中国玉米和大豆期货市场价格发现功能的实证分析

【摘要】本文利用大连商品交易所2009年5月至2011年12月玉米和大豆的期货与现货价格数据，使用单位根检验、协整检验、方差分解和Granger因果关系检验等计量分析方法，对玉米与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、玉米期货价格与玉米现货价格之间都存在长期均衡关系；大豆期货价格和玉米期货价格分别是大豆现货价格变动和玉米现货价格变动的原因，我国的玉米和大豆期货市场具有价格发现的功能。

【关键词】农产品；期货市场；价格发现

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。

1.国内外相关研究综述

1.1 国外相关研究

D.Bigman等（1983）提出了期货市场简单有效性的建议模型：，即利用交割日的现货价格对距离交割日某固定时间的期货价格进行回归，如果期货市场是有效的，期货市场具有价格发现功能，在理性预期的假定下，回归系数应该为。Johansen(1988)提出以向量自回归模型为基础的协整检验方法来检验期货市场的价格发现功能。Malliaris和Urrutia(1996)选取1981年至1991年的日数据，采用二元单方程模型和协整检验，对芝加哥期货交易所的玉米、小麦、燕麦和大豆等六种相关联农产品的价格进行协整检验，结果表明，商品期货价格具有相互依存性，因此具有价格发现的功能。

Chowdhury、Holmes和Nomikos等采用协整方法对期货价格与现货价格之间的关系进行了实证检验，结果显示大多数期货品种期货与现货价格之间存在较好的协整关系，但某些期货品种期货和现货价格之间不存在协整关系。

1.2 国内相关研究

王如芳（2009）在对大连商品交易所的大豆和玉米期货价格的长期协整关系的研究中，采用了无结构突变的Johansen协整检验方法，结果表明大豆和玉米期货价格存在长期协整关系，并认为大豆期货价格具有较弱的外生性而玉米期货价格不具有外生性。

刘杨等（2009）应用单位根检验、协整关系检验和Granger因果关系检验等计量方法，分别选取小麦和豆油的现货价格和期货价格，分别对各自期货和现货价格之间的关系进行了检验，结果显示豆油期货市场和小麦期货市场都是弱势有效的。

高铁生等（2005）对大商所的大豆期货的价格发现功能进行了实证研究，结果表明，提前时间小于或等于4个月的期货价格与到期日现货价格之间存在着显著的长期稳定关系，而提前时间超过4个月的期货价格与到期日现货价格之间不存在长期稳定的关系。

2.模型设定及数据说明

大豆和玉米都是世界性的大宗农产品，我国是世界第二大玉米生产国和世界第二大大豆消费国，大豆和玉米期货因为极具投资魅力，是国际农产品市场投资的常青树，两个期货品种的交易规模在国际和国内期货市场都处于前三位，所以本文选择大豆和玉米两个品种作为研究对象。

期货价格是不连续的，所以在确定期货价格序列时选取最近期的期货合约作为代表，而在最近期期货合约即将进入交割月份时，则选择下一个最近期期货合约，这样就能产生一个连续的期货合约序列，进而利用连续期货合约序列的周收盘价格数据产生一个连续的期货数据。本文所使用的期货价格选择大连商品交易所提供的周收盘价，样本时间为2009年5月10日至2011年12月2日。

YMF表示玉米的期货价格（F是期货futures的第一个字母），YMP表示玉米的现货价格（P是present的第一个字母），DDF表示大豆的期货价格，DDP表示大豆的现货价格。ln(YMF)、ln(YMP)、ln(DDF)和ln(DDP)分别表示对应变量的对数形式。之所以选取对数形式，一是可以缩小数据分布的范围，减小数据的波动，二是可以减弱或消除模型可能出现的异方差问题。

2.1 单位根检验

如果经济时间序列是不平稳的，在回归分析中可能出现伪回归，即两个或多个经济变量之间本来不具有某种关系，但回归结果却显示变量之间存在密切联系，为了解决这个问题，在对时间序列进行回归分析之前要先进行平稳性检验。

分别对变量ln(YMF)、ln(DDF)、ln(YMP)和ln(DDP)以及它们的一阶差分进行单位根检验，结果见表1。从表1可以看出，一方面，各变量的ADF检验的统计量均大于1%、5%和10%显著性水平下的临界值，所以接受原序列存在单位根的零假设，序列ln(YMF)、ln(DDF)、ln(YMP)和ln(DDP)都是非平稳的。另一方面，各变量的一阶差分的ADF检验的统计量均小于1%、5%和10%显著性水平下的临界值，从而拒绝零假设，序列ln(YMF)、ln(DDF)、ln(YMP)和ln(DDP)的一阶差分是平稳序列，即变量ln(YMF)、ln(DDF)、ln(YMP)和ln(DDP)都是一阶单整序列。

