1、我国大豆期货价格与现货价格关系研究作者简介：邱冠翔（1992），男，辽宁省丹东市人，合肥工业大学，学生，研究方向：金融经济。 下载 摘 要：期货市场是国民经济中的重要组成部分，具有价格发现、规避风险和资产配置的功能。本文的研究建立在价格决定理论、合理预期理论和仓储理论基础之上，首先，对我国大豆产业和期货市场的现状进行概括和描述；其次，以黄大豆 1 号为研究对象，借助相关性分析、ADF 检验、协整检验、Granger 检验、误差修正模型等实证方法来研究期货价格和现货价格之间的动态关系。实证研究结论表明：期货价格和现货价格高度相关，大豆的现货价格影响期货价格，但影响不具有双向性，说明在我国大豆期货
2、市场上价格发现功能的发挥效率偏低。 关键词：大豆；现货市场；期货市场；价格关系 1.引言 国外的农产品期货市场发展的比较早，研究也比较多。Fama（1987）提出升贴水理论可以用来分析商品期货价格。Jian Yang（2001）在检验商品的价格发现功能时发现，产品的可储藏性不会影响现货价格与期货价格长期均衡关系的存在，但可能会影响到用期货价格预测未来现货价格的准确程度。以上的研究，都是从不同的角度来探究期货市场价格发现功能形成的理论原因，下面则是对于价格发现功能的实证研究。在实证分析方面，首先是学者 Bigman 和 Goldfarb（1983）采用了最小二乘估计对几个变量进行回归，利用向量自
3、回归模型对变量的滞后项和残差的滞后项进行回归分析。Granger（1969）在之前就提出了检验变量因果关系的方法，在实证中用来确定自变量和因变量。随后，Engle 和 Granger（1987）提出了新的检验方法，通过协整检验来探究变量之间的长期均衡关系，他们也提出了建立误差修正模型的方法。在实际的应用中，美国学者 Malliars 曾对芝加哥期货交易所主要的农产品合约进行研究，对农产品的现货价格与期货价格进行协整检验，得出大部分产品存在均衡关系的结论。Holly Wang 和Bingfan Ke（2005）则通过选取时间长短不同的大豆期货合约和小麦期货合约来研究来检验中国农产品期货市场的有效
4、性，结果显示大豆的期货价格和现货价格存在着长期均衡关系，而小麦期货市场的价格发现功能不是很有效。 与国外研究相比，国内的研究不是很多。王骏和张宗成（2005）借助了协整检验、误差修正模型、格兰杰因果检验等方法，对硬麦和黄豆这两个期货品种进行研究，结果表明，黄豆期货市场在价格发现功能中起主导作用，硬麦现货市场在价格发现功能中起到主导作用。王川（2011）研究了我国粮食期货市场和现货市场价格之间的关系，结果表明大豆和小麦市场的价格传导速率为 1 阶滞后，玉米为 3 阶滞后，粮食现货市场因信息化、标准化的水平低，制约了现货市场向期货市场的信息传递。 本文研究的意义在于通过研究我国大豆期货市场和现货市
5、场价格之间的关系，分析期货市场价格发现功能的有效性，以改善我国农业生产体系、促进期货投资业的发展。 本文的第二部分通过 Granger 检验、误差修正模型等实证方法来研究期货价格和现货价格之间的动态关系。第三部分为结论与建议。 2.实证研究 本文的研究采用了线性回归分析、ADF 检验和协整检验，来分析期货价格和现货价格的动态关系；采用了 Granger 因果检验，来分析期货价格和现货价格之间的引导关系；最后，建立误差修正模型，通过 GS 模型量化分析价格之间的关系。 2.1 数据来源与变量描述 在本文的实证分析中，期货数据来源于大连商品交易所，现货数据则选用了全国大豆的平均价，时间跨度从 20
6、09 年 1 月 5 日到 2013 年 12 月 31日。 对数据的选取会直接影响到下文的实证分析，本文中大豆的期货数据为交易日的结算价，即当日的平均期货价格。尽管收盘价是当日最后一笔交易的价格，并且可以作为预测未来价格的依据，但是无法反映当日整体的交易情况。本文采用的方式是用连续的合约获得连续时间序列的价格，期货市场上同一个交易日会有多个到期日不同的期货合约在交易，所以选择交易量大、流动性好的合约才不会对分析结果产生不好的影响，因此本文选用了主力合约的数据。 由于我国期货市场目前不够成熟，近期主力合约的交易不够活跃，市场参与度也不高，再加上例如保证金和持仓制度的限制，交易者一般会选择远期的
