小議小麥和大豆期貨市場價格

導語：小議小麥和大豆期貨市場價格一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

【摘要】期貨市場以其價格發現功能而處于市場機制的核心地位,其價格信息為宏觀決策和微觀經濟活動提供依據和參考。目前我國期貨市場正步入新的發展期,研究期貨市場上主要商品的價格發現功能情況具有重要意義。本文選取了我國商品期貨市場上小麥和大豆兩個期貨品種的期貨價格和現貨價格數據，并以協整為基礎的一系列計量經濟學方法對兩類價格之間進行了實證檢驗，結果顯示我國的小麥期貨市場不具有價格發現功能，而大豆期貨市場具有此功能。為此進一步分析了兩個市場表現不同的原因，并提出完善我國農產品市場運行機制的相關政策建議。

【關鍵詞】期貨市場；價格發現；協整分析；農產品期貨

期貨市場是現代市場經濟體系的重要組成部分，通過與現貨市場的配合，它可以實現對市場上的稀缺資源進行有效配置的重要作用。一般認為期貨市場具有價格發現和套期保值的基本功能，價格發現功能是其基礎功能，離開了價格發現功能，以套期保值和投機為主要表現形式的風險重分配功能也就無法實現了。我國期貨市場的建立時間較晚，至今也不過二十年時間，和運行機制已臻成熟的發達國家期貨市場相比，我國期貨市場在功能發揮上還存在較多不足，研究我國期貨市場的功能發揮問題具有重要意義。因此，本文以小麥期貨和大豆期貨為切入點來研究其價格發現功能的發揮狀況如何，并進而對我國農產品期貨市場的價格發現功能做出推斷。

一、文獻述評

從20世紀60年代末開始，國外的眾多學者對期貨市場的價格發現功能進行了廣泛的研究。在這一過程中，隨著計量經濟學的發展，不斷有新的檢驗方法產生并被加以運用。國內學者對期貨市場價格發現功能研究的起步較晚，研究者也較少，從20世紀90年代末期開始才陸續有學者關注這個領域。

國外學者在此領域的貢獻是提出了以協整理論為基礎的一系列計量檢驗方法，他們一般是選用期貨交易所的一些期貨品種的價格和現貨價格，利用協整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、向量自回歸模型、誤差修正模型等最新的計量方法來檢驗期貨價格能否發現現貨價格。對計量理論和期貨價格計量分析做出過貢獻的主要學者有恩格爾、格蘭杰、Johansen、Chowdhury、Hasbrouck、PaulBrockmanandYiumanTse等人。

國內學者中，嚴太華等（1999）利用協整方法檢驗了上海期貨交易所的銅期貨與重慶市場上的銅現貨之間、鄭州商品交易所的綠豆期貨與鄭州糧食批發市場上的綠豆現貨之間的關系，結果表明，它們之間均存在長期的均衡關系。華仁海、仲偉?。?002）利用Johansen協整檢驗、Granger因果檢驗、GS模型以及ECM模型對上海期貨交易所的金屬銅、鋁的價格發現功能進行了檢驗，結果發現銅、鋁的期貨與現貨價格之間存在協整關系，且期貨價格是現貨價格的無偏估計量。

王駿、張宗成（2005a）借助向量自回歸（VAR）模型，運用Johansen協整檢驗、向量誤差修正模型（VECM）、Granger因果檢驗、脈沖響應函數（IRF）、方差分解等方法，對上海期交所的銅、鋁期貨進行了實證分析。研究表明，銅、鋁期貨與現貨價格存在雙向的Granger因果關系與協整關系，而且銅、鋁期貨市場在價格發現功能中均居于主導地位。王駿、張宗成（2005b）還運用上述同樣方法檢驗了黃豆和硬麥期貨的價格發現功能，發現黃豆和硬麥的期貨價格與現貨價格都存在雙向的Granger因果關系，而且兩種價格之間也存在長期均衡關系。但王駿和張宗成在兩篇文章里都對價格數據做對數化處理之后再做檢驗，這種處理方法極少有其他學者使用，其做法值得商榷。

劉慶富、張金清（2006）利用Johansen協整檢驗方法對我國大連商品交易所的大豆與豆粕期貨市場、鄭州商品交易所的小麥期貨市場進行了檢驗，發現大豆、豆粕的期貨價格與最后交割日的現貨價格之間均存在長期均衡關系，大豆期貨市場的價格發現功能要強于豆粕，而小麥的期貨價格與最后交割日的現貨價格之間不存在協整關系，小麥期貨市場不具有明顯的價格發現功能。

