我国大豆期货价格与现货价格关系的实证分析

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中国期货市场与现货市场之间的引导关系研究

文献综述与问题提出
期货市场的有效性一直是研究者讨论的重点问题，也是政府和期货交易机构所必须面对的现实问题。期货市场的有效性主要依赖于期货市场的价格发现功能，而价格发现功能主要体现在对期货市场和现货市场之间的引导关系上。目前，已有许多学者对期货市场和现货市场之间的引导关系进行了研究。Ｐｅｅｋ（１９７６）、Ｇａｒｂａｄｅ和Ｓｉｌｂｅｒ（１９８３）最早建立了期货市场与市场较低的交易成本、没有卖空限制以及较高的杠杆造成的。Ｍｉｎ和Ｎ￣ａｎｄ（１９９９）研究了韩国期货市场和现货市场收益和波动之间的Ｌａｇ引导关系与两个市场之间的Ｇｒａｎｇｅｒ因果关系。Ｂｒｏｏｋｓ和Ｒｉｔｓｏｎｓ（２ｏｏｉ）用误差修正模型研究了ＦＴＳＥ—１００指数现货价格和期货价格之间的关系，研究表明期货价格的滞后变化有助于预测现货价格的变化。Ｓｈａｗｋｙ，Ｍａｒａｔｈｅ和Ｂａｒｒｅｔｔ（２００３），利用美国纽约商品交易所的Ｅｔ数据通过ＥＧＡＲＣＨ模型研究了现货和期货市场价格之间的动态关系，通过向量自回归ＶＡＲ模型研究了两个市场之间的收益关系。
刘晓星：广东商学院金融系广州５１０３２０电子信箱：ｓｔａｒｓｕｎｍｏ。ｎ１６８＠ｙａｈｏｏ．ｃｏｒｎ．ｃｎ。
一３８ —
维普资讯
南方经济２００６年第６期
货市场与期货市场之间信息传递效率，即取决于期货市场的价格发现功能。为此，作为新兴的期货市场，我国现货市场与期货市场之间到底存在何种引导关系，它们之间的信息传递效率如何，现货市场之间相互联系的动态模型，通过考察前一期基差的变动对后一期期货价格和现货价格变动的影响，来刻画期货价格和现货价格在价格发现功能中作用的大小。Ｋａｗａｌｌｅｒ、ＫｏｃｈＫｏｃｈ（１９８７）、Ｓｔｏｌｌ和Ｗｈａｌｅｙ（１９９０）、Ｄｗｙｅｒ、Ｍａｎｅｎｓ、Ｋｏｆｍａｎ和Ｖｏｒｓｔ（１９９８）等利用向量自回归模型研究了股票指数市场和指数期货市场之间的价格传递关系，结果显示：期货价格的变化比现货价格的变化领先５到４５分钟，与之相反，只有微弱的证据证明指数现货价格的变化领先于期货价格的变化。Ｌｉｈａｒａ、Ｋａｔｏ和Ｔｏｋｕｎａｇａ（１９９６）研究了日本的现货市场和期货市场之间的引导关系，并发现期货的回报领先于现货的时间可达２Ｏ分钟，而现货的回报比期货的回报领先最多为５分钟。这种期货市场和现货指数市场之间的领先一滞后关系通常被认为是由于期货市场有效性如何等尚不十分清楚。为此，本文将对我国期货市场和现货市场之间的引导关系进行深入探讨，对期货市场的运行效率进行综合客观评价，这无论对期货市场监管者还是对期货市场交易者都将具有重要的理论意义和现实意义。

