，我们首先采用ADF单位根检验法来检验期货价格序列和现货价格序列的平稳性，在此基础上再检验期货价格与现货价格之间的协整性，最后利用Grangier因果检验来揭示期货价格与现货价格之间的引导关系。四 实证分析1、变量的ADF检验为了检验大豆期货价格和现货价格之间是否存在协整关系，我们用Dickey和Fuller (1981)提出的ADF法进行单位根检验，看大豆期货价格和现货价格序列的平稳性如何。首先，对期货、现货两个对数时间序列单独进行平稳性检验。通过Eviews3.1软件对其进行ADF检验，检验结果如表1。从检验结果我们可以看出，在1%, 5%, 10%的置信水平下，ADF检验值的绝对值均小于临界值，这说明零假设不能被拒绝，也就是说大豆的期货价格和现货价格序列都是非平稳的。所以，接下来我们对大豆期货价格和现货价格的一阶差分再进行ADF检验。仍然从表1可以看出，在1%, 5%, 10%的置信水平下，ADF检验值的绝对值均大于临界值，这说明零假设均能被拒绝，也就是说大豆的期货价格和现货价格序列的一阶差分都是平稳的，存在协整的可能。表1 QH, XH, LnQH, LnXH单位根检验VariableADF检验值1%显著水平5%显著水平10%显著水平是否平稳LnQX-1.629238-3.5297-2.9048-2.5896非平稳LnXH-2.713000-3.5297-2.9048-2.5896非平稳LnQH-15.29918-2.573991-1.942064-1.615875平稳LnXH-22.92831-2.573991-1.942064-1.615875平稳2、Johansen协整检验在单位根检验中得知，大豆期货价格和大豆现货价格是两个非平稳时间序列，且其均是一阶差分单整，所以本文采用Johansen协整检验方法来判断两个变量之间的长期均衡关系。其结果如表2所示：表2 Johansen 协整检验Date: 05/13/14 Time: 22:23Sample: 1 70Included observations: 67Series: LnXH LnQH Lags interval: 1 to 2EigenvalueLikelihoodRatio5 PercentCritical Value1 PercentCritical ValueHypothesizedNo. of CE(s) 0.209843 18.63234 15.41 17.04 None * 0.041677 2.852232 3.76 6.65 At most 1 *(*) denotes rejection of the hypothesis at 5%(1%) significance level L.R. test indicates 1 cointegrating equation(s) at 5% significance level Unnormalized Cointegrating Coefficients:LnXHLnQH-2.968176 2.471910 0.977348 2.388878 Normalized Cointegrating Coefficients: 1 Cointegrating Equation(s)LnXHLnQHC 1.0000000.9592020.373426 (0.07822)（0.61279） Log likelihood 316.3789LnXH=0.96LnQH-0.37 根据上表迹统计量的值可知，有一个值大于5% 和1% 置信水平下的临界值，因而有一个协整关系。协整检验结果表明，期货价格和现货价格之间存在某种长期均衡关系。3、Granger因果检验 除此之外，我们还可以通过格兰杰因果检验来考察期货价格与现货价格之间的相互引导顺序，检验如下表：表3 Granger因果检验Pairwise Granger Causality TestsDate: 05/13/14 Time: 22:37Sample: 1 70Lags: 2 Null Hypothesis:ObsF-StatisticProbability LnQH does not Granger Cause LnXH682.111181382330.129581634013 LnXH does not Granger Cause LnQH5.473531872490.00643010240428 原假设“LnQH不是LnXH的Granger原因”被拒绝。在95%和99%置信水平下，大连商品交易所大豆期货价格与黑龙江粮油批发市场大豆现货价格存在格兰杰因果关系，也就是大连商品交易所大豆期货价格引导黑龙江粮油批发市场大豆现货价格。 原假设“LnXH不是LnQH的Granger原因”被接受，黑龙江粮油批发市场大豆现货价格不是引导大连商品交易所大豆期货价格的原因。 综上所述，黑龙江粮油批发市场大豆现货价格与大连商品交易所期货价格两者之间存在单向格兰杰因果引导关系。五 结论 本文利用变量的ADF检验、协整检验、Granger因果检验等方法对我国大豆期货市场的价格发现功能进行了实证研究，得出了以下几个结论：（1）大豆期货价格序列和现货价格序列均是非平稳的，但它们的一阶差分均是平稳的。（2）大豆期货价格与现货价格之间存在协整关系，且期货价格是现货价格的无偏估计量。（3）从因果关系分析来看，大豆期货价格是大豆现货价格的格兰杰原因，期货价格对现货市场价格的引导作用较强。 综上所述，我们可以得出：近年来，我国大连商品交易所大豆期货价格与黑龙江粮油批发市场大豆现货价格关系已经较为紧密，期、现货市场价格的变动趋势基本一致；较好地体现了农产品期货市场的价格发现功能。当然，从分析中我们也可以看出，我国大豆现货市场对大豆期货市场的基础性作用还不是很强，我们应通过进一步加强我国期货市场的制度性建设来使我国期、现货市场的联系更为紧密，从而达到充分利用期货市场来规避现货市场风险的目的。参考文献：1 杨玉川，邵七杜. 期货市场原理与实务. 天津:南开大学出版社. 19982 易丹辉. 数据分析与Eviews应用M. 北京:中国统计出版社. 20023 华仁海，仲伟俊. 对我国期货市场价格发现功能的实证分析. 南开管理论.2002( 5): 57- 614 华仁海，仲伟俊. 大连商品交易所大豆期货价格收益的季节效应研究. 财贸经济. 2002, 715 Johansen S, and Juselious K. Maximum Likelihood Estimation and Inference on Cointegration with Applications to the Demand for MoneyJ. Oxford Bulletin of Economics and Statistics. 1990(52): I 69-210附录1：时间交割月份期货周收盘价（元/ 吨）现货周收盘价（元/ 吨）201301061301462550092013011313014625500920130120130347714595201301271303480245952013020313034805459520130217130349004601201302241303485045002013030313034900450020130310130351934500201303171305492644452013032413055000449520130331130550034510201304071305503844952013041413055015462520130421130547194400201304281305484046902013050513054730460020130512130547204530201305191307486543352013052613074835425620130602130747884387201306091307476743872013061613074651423020130623130746704390201306301307467043002013070713074674430020130714130747744026201307211309448039352013072813094563401020130804130945453950201308111309455741322013081813094382430020130825130943464390201309011309434640982013090813094443402420130915131144934160