綜觀國內外學者的實證研究，可以有以下兩點認識。

一是研究方法趨于成熟，大多數學者所采用的計量方法均包括了協整檢驗、因果關系檢驗、誤差修正模型等，或者是再進一步還使用了方差分解、GS模型、EC-EGARCH模型等。這表明計量研究方法已經成熟，以協整為基礎的統計檢驗方法是驗證期貨市場價格發現功能的有效辦法。

二是由于期貨合約價格的不連續性這一客觀事實的存在，各類研究文獻在期貨價格的數據選擇上存在很大差異，而這直接關系到計量檢驗結論的可靠性，但這似乎并沒有引起多數學者的重視。而對于如何使期貨價格和現貨價格相匹配，多數文獻都是語焉不詳。對于這些存在的問題，都需要做出說明和改進。

因此，本文試圖借鑒國內外學者已有研究的長處，利用較新的計量檢驗方法對我國的農產品期貨市場進行實證研究，希望能夠得出一些具有創新意義和指導意義的結論。

二、研究方法和數據選擇

協整理論是由恩格爾和格蘭杰（1987）等人首先提出，其后又經Johansen等學者加以完善的一種研究非平穩時間序列之間關系的理論，它提供了一種規范的檢驗不同變量之間是否存在結構性長期關系的方法。由傳統協整模型衍生而來的誤差糾正模型（ECM）則把變量之間的長期均衡和短期擾動相互結合起來，因此可以觀察短期沖擊對長期均衡的影響?；趨f整的一系列理論和方法可以說非常適合用來探討期貨市場和現貨市場之間價格波動的長期均衡關系和短期影響關系。與協整理論相關的計量方法還有平穩性檢驗和格蘭杰因果關系檢驗，其中前者是協整檢驗的前提條件，后者則能夠說明在存在協整關系的兩類價格中到底是期貨價格還是現貨價格在價格發現中起主導作用。本文通過選取鄭州商品交易所的小麥期貨和大連商品交易所的大豆期貨為代表來檢驗期貨市場的價格發現功能發揮情況，并試圖由此管窺我國農產品期貨市場的運行是否有效。優質強筋小麥期貨合約2003年3月在鄭商所上市，經過七年多的運行，當前的成交量遠遠大于硬麥期貨合約，因此可以用其產生的價格來代表小麥產品的期貨價格。黃大豆1號期貨合約是大商所最早上市的期貨品種之一，當前也是該所的主力品種之一，本文用其來標示大豆產品的期貨價格。

由于期貨合約的價格是不連續的，每份期貨合約都有一個從產生到消亡的生命周期，同一份期貨合約在距離最后交易日不同的時間內其價格自然是不相同的。我國農產品期貨價格的選擇還面臨著另一問題，即兩個交易所設計的合約交割月份均是每年的單數月份，因此對于同一份期貨合約在最后交割月份之前，單數月份的價格以及與之相鄰的偶數月份的價格，由于距離最后交易日的時期不同，不能把這兩個月的期貨價格作為時間序列中兩個地位對等的點。由于這兩個原因的存在，如何在一個較長的時間跨度內產生一個連續的、對等的期貨價格時間序列，并使之與現貨價格相匹配就是一個很重要的問題了。

本文采用的期貨價格是周數據，為了與單數月份的現貨價格相匹配，針對上述兩個問題采取間隔取樣的解決辦法，即在期貨價格上只在單數月份或偶數月份取樣，每月嚴格只選4個數據點，每年共6個月份24個數據點。為了保證統計檢驗的嚴謹性和增強其說服力，所以選取了兩組期貨價格，并用這兩組價格分別與期貨合約到期月份（即期貨合約交割月份）的現貨價格匹配進行計量檢驗。其中一組期貨價格是距離合約交割月份的4個特定交易日4周前的該份期貨合約的價格，如此則每對期現價格的時間距離均為4周，另一組價格的時間距離是8周。與多數相關研究文獻不同的是，本文采用的是期貨合約的結算價，而不是收盤價。期貨價格數據來源于鄭州商品交易所和大連商品交易所的統計數據。

