摘?要：現(xiàn)如今我國(guó)期貨市場(chǎng)的發(fā)展較為迅猛，它的整體走勢(shì)能夠在一定程度上反映出投資者對(duì)其未來變化的看法。期貨價(jià)格是投資者出于自身預(yù)期所能接受的價(jià)格，它與現(xiàn)貨價(jià)格息息相關(guān)，是在此基礎(chǔ)上對(duì)價(jià)格升降與否進(jìn)行判斷并簽訂的一種標(biāo)準(zhǔn)化的合約，目的通常是進(jìn)行套期保值。而現(xiàn)貨價(jià)格也受到期貨價(jià)格的影響，由于期貨具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)的功能，在日常交易中期貨的利多或利空也會(huì)使現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)生相應(yīng)變化。本文首先對(duì)二者關(guān)系做了趨勢(shì)分析，發(fā)現(xiàn)其波動(dòng)幅度非常相似，其次進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它們的一階殘差序列具有協(xié)整關(guān)系，接下來利用誤差修正模型得出具體的模型，說明一方的變動(dòng)會(huì)影響另一方一定程度的變動(dòng)，最后利用方差分解方法計(jì)算出二者各受哪部分的影響最大。結(jié)果證明大豆期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間具有雙向因果關(guān)系，但是相互之間的影響力度比較小，均受自身的影響較大。

關(guān)鍵詞：期貨價(jià)格;現(xiàn)貨價(jià)格;誤差修正模型;方差分解

中圖分類號(hào)：F713.35文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1008-4428（2019）06-0122-02

一、 引言

2016年農(nóng)業(yè)部頒發(fā)了指導(dǎo)意見意在大力發(fā)展大豆培育、擴(kuò)大大豆種植區(qū)域。大豆是我國(guó)起源較早的農(nóng)產(chǎn)品，其豐富的蛋白質(zhì)含量體現(xiàn)其應(yīng)用價(jià)值較高，不僅可以榨油，也可作為飼料，同等水平下與其他農(nóng)作物相比需要較少的土地。綜上，大豆在我國(guó)有著非常廣闊的應(yīng)用領(lǐng)域。與此相對(duì)，大豆期貨也是我國(guó)最早推出的商品期貨品種之一，最早可以追溯到1993年，歷史悠久、交易穩(wěn)定并且這些年得到了迅猛發(fā)展。所以，研究大豆期貨與現(xiàn)貨價(jià)格之間的關(guān)系一直是熱議話題，能夠豐富期貨市場(chǎng)理論。

嚴(yán)太華等（1999）最早將協(xié)整檢驗(yàn)運(yùn)用到我國(guó)期貨市場(chǎng)的相關(guān)研究中，證實(shí)了重慶銅以及鄭州綠豆這兩種期貨種類的期現(xiàn)貨價(jià)格之間有著協(xié)整關(guān)系，這為我們對(duì)期現(xiàn)貨價(jià)格建立模型奠定了基礎(chǔ)。劉鳳軍等（2006）在運(yùn)用ADF檢驗(yàn)和誤差修正模型的基礎(chǔ)上加上了格蘭杰檢驗(yàn)，證實(shí)了期現(xiàn)貨價(jià)格互相為對(duì)方的成因。劉慶富等（2006）利用信息共享模型和波動(dòng)溢出效應(yīng)模型發(fā)現(xiàn)期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間存在著不斷增強(qiáng)的雙向溢出效應(yīng)。劉凱等（2017）通過實(shí)證發(fā)現(xiàn)大豆市場(chǎng)期現(xiàn)貨之間相互影響的程度較低，整個(gè)市場(chǎng)效率并不是很高。

我國(guó)大豆的需求量極高，僅憑自己種植遠(yuǎn)遠(yuǎn)滿足不了使用需求，所以需要向國(guó)外大量進(jìn)口大豆，作為生活依賴度很高的農(nóng)作物，其兩個(gè)不同市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)都值得我們好好關(guān)注。因此，本文從探究二者關(guān)系的角度入手，在探究它們相互關(guān)系的基礎(chǔ)上探究了它們各自的貢獻(xiàn)程度，希望能夠?yàn)榇龠M(jìn)我國(guó)提高大豆期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的效率做一些微小的貢獻(xiàn)。

二、 中國(guó)大豆期貨和現(xiàn)貨價(jià)格走勢(shì)

我國(guó)大豆期貨的歷史可以追溯到1993年的大連商品期貨交易所，至今此期貨市場(chǎng)已經(jīng)發(fā)展了二十幾年，交易量和交易規(guī)模都增加了許多，但是同國(guó)外發(fā)達(dá)國(guó)家相比仍存在著些許不足。一個(gè)期貨市場(chǎng)是否成熟主要依據(jù)其功能是否有所發(fā)揮，期貨價(jià)格是基于投資者心理預(yù)期形成的，能夠反映出現(xiàn)貨真實(shí)價(jià)格以及供求關(guān)系，是能夠引導(dǎo)現(xiàn)貨市場(chǎng)的存在，所以，期貨價(jià)格一般情況下變動(dòng)要早于現(xiàn)貨價(jià)格，變動(dòng)的方向和程度也一致。所以，本文利用期現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)來進(jìn)行走勢(shì)分析。