表1 各变量及一阶差分的ADF检验结果

变量 ADF值 1%临界值 5%临界值 P值

ln(YMF) -1.2632 -3.4804 -2.8834 0.4117

ln(DDF) -1.3697 -3.4812 -2.8837 0.6493

ln(YMP) -1.7421 -3.4860 -2.8858 0.5950

ln(DDP) 0.8572 -2.5825 -1.9432 0.8881

ln(YMF) -14.9632 -3.4812 -2.8837 0.0000

ln(DDF) -13.5219 -3.4812 -2.8837 0.0000

ln(YMP) -15.0987 -3.4860 -2.5582 0.0000

ln(DDP) -12.0032 -2.5827 -1.9432 0.0000

注：表示差分，ln(YMF)t=ln(YMF)t-ln(YMF)t-1

2.2 协整关系检验

在经济系统中，虽然两个或多个经济变量都是非平稳的，但由于经济规律的作用或变量之间的内在联系，短期看变量之间相互偏离，但从长期来看，变量之间存在着某种长期均衡关系或协整关系，对具有协整关系的非平稳经济变量可以进行回归分析。运用Engle-Granger两步法，做两个协整关系检验，分别是对玉米期货价格和玉米现货价格的对数形式即ln(YMF)和ln(YMP)进行协整关系检验，对大豆期货价格和大豆现货价格的对数形式，即ln(DDF)和ln(DDP)进行协整关系检验，检验结果见协整方程1和2。

协整方程1：

t=(3.152)(26.23)

残差序列e1的ADF值为-3.756，小于显著性水平5%对应的临界值-1.943，所以拒绝零假设，接受不存在单位根的结论，因此残差序列是平稳的，进而说明ln(YMF)和ln(YMP)之间存在协整关系，协整向量为（1，-0.892）。

协整方程2：

t=(2.824)(15.432)

残差序列e2的ADF值为-5.523，小于显著性水平5%对应的临界值-1.943，所以拒绝零假设，接受不存在单位根的结论，因此残差序列是平稳的，说明ln(DDF)和ln(DDP)之间存在协整关系，协整向量为（1，-0.882）。

2.3 Granger因果关系检验

Granger因果关系是指，如果加上xt的滞后变量后，对yt的预测精度不存在显著性改善，则称xt-1对yt不存在Granger因果关系。Granger因果关系检验式如下：

利用检验式对YMP与YMF、DDP与DDF进行因果关系检验，结果见表2。

表2 DDF与DDP、YMF与YMP的Granger因果关系检验结果

原假设H0 F统计量 P值 结论

YMP不是YMF变化的原因 0.4931 0.6223 接受

YMF不是YMP变化的原因 4.8269 0.0204 拒绝

DDP不是DDF变化的原因 0.9276 0.3823 接受

DDF不是DDP变化的原因 8.7213 0.0011 拒绝

从表2可以看出，玉米现货价格不是玉米期货价格变化的原因，而玉米期货价格是玉米现货价格变化的原因，说明玉米期货市场具有一定的价格发现功能，从价格发现的角度来看，玉米期货市场是有效的。