現貨價格的選擇問題主要是受限于現貨市場的特性而難以產生一個權威的價格。理論上最優的現貨價格應該是與所交易期貨品種同質的現貨產品的全國市場平均價，但受限于統計制度的不完善和數據來源渠道較少，本文采取替代的辦法。小麥現貨價格，與強筋小麥期貨價格相對應，采用的是菏澤、鄭州、石家莊三地強筋小麥出庫價的平均價。大豆現貨價格，采用的是大連、哈爾濱、河南周口、山東博興四地大豆現貨市場報價的平均價格?，F貨價格數據來源于wind和易勝農產品現貨數據庫。

三、小麥期貨價格發現功能的實證分析

小麥現貨價格是從2008年9月4日開始，截止到2010年7月22日，共采集48個現貨價格數據。與此相對應，分別采集了4周前和8周前期貨價格數據各48個。小麥現貨價格以SW表示，期貨價格以FW表示，其中FW4和FW8分別表示4周前和8周前的期貨價格。圖4.1是三個時間序列的小麥價格數據的示意圖，縱軸單位為“元/噸”。

表2的檢驗結果顯示，在水平形式下，SW、FW4、FW8三個時間序列數據都不能拒絕存在一個單位根的原假設，而在一階差分形式下，三個時間序列都能在很高的顯著性水平上（概率幾乎為零）拒絕存在單位根的原假設。檢驗結果表明，三個時間序列均是一階單整過程，滿足進行協整分析的前提條件。

2.現貨價格和期貨價格之間的協整分析

通過對現貨價格SW和4周前的期貨價格FW4以及8周前的期貨價格FW8分別進行協整性檢驗，考察分析小麥期貨價格發現功能。

表4的檢驗結果顯示，SW和FW8之間也不存在協整關系。

以上檢驗結果表明，小麥現貨價格與4周前及8周前小麥期貨價格均不存在協整關系，因此從計量意義上來看小麥期貨市場不具備價格發現功能。

四、大豆期貨價格發現功能的實證分析

大豆現貨價格的數據從2008年5月1日開始，截止到2010年7月22日，共有56個現貨價格數據。與此相對應，4周前和8周前期貨價格數據也各有56個。大豆現貨價格以SB表示，FB4和FB8分別表示4周前和8周前的期貨價格。圖2是三個時間序列的大豆價格數據的示意圖，縱軸單位為“元/噸”。

1.變量的統計特征和平穩性檢驗

表6的檢驗結果顯示，在水平形式下，SB、FB4、FB8三個時間序列數據都不能拒絕存在一個單位根的原假設，而在一階差分形式下，三個時間序列都能在很高的顯著性水平（概率幾乎為零）上拒絕存在單位根的原假設。檢驗結果表明，三個時間序列均是一階單整過程，滿足進行協整分析的前提條件。

2.現貨價格和期貨價格之間的協整分析

SB和FB4之間進行Johansen協整檢驗的結果如表7所示。

從公式（1）的協整方程來看，協整系數為0.9233，系數的t統計量為18.71，非常顯著。公式（2）則表明，4周前的期貨價格可以由到期后的現貨價格乘以一個為1.0831的系數再減去一個值為160.34的常數來得出。

SB和FB8之間進行Johansen協整檢驗的結果如表8所示。

表8顯示，大豆現貨價格和8周前期貨價格在1%的顯著性水平上能夠拒絕“不存在協整方程”原假設，而在5%顯著性水平上能夠拒絕“至多存在一個協整方程”的原假設。由于只有兩個隨機過程，所以不可能存在一個以上的協整方程，所以我們只接受存在一個協整方程的檢驗結果。協整方程如公式（3）或公式（4）所示。

當滯后期為2期和4期時，檢驗結果顯示都能在高于1%的水平上拒絕“SB不是FB4的格蘭杰原因”的原假設，而不能拒絕“FB4不是SB的格蘭杰原因”的原假設。當滯后期為6期時，檢驗結果表明兩者互不為因果關系。由于后文的誤差修正模型檢驗表明，SB和FB之間當滯后期大于2時進行檢驗所得滯后項的系數均不顯著，也就是表明滯后期更長時，滯后項對被解釋變量的影響不明顯。因此在這里筆者接受前兩項的格蘭杰因果關系檢驗結果，即認為在大豆期貨市場上，4周后可能會發生的現貨價格變動是4周前期貨價格變動的原因。