期货对现货价格波动影响的实证分析

【作者简介】高扬，北京工商大学经济学院副教授，士，博主要研究方向为期货市场；王彩惠，北京工商大学产业经济
学硕士研究生，主要研究方向为期货市场；云霞，京工商大学经济学院副教授，士，要研究方向为金融计量（乔北博主北
ＧｔＣＡｋＨ
虚拟变量
【中图分类号】【Ｋ文献标识码】Ａ
【文章编号】０６２２（０９０ — ０３０１０－０５２０）６００－３
【金项目】文为国家自然科学基金项目（目编号：０４０５的部分成果。基本项７４１０）
一
在Ｐｃ１７）ｅｋｆ９６的模型中，假设供给和需求都不是随机的．且价格变化是由各种厂商的适应性预期模型决定，当库存决定是建立在期货价格基础上时，货市场对价格起期稳定的作用，如果生产和库存都使用期货价格信息来决定，那么其影响将取决于设定参数值。Ｔｒｏｓｙ１７）在ｕｎｖｋ（９９的模型中，假设供给和需求为随机变量，在不存在期货市场的情况下，对未来的价格预期作适应性调整。但有了期货市场后，场上就存在着理性预期。与Ｐｃ１７）市ｅｋ（９６的研究不同之处在于，ｕｖｋ（９９发现在有库存的情况下，货Ｔｍｏｓｙ１７）期市场会使现货市场变得不稳定。Ｍａａｉａａ（９３指出了商品可储存时期货能够ｓｈｒＫｗｉ１８）ｏ稳定现货价格的作用机理。期货交易可以使商品在不同的时期得到更优的配置．而减少商品价格波动的幅度和频从率。因为具有投机心理的期货交易者，当未来的现货价格被认为比交割时的合约价格高时，们通常持有 “ 头 ” 他多；而当价格的预期低于合约价格时，们通常持有 “ 头 ” 他空。因此。货交易被认为能够提高商品的跨期配置，而稳期从定现货的价格。Ｋｗｉ１８）立了一个包括理性预期和三个随机变ａａｆ９３建

我国大宗商品现货价格影响因素的实证研究

August 2021 Industry City13inancial capital金融资本F摘要：为解决我国大宗商品现货价格影响因素定位不清问题，本文以“大宗商品价格”为例，分析大宗商品价格频繁波动问题，并探究具体的影响因素，希望为该领域的研究带来有益参考。关键词：大宗商品；现货价格；影响因素

■文/张伟

近些年，我国经济长足发展，正持续推进市场经济建设计划，致力于解决计划经济体制下价格机制失效问题。在市场经济建设时，大宗商品交易扮演着关键角色。大宗商品价格是否高效展示市场供求，直接影响资源是否高效配置。借助这一关系，便可以通过大宗商品期货价格是否可以引导现货价格展开检验。目前，大宗商品市场饱受实体企业重视，如何积极应对大宗商品价格剧烈变动情况，促使企业能够尽全力规避大宗商品价格波动产生的风险，这就需要企业了解大宗商品价格变化规律，归纳大宗商品价格波动影响机制。只有在此基础上，才能结合具体现状制定风险应对措施。1　大宗商品主要定价方式1.1　一对一的现货贸易协商定价主要是通过市场交易的买卖双方，共同协商定价，所协商的商品交易价格包含远期交易价格和近期交易价格。在这种状况下，逐步产生了“一对多”谈判定价方式及“多对多”谈判定价方式。纵观现货交易市场逐步发展，促进了大宗商品电子化远期交易市场的成型，比如“余姚塑料交易市场”。1.2　以期货价格为基准价格的定价方法以现货市场为基础，带动了期货市场的发展，俨然已成为我国大宗商品交易关键场所。据了解，大宗商品品质差别小，价格波动幅度偏大，且非常频繁。尤其是在供求关系方面，致使宏观经济状况及其他因素变得异常敏感。在某种意义上来讲，正因为存在这种价格风险，套期保值者就需要应用期货交易来适当规避价格风险。与此同时，投资者也可以通过价格波动来谋求一部分利润。关于期货市场中针对大宗商品的定价，主要包含下面两种方式。一方面，间接方法。期货市场中所形成的价格，为大宗商品定价提供了有力依据，促使大宗商品不断生产，同时也为加工企业及贸易企业带来了可靠的参考价值，促进相关企业全面了解大宗商品价格变动趋势。另一方面，正是在这种方式作用下，期货价格已成为大宗商品交易的基准价格，也就是“点价交易”。假如以某一月份的期货价格为核心计价基础，通过期货价格“减去”或者“加上”双方同意的“升贴”，可以明确双方买卖现货商品的定价方法。值得注意的一点，期货的价格，之所以可以通过直接方法或间接方法为大宗商品定价，主要在于期货市场价格具有发现功能[1]。期货市场可以及时应对现货价格变化预期情况。在影响价格变化的新信息浮出水面后，期货价格便可以迅速做出改变，并通过期货及现货套利机制向现货市场传递消息，令现货市场和期货市场有机联系在一起。2　大宗商品现货价格影响机制分析2.1　大宗商品期货影响现货价格一般来讲，大宗商品期货价格会促进现货价格变动。因大宗商品期货市场可迅速反应信息，并且存有“卖空机制”，所以套利者会事先在期货市场上做空，期货价格会逐步下跌。因两者之间存在着一定关系，如果当期期货价格持续上涨，套利者则会买入价格被估低的现货，而卖出被估高的期货，到达一定时间后，通过反向操作，便可以获得一定收益。在这种状况下，被估低或者被估高的现货，会开始向期货价格靠拢，期货价格在这个过程中会不断调节，指导二者价格达到平衡状态。与此同时，现货价格可直接展现市场供求关系，期货价格可以切实体现人们对未来价格走势的预期。如果目前现货价格逐步下跌，人们预计的未来价格也会持续降低，导致期货价格不断下跌。随着时间不断推移，逐步趋于期货合约到期之日，持有成本会开始减少，慢慢地流失，最终导致二者价格间的差距日趋减少。实质上，人们对未来现货价格的估计属于预期中的情形，还未实现，但是这种预期往往可以通过期货价格加以体现。总之，成熟商品市场中所存在的期货价格，可以引导现货价格出现适当变动[2]。