同时，大豆现货价格不是大豆期货价格变化的原因，而大豆期货价格是大豆现货价格变化的原因，说明大豆期货市场具有价格发现功能，大豆期货市场是有效的。

2.4 玉米期货价格和大豆期货价格的方差分解

方差分解是通过分析每一个结构冲击对内生变量变化的贡献度，进一步评价不同结构冲击的重要性，它给出了对变量产生影响的每个随机扰动的相对重要性的信息。

表3 玉米期货价格和大豆期货价格的方差分解表

玉米期货价格方差分解 大豆期货价格方差分解

期数 DDF YMF 期数 DDF YMF

1 3.314 96.686 1 100.000 0.000

2 4.930 95.070 2 99.737 0.263

3 6.634 93.366 3 99.168 0.832

4 8.342 91.658 4 98.350 1.650

5 10.000 90.000 5 97.222 2.778

6 11.572 88.428 6 96.169 3.831

7 13.042 86.958 7 94.923 5.077

8 14.236 85.764 8 93.623 6.377

9 15.652 84.348 9 92.310 7.690

10 16.992 83.008 10 90.982 9.018

从表3可以看出，从大豆期货价格和玉米期货价格相互影响的角度讲，大豆期货价格冲击对玉米期货价格波动的贡献大于玉米期货价格冲击对大豆期货价格波动的贡献。具体来说，对于大豆期货价格变动作用部分的方差，当滞后期为1时，全部来自自身，随着滞后期的增加，总方差中来自于玉米期货市场的部分呈增加趋势，但增加的幅度不大，滞后10期的贡献度仅为9.018%。而对于玉米期货价格变动作用部分的方差，当滞后期为1时，96.69%来自自身，3.31%来自于大豆期货市场，随着滞后期的增加，总方差中来自于大豆期货市场的部分呈上升趋势，滞后10期的贡献度为16.992%。

从长期的方差贡献度角度来看，来自于大豆期货市场的方差水平要大于玉米期货市场的方差，说明大豆期货价格对玉米期货价格的影响要大于玉米期货价格对大豆期货价格的影响。

3.实证结论与政策建议

3.1 实证结论

本文利用单位根检验、协整分析、Granger因果关系检验和方差分解等计量方法对大豆现货价格与大豆期货价格、玉米现货价格与玉米期货价格、大豆期货价格与玉米期货价格之间的联系与相互影响进行了实证分析，得到了以下结论。

我国大豆期货价格与大豆现货价格、玉米期货价格与玉米现货价格之间存在着长期均衡关系。大豆期货价格单向引导大豆现货价格，玉米期货价格单向引导玉米现货价格，说明玉米和大豆期货市场对各自的现货市场都具有一定的价格发现功能。

大豆期货市场信息对玉米期货市场价格的影响力要强于玉米期货市场信息对大豆期货价格的影响力，大豆期货市场在一定程度上引导着玉米期货市场。

3.2 政策建议

积极稳妥地增加大宗交易品种，扩大农产品期货交易规模。农产品期货交易品种的多少，不仅决定粮食期货市场作用的大小，还决定粮食期货市场的活跃程度，我国目前的农产品期货市场规模与一个粮食大国的地位不相称，比如可以建立我国的稻谷期货市场。

建立健全农产品期货市场体系。1978年改革开放以来，我国一直致力于建立全国统一的农产品大市场，但农产品的市场体系建设、信息网络建设以及市场的组织化程度仍然滞后，农产品总量平衡、季节平衡和区域平衡的能力比较低，稳定农产品价格的功能远没有发挥，因此有必要建立和完善大宗农产品期货市场监督机制，规范农产品期货市场秩序，加强农产品期货市场法律环境建设，尽快修订和完善与农产品期货相关的法律、法规和管理规则，进一步完善期货交易结算制度和保证金制度，简化新品种上市审批手续，促进农产品期货市场可持续发展，充分发挥农产品期货市场的价格发现和价格稳定功能。

适度放宽国有粮食及加工企业进入期货市场的诸多限制，培植农产品期货市场主体。要想通过期货市场发挥作用，用市场化的手段来促进农业产业化经营的进一步发展，并为农民增收服务和保障粮食安全，就应当允许和支持粮食企业进入期货市场。

加强农产品期货品种创新和完善品种上市退市机制。期货品种匮乏是制约我国期货市场持续发展的瓶颈，解决品种匮乏的关键是建立适应期货市场可持续发展的上市机制。我国的期货市场在品种上市方面，应逐步建立上市期货品种核准制，即由交易所根据国民经济发展和市场的需要，开发出对规避风险和发现价格需求强烈、具有投资价值的期货品种，报经期货行业主管部门核准后即可上市交易。

参考文献

[1]D.Bigman,1983,Futures Markets Efficiency and the Time Cintent of the information Sets[J].Journal of Futures Markets,1983,3(2).

[2]Johansen.S,1988,Statistcal Analysis of Cointegration Vectors[J].Journal of Economics Dynamic and Control,1988,12(2).

[3]刘杨,孙宁华.我国农产品期货价格与现货价格关系分析[J].经济观察,2009(8).

[4]刘志苑.完善我国农产品期货市场的对策探讨[J].经济研究,2010(6).

[5]王汝芳.中国农产品期货价格发现功能的实证分析[J].北京工商大学学报,2009(4).

[6]张晓峒.计量经济学软件EViews使用指南[M].天津:南开大学出版社,2006.

[7]周广,周一鹿,林永强.我国农产品期货市场有效性的实证研究[J].西南农业大学学报,2009(3).

作者简介：王森，男，东北财经大学副教授，研究方向：计量经济分析、人口老龄化和金融工程等。