對SB和FB8之間進行Granger因果關系檢驗的結果如表10所示。

表10顯示，滯后期分別為2期、4期、6期時，所得檢驗結果都表明能在很高的顯著性水平上拒絕“SB不是FB8的格蘭杰原因”的原假設；當滯后2期時，可以在5%水平上拒絕“FB8不是SB的格蘭杰原因”，表明8周前期貨價格可能是到期后現貨價格變動的原因，但另兩個滯后期的檢驗不能拒絕“FB8不是SB的格蘭杰原因”。綜合來看，我們接受8周后可能會發生的大豆現貨價格變動是8周前期貨價格變動的原因這一結果。

從對大豆現貨價格和期貨價格進行的兩組序列的格蘭杰因果關系檢驗中可以得知，我們可以接受大豆現貨價格變動是期貨價格變動的原因，這初步表明了大豆期貨市場在價格發現功能上是有效的。

4.現貨價格和期貨價格之間的誤差修正模型方程

由于是大豆現貨價格引導期貨價格，因此在誤差修正模型中以期貨價格為被解釋變量。下面的公式（5）是大豆現貨價格SB與4周前期貨價格FB4之間的誤差修正方程。

式中的ECM項是式公式（2）的變形（FB4—1.0831*SB+160.34），代表了由長期協整關系而得來的誤差修正項。由公式（5）可以看出，當期的期貨價格變動（△FB4t）主要受上期的誤差修正項（ECMt-1）和上期現貨價格（△SBt-1）的影響，系數-0.3974和0.5134的顯著性程度較高。如果上期的期貨價格偏離協整關系，則在本期就可以回調39.7%，從而保證期貨價格和現貨價格之間的長期均衡。上期期貨價格變動（△FB4t-1）的系數不顯著，說明其對當期期貨價格變動的影響不明顯。

公式（6）是大豆現貨價格SB與8周前期貨價格FB8之間的誤差修正方程。

式中的ECM項是式公式（4）的變形（FB8—1.1575*SB+349.2），代表了由長期協整關系而得來的誤差修正項。從公式（6）來看，當期期貨價格的變化（△FB8t）主要是受上期誤差修正項（ECMt-1）和上期現貨價格（△SBt-1）影響的，系數-0.5209和-0.5162的顯著性程度較高，其他影響因素不顯著。

從對大豆期貨價格短期波動影響因素進行檢驗的兩組誤差修正模型中，可以得出，短期內大豆期貨價格的變化主要是受期貨價和現貨價之間存在的長期均衡關系和上期現貨價格變動的影響，而上期期貨價格的波動對當期的期貨價格影響不明顯。從這個意義上看，大豆期貨市場的價格發現功能得到了很好發揮。

五、結論和政策建議

本論文實證分析所得具體的結論有如下三個。

第一，小麥期貨市場不具有價格發現功能，大豆期貨市場具有價格發現功能。

第二，在存在價格發現功能的大豆期貨市場上，格蘭杰因果關系檢驗表明，現貨市場價格變動是期貨市場價格變動的原因，符合有效市場理論所做的假定，這表明大豆期貨市場的運行是有效的。

第三，在大豆期貨市場上，期貨價格的短期波動主要是受其與現貨價格之間的長期均衡關系所產生的誤差修正項的影響，也受到上期現貨價格的影響。

為何小麥期貨市場不具有價格發現功能呢？筆者分析，可能是由于政府的諸多直接調控措施使得小麥市場的運行機制發生了扭曲，從而其期貨市場不能發現價格。小麥期貨市場與其他農產品期貨市場一樣，也要受到現貨市場供求、宏觀經濟政策、氣候、政府調控等因素的影響。除了這些共性因素之外，在不同的農產品市場上也會存在著影響市場交易量和價格的一些獨特因素，這些獨特因素主要是與該種產品的商品屬性、市場地位以及政府對該產品市場的管制程度有關。具體到小麥市場而言，小麥事關國家糧食安全大計，政府在制定相關政策時往往給予特殊考慮，因此小麥市場經常受到國家的直接或間接調控。小麥長期受到國家保護價收購政策的優惠，市場放開較晚，目前我國的小麥進出口也仍然實行嚴格的計劃和關稅配額管理。目前小麥的國家名義保護率雖然已經較20世紀80年代下降很多，但與其他糧食品種相比仍然更高（黃季?j，2002）。小麥市場的這一特點使得市場機制發揮作用的程度受到了較大限制，從而影響到了小麥期貨市場價格發現功能的發揮。