成交量、持仓量对我国大豆类期货价差波动影响的实证分析简

示：当期成交量、持仓量对大豆期货价差波动的整体影响是显著的；滞后成交量、持仓量对大豆期货价差波动的整体影响也是显著的；当成交量、持仓量同时进入条件方差方程时，它们对大豆类期货价差波动的影响整体上也是显著的。这一结论揭示了我国大豆期货市场信息传递过程，验证了我国大豆期货市场的信息非有效性，对期货市场投资者以及期货市场监管者具有一定的借鉴意义。［关键词］ＧＡＲＣＨ模型；成交量；持仓量；金融创新；期货市场；金融衍生产品；大豆类期货；保证金比率
之间正相关，成交量和价格波动共同受信息传递速度这一外生变量的推动；此外，他还发现滞后成交量对期货价格变动有显著的解释力，进而认为原油期货市场具有明显的非有效特征。Ｆｕｊｉｈａｒａ和
面京计ｌ譬ｆ鲍学报ｚ叭４年第嘲
成交量、持仓量对我国大豆类期货价差波动影响的实证分析
李志斌，陈昆
（南京审计学院金融学院，江苏南京２１１８１５）
［摘
要］采用ＧＡＲＣＨ（１，１）模型就成交量、持仓量对大豆类期货价差波动率的影响进行实证分析，结果显
国内期货品种增加至４０个。与此同时，铜、铝、铅、锌四个有色金属品种的夜盘和黄金期货、白银期货也相继推出，原油期货也在积极筹备中。期货部分品种已经从单一品种发展到产业链上下游，例如大
豆、豆油和豆粕，铁矿石、焦煤、焦炭和螺纹钢，以及菜籽、菜油和菜粕等。期货产业链品种的日趋完

农产品期货价格与现货价格动态关联性实证研究

农产品期货价格与现货价格动态关联性实证研究作者：韩小蕊梁冀来源：《商业时代》2013年第07期内容摘要：本文利用DCE（大连商品交易所）和ZCE（郑州商品交易所）期货数据及中粮数据中心现货价格数据，通过相关性分析、单位根检验、协整检验、误差修正模型和Granger因果检验等方法研究农产品期货价格与现货价格的动态关联性。

研究结果表明，就长期而言农产品期货价格和现货价格的线性组合有向均衡收敛的趋势，两者之间存在着趋于长期均衡的动态关系，期货与现货价格相互作用、影响，而且期货价格处于主导地位。