本文選取了2005—2017年全國(guó)大豆現(xiàn)貨日平均價(jià)格和期貨活躍合約日平均價(jià)格（結(jié)算價(jià)）分別可作為現(xiàn)貨價(jià)格（SP）和期貨價(jià)格（FP），然后剔除數(shù)據(jù)缺失和日期無法匹配的數(shù)據(jù)組，最終可以得到2408對(duì)期現(xiàn)貨價(jià)格日數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)均來自Wind數(shù)據(jù)庫。

繪制出期現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)圖如圖1所示，可以看出我國(guó)大豆期現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)大致相同，但波動(dòng)幅度在某些年份略有差距。在2011—2012年以及2014—2017之間，大豆期貨價(jià)格未能很好地鎖定大豆現(xiàn)貨價(jià)格，說明大豆期貨的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能在一定的時(shí)期內(nèi)顯著，在另一些時(shí)期內(nèi)不顯著。同時(shí)也能看出期貨價(jià)格的變動(dòng)通常早于現(xiàn)貨價(jià)格的變動(dòng)，但提前的時(shí)間并不是很多，說明了期貨價(jià)格的引導(dǎo)功能未能完全發(fā)揮出來。因此，我們可以提出假說，期貨價(jià)格能夠引導(dǎo)現(xiàn)貨價(jià)格，指明其變動(dòng)趨勢(shì)，但這種引導(dǎo)關(guān)系在長(zhǎng)期內(nèi)并不明顯。

三、 中國(guó)大豆期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格的關(guān)系

由圖1可以看出有些年份大豆期現(xiàn)貨價(jià)格的波動(dòng)較大，所以我們?yōu)榱吮ＷC時(shí)間序列的平穩(wěn)性，對(duì)二者均取對(duì)數(shù)形式，再對(duì)其進(jìn)行相互關(guān)系的探究。這樣便可得到lnSP以及l(fā)nFP兩組時(shí)間序列，這樣也能在一定程度上消除異方差給模型帶來的影響。本文提及的大豆期現(xiàn)貨價(jià)格均是以對(duì)數(shù)形式表示的，但用對(duì)數(shù)形式不能完全保證數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，所以對(duì)二者進(jìn)行ADF檢驗(yàn)來證明其有著長(zhǎng)期范圍內(nèi)的平穩(wěn)性。

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)的核心是對(duì)序列之間均衡關(guān)系以及平穩(wěn)性進(jìn)行判斷，通過判斷單位根的有無來證明是否能進(jìn)行下一步的檢驗(yàn)。

我們利用EVIEWS軟件選擇適當(dāng)滯后期的檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，大豆期現(xiàn)貨價(jià)格lnFP和lnSP各自的一階差分均在1%的置信水平下拒絕了存在單位根的原假設(shè)，是平穩(wěn)序列，所以我們可以利用lnFP一階差分以及l(fā)nSP一階差分進(jìn)行長(zhǎng)期的協(xié)整檢驗(yàn)。

（二）協(xié)整檢驗(yàn)

我們首先用最小二乘法對(duì)lnFP一階差分以及l(fā)nSP一階差分進(jìn)行回歸，然后可以得到一個(gè)殘差序列，若二者能夠通過協(xié)整檢驗(yàn)，即具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系的話則需要此殘差序列能夠通過ADF檢驗(yàn)，是平穩(wěn)序列。

根據(jù)表2回歸結(jié)果，我們可以寫出回歸方程，其中ε為殘差序列：

其中的經(jīng)濟(jì)含義是在其他條件不變的情況下，期貨價(jià)格平均增長(zhǎng)100%，現(xiàn)貨價(jià)格平均增長(zhǎng)96.17%。說明長(zhǎng)期內(nèi)，現(xiàn)貨價(jià)格受到期貨價(jià)格的影響并且隨著期貨價(jià)格而有所變動(dòng)。

（三）因果關(guān)系檢驗(yàn)

長(zhǎng)期均衡關(guān)系只是代表著二者在很長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)基本按照相同方向相同程度進(jìn)行變動(dòng)，均衡并不代表互為因果關(guān)系，本文的目標(biāo)是證明大豆期現(xiàn)貨價(jià)格之間是互相影響的關(guān)系，所以要進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，來判斷二者是否是雙向影響。

我們首先對(duì)滯后階數(shù)進(jìn)行判斷，依據(jù)AIC值、SC值等指標(biāo)進(jìn)行比較，得出最佳的滯后階數(shù)為2，然后進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，根據(jù)表3結(jié)果可以看出大豆期現(xiàn)貨價(jià)格互相是對(duì)方的成因，不僅期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格有所引導(dǎo)，現(xiàn)貨價(jià)格反過來也促進(jìn)了期貨價(jià)格的形成，其原因大概是投資者在對(duì)未來價(jià)格進(jìn)行預(yù)期時(shí)會(huì)基于過去價(jià)格的參考。