圖3是鄭州商品交易所強筋小麥期貨價格與國內外現貨價格對比走勢圖，從圖中可以看出，國內外小麥期貨價格的走勢差異很大，尤其是2007年4月之后至2009年底的一段時間里，鄭商所和芝加哥商業交易所的小麥期貨價格走勢完全不同。如果把芝加哥商業交易所的小麥期貨價格看作是完全由于市場機制的作用而產生的價格，兩者的差異表明我國小麥期貨市場上由于政府調控導致了小麥市場價格出現失真。

資料來源：《鄭州商品交易所2009年年報》。

與小麥市場相反，國家對大豆市場的保護程度要弱的多。大豆是我國四大糧食品種中最早脫離國家保護的品種，沒有國家保護價，對進口也不實行配額制，關稅僅為3%，這都表明了在大豆市場上，國家出于非經濟目的的市場調控程度要比小麥市場低得多，這使得大豆市場運行機制較為健全，價格發現功能得以發揮。大商所的《交易月報》中提供的資料也表明，我國大豆期貨價格與CBOT大豆期貨價格歷年來的走勢吻合程度非常高。

本文所做的實證分析表明，農產品市場仍需進一步推進市場化進程，充分發揮市場機制配置稀缺資源的基礎性作用，完善糧食等農產品主要由市場形成價格的機制。由于市場機制在某些方面會存在失靈的狀況，譬如難以維護市場上信息缺乏的農戶的利益、過度的競爭和開放難以保證國家的糧食安全等，這就需要政府及其派出監管機構在進行宏觀調控時須盡量保證不損害市場機制所固有的競爭性，保證市場機制的有效運行。從保證較高的市場運行效率角度來看，政府應更多運用進出口和儲備吞吐等方式來調節農產品市場上的供給，從而間接調節市場價格，盡量避免使用行政手段直接干預市場運行。除此之外，政府還應加強市場信息系統建設，在制定有關農產品的生產、流通、消費、進出口貿易政策時遵從市場規律，以最大程度發揮市場自發調節供需和價格的功能為目標，盡量減少對農產品價格的扭曲。一言以蔽之，除了在制定相關法律法規完善市場運行的制度基礎的職責之外，政府應該盡量以一個普通的市場參與者的角色參與農產品現貨市場和期貨市場來達成非經濟目的，而不是凌駕于市場之上進行直接干預。

參考文獻

[1]Engle.R.F.andGranger,C.W.J.Co-integrationandErrorCorrection:Representation,Estimation,andTesting.Econometrica,1987(55):251-76.

[2]Garbade.K.D.andSilber.W.L.PriceMovementsandPriceDiscoveryinFuturesandCashMarket,ReviewofEconomiesandStatistics,1983(65):289-97.

[3]華仁海.現貨價格和期貨價格之間的動態關系:基于上海期貨交易所的經驗研究[J].世界經濟,2005(8).

[4]華仁海,仲偉俊.對上海期貨交易所金屬銅量價關系的實證分析[J].統計研究,2002(8).

[5]黃季?j,ScottRozelle.從農產品價格保護程度和市場整合看入世對中國農業的影響[J].管理世界,2002(9).

[6]康敏.中國農產品期貨市場功能與現貨市場關系研究[P].中國農業大學博士學位論文,2005.

[7]劉慶富,張金清.我國農產品期貨市場的價格發現功能研究[J].產業經濟研究,2006(1).

[8]田彩云,郭心義.我國玉米期貨市場發現價格功能的實證分析[J].中國農村經濟,2006(6).

[9]王駿,張宗成(2005a).基于VAR模型的中國農產品期貨價格發現的研究[J].管理學報(第2卷第6期),2005(11).

[10]王駿,張宗成(2005b).金屬鋁期貨與現貨價格動態關系的實證研究[J].華中科技大學學報(社會科學版),2005(5).

[11]嚴太華,孟衛東,劉星洋.銅和綠豆期貨價格與現貨價格協整關系的實證[J].重慶大學學報(自然科學版),2000(7).

[12]張金清,劉慶富.中國金屬期貨市場與現貨市場之間的波動性關系研究[J].金融研究,2006(7).