7、期货合约进行交易，不同于美国等发达市场上期货的交易。本文采集了从 2009 年 1 月到 2013 年 12 月的日数据，剔除不交易日的数据，如果遇到数据不连续或者当日无交易量，一般选用最近一日的结算价作为当日的价格，将期货数据与现货数据一一对应，剔除日期不同的多余数据，共计 1197 组的时间序列数据进行实证分析。实证分析选用 Eviews6.0 进行。 2.2 实证结果 2.2.1 检验期货价格 F 和现货价格 P 的相关性，结果如下： 从表 1 中可以得出，大豆的期货价格和现货价格呈现很高的正相关性，两者的相关系数为 0.9344。 接着，对时间序列数据进行平稳性检验。本文采用了 ADF
8、 单位根检验法来进行平稳性检验，检验结果见下表。 由上表可知，各个变量的最初数据的 ADF 检验值都大于检验的临界值，因此认为都存在着单位根，是非平稳的时间序列。对其一阶差分之后，ADF的检验值都小于检验的临界值，拒绝原假设，形成了平稳的序列。 2.3.2 协整检验 根据 ADF 检验可知，它们是一阶单整序列，满足了协整检验的前提条件。在本文中，选用了比较常用的恩格尔格兰杰两步检验法进行协整检验。 （1）首先，对现货价格序列 P 和期货价格序列 F 进行一元线性回归，结果如下表： （2）然后，要对方程的残差序列项进行单位根检验。先建立序列 Resid e=Resid，再对序列 e 进行 ADF
9、 检验。检验的估计结果如下表所示： 由上表可知，估计的残差序列 e 为平稳序列，不存在单位根，进而可以得到期货价格和现货价格具有协整关系。从长期来看，期货价格和现货价格存在着一个均衡比例。恩格尔和格兰杰的证明，如果变量之间存在这种长期关系，则均衡误差会显著影响变量之间的短期动态关系。之后，就可以用残差序列 e 作为误差修正项来建立误差修正模型。 2.3.3 格兰杰因果检验 检验的结果如下： 根据上表，当滞后期为 1，对于假设 InP 不是 InF 的 Granger 原因，p=1.1E-05，所以拒绝原假设，InP 是 InF 变化的原因；但对于假设 InF 不是 InP 的 Granger
10、原因，p=0.4501，是一个大概率事件，无法拒绝原假设，所以认为 InF 不是 InP 变化的原因。以此类推，对于滞后期是 2 或 3 的情况下的分析也是一样的。 3.主要结论及政策建议 大豆的期货价格与现货价格是高度相关的。大豆的期货价格和现货价格具有协整关系，说明两者在长期的变化趋势和速率相似。在日常交易中，存在的不确定因素和突发事件都可能引起价格在短期偏离它的真实价值，但是在长期来看，两者之间确实存在着相对稳定的比例关系。根据 Granger因果检验的结果，大豆的现货价格对期货价格存在着单向的因果关系，反过来则不存在这种关系。 通过本文对大豆期现货的价格关系分析，进行如下政策建议： 第
11、一，建立全国统一的农产品批发市场，使其价格能够更全面地反映整个市场的供求情况，从而为期货市场提供更加准确的信息。 第二，完善期货市场法律法规，更好的发挥期货市场的价格发现功能，改善市场交易结构。 第三，政府应制定相关政策，让期货市场规避价格风险也成为农产品生产者规避价格风险的一种手段。加强相关农业大省的教育学习工作。 （作者单位：合肥工业大学经济学院） 参考文献： Jian Yang，David A. Bessler，David J. Leatures Markets：A New Look David Bigman，David Goldfarb，Edna Schechtinformation
12、sets.W.J. Grannd Cross-spectral Methodse，C. W. J. Granimation，and Testing Discovery and Market Efficiency：Evidence from Agricultural Commodities Futures Markets H. Holly Wang，Bingfakets in China 徐剑刚.我国期货市场有效性的实证研究J.财贸经济，1995，（8）：14-19 王骏，张宗成.基于 VAR 模型的中国农产品期货价格发现的研究J.管理学报，2005，（6）：680-684 王川. 我国粮食期货市场与现货市场价格传导关系的研究J. 中国食物与营养，2011，（2）：46-51