（四）誤差修正模型

經(jīng)由以上探究可以得出大豆期現(xiàn)貨價(jià)格之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系且雙方互為因果，接下來將探究當(dāng)短期內(nèi)的變量出現(xiàn)變化的時(shí)候，整個(gè)模型是如何自我調(diào)整從而達(dá)到長(zhǎng)期均衡，即當(dāng)大豆期貨價(jià)格在短期內(nèi)出現(xiàn)波動(dòng)的時(shí)候，大豆現(xiàn)貨價(jià)格將如何變動(dòng)以重新達(dá)到均衡。利用殘差序列作為誤差修正項(xiàng)從而得到新的均衡模型，結(jié)果如下所示：

可以看出現(xiàn)貨價(jià)格的變動(dòng)不僅受到長(zhǎng)期均衡影響，同時(shí)也受到期貨價(jià)格短期波動(dòng)以及二者滯后項(xiàng)的影響。由系數(shù)可知，當(dāng)短期內(nèi)期貨價(jià)格上升1%，則會(huì)引起長(zhǎng)期內(nèi)現(xiàn)貨價(jià)格上升0.0401%，也可以看出二者變動(dòng)的方向一致，但是變動(dòng)的幅度相差很大，說明期貨價(jià)格的變動(dòng)只在很小的程度上影響了現(xiàn)貨價(jià)格的變動(dòng)，此傳導(dǎo)的后果不佳。誤差修正項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，數(shù)值為-0.0132，具有反向調(diào)整的功能，即當(dāng)期貨價(jià)格出現(xiàn)波動(dòng)繼而離開均衡狀態(tài)時(shí)會(huì)受到反向作用力，將其重新調(diào)整至均衡狀態(tài)，但可以看出這個(gè)系數(shù)很小，給予的調(diào)整力度很小，調(diào)整速度也較慢，調(diào)整效率較低。

（五）方差分解

由表4 可以看出，隨著期數(shù)的增加，期貨價(jià)格變動(dòng)受到自身影響的程度逐漸減少，從第一期的100%降至第十期的99.96%，但仍然維持在一個(gè)很高的水準(zhǔn)，而期貨價(jià)格受到現(xiàn)貨價(jià)格影響的程度從最初的無影響上升至0.04%，雖有影響但非常微弱。現(xiàn)貨價(jià)格受到自身的影響從最初的98.83%下降至第十期的92.77%，下降幅度較期貨價(jià)格受自身影響變化程度較高，而現(xiàn)貨價(jià)格受到期貨價(jià)格的影響從最初的1.17%上升至最終的7.23%，可以得出期貨價(jià)格的變動(dòng)對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)有一定程度的影響。在我國(guó)的大豆市場(chǎng)中，期貨市場(chǎng)所占信息份額為53.60%，現(xiàn)貨市場(chǎng)所占的信息份額為46.40%，期貨市場(chǎng)的引導(dǎo)作用要更高。

由此可以看出，大豆期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格均是受自身的影響較高，期貨價(jià)格受到現(xiàn)貨價(jià)格影響的程度極為微弱，而現(xiàn)貨價(jià)格受期貨價(jià)格變動(dòng)的影響程度較高，但二者仍受到一定程度的對(duì)方影響，與格蘭杰檢驗(yàn)的結(jié)論一致，并且期貨市場(chǎng)起主導(dǎo)作用。

四、 結(jié)論

由協(xié)整檢驗(yàn)以及格蘭杰檢驗(yàn)可以證明我國(guó)期現(xiàn)貨價(jià)格之間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系，期貨價(jià)格平均增長(zhǎng)100%引起現(xiàn)貨價(jià)格平均增長(zhǎng)96.17%。同時(shí)，它們互為因果，其中一方的變動(dòng)均會(huì)導(dǎo)致另一方的變動(dòng)，存在著雙向引導(dǎo)關(guān)系，與前文理論相一致，它們互為基礎(chǔ)。

同時(shí)通過方差分解模型能夠判斷出它們互相影響以及自身影響的具體程度多少，二者均受自身影響較高，期貨價(jià)格自身貢獻(xiàn)度為99.96%，現(xiàn)貨價(jià)格自身貢獻(xiàn)度為92.77%，均受對(duì)方影響較低，期貨價(jià)格受到現(xiàn)貨價(jià)格影響的程度為0.04%，而現(xiàn)貨價(jià)格受到期貨價(jià)格的影響程度為7.23%，得出我國(guó)大豆現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格的影響力度有限。

最后通過計(jì)算出兩個(gè)市場(chǎng)所占的信息份額可以說明兩個(gè)市場(chǎng)各自的引導(dǎo)能力，我國(guó)期貨市場(chǎng)起主導(dǎo)作用，但各自的效率仍有待提高，我國(guó)期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能需要進(jìn)一步得到提高。

參考文獻(xiàn)：

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作者簡(jiǎn)介：

張薇薇，女，安徽蕪湖人，南京財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院碩士，研究方向：公司金融。