关键词：农产品期货价格现货价格动态关联性随着我国农产品流通市场化改革进程的不断加快，农产品期货市场已经进入了稳步发展的阶段。

但农产品价格的波动和投机资本的形成，在为期货市场产生和发展提供经济基础的同时，也对现货交易带来影响。

农产品期货交易是否会正向影响现货价格波动，关系到农产品期货市场在我国的进一步发展。

基于此，本文希望通过对期货价格和现货价格进行协整检验，建立期货价格和现货价格之间的误差修正模型，分析期货价格和现货价格之间的关系。

分析方法概述（一）单位根检验1.ADF检验。

采用ADF检验来检验农产品期货价格和现货价格等时间序列的平稳性。

对于将要进行的协整关系而言，只有当所要分析的随机向量具有相同的单位根阶数时，进行协整检验才有意义，因而还需要对期货价格序列的一阶差分和现货价格的一阶差分也进行ADF检验，这对时间序列本身的平稳性以及其一阶差分的平稳性而言是进行协整检验的基础。

ADF检验采用单边检验中的左侧检验法，如果统计量大于临界值，则接受原假设，即序列存在单位根，所考察序列是非平稳的。

反之，如果统计量小于临界值，则拒绝原假设，即序列不存在单位根，说明序列是平稳的。

2.滞后阶数的选取。

由于△Yt的滞后项加入检验方程是为了校正自相关性，因此滞后阶数的选取既要截获相关性，同时又要尽量减少信息损失。

基于这一思想，实证中常用的方法有两种：其一，渐进t检验，即对较大的滞后阶数p，用t检验确认ξp-1是否显著，若不显著，减少p值，直到对应系数的t值显著。

我国大豆期货市场价格发现功能的实证研究的开题报告

我国大豆期货市场价格发现功能的实证研究的开题报告一、选题背景及意义：大豆期货是我国金融产业中具有重要影响力的期货品种之一，其价格变化不仅直接影响到农民、企业和消费者的利益，同时也在一定程度上反映出国内外宏观经济环境的变化。

大豆期货市场因其交易便捷、价格信息透明等特点，成为我国大豆价格形成机制的重要组成部分。

目前，我国大豆期货市场的发展趋势日益明显，交易规模不断扩大，成交额不断提高，对实体经济的支持作用逐渐增强。

然而，当前大豆期货市场价格波动频繁，价格变化的原因较为复杂，存在一定的不稳定性和不确定性，因此有必要深入研究大豆期货市场价格发现功能的特点和机制，为进一步完善大豆期货市场的交易机制和制定政策提供科学依据。

二、研究内容和方法：本研究将以大豆期货市场为研究对象，通过对大豆期货价格的历史数据进行分析和比较，探索大豆期货市场价格发现的特点和规律，主要研究内容包括以下几个方面：1. 大豆期货市场价格发现功能的理论基础和研究现状回顾。

2. 利用经济模型对大豆期货市场价格发现机制进行建模和分析，探寻价格变化的原因和影响因素。

3. 运用时间序列分析方法对大豆期货价格进行预测，以便更好地指导期货市场参与者的投资决策。

4. 基于实证数据的分析，探讨大豆期货价格波动与宏观经济环境的关系，分析其相互影响的机理和路径。

5. 通过问卷调查和相关实证分析，考察大豆期货市场参与者对市场价格发现机制的认知和信任度，为进一步改善市场机制提供参考依据。

三、预期成果和意义：本研究旨在探索大豆期货市场价格发现的特点和规律，深入研究价格变化的原因和影响因素，为政策制定者提供诸多启示和参考意见。

预计达到如下成果：1. 对大豆期货市场价格发现机制进行系统性的分析和探讨，揭示其内在规律和发展趋势，为市场参与者提供更加精准的参考依据。

2. 展示大豆期货市场价格变化的动态特征和规律，为期货业务的开展和精细化管理提供科学支撑。

3. 提出合理和有效的政策建议和市场规范措施，优化大豆期货市场的交易机制和管理模式，更好地发挥其对实体经济发展的支持作用。

2022年我国大豆市场价格行情走势分析

1 2022年我国大豆市场价格行情走势分析从对大豆市场行情分析状况来看，2022年以来，国内大豆压榨企业亏损的时间居多，并且亏损空间在100元/吨左右。 2022年不论是国内市场还是国际市场，大豆市场都很难说能迎来拐点。2022年大豆市场行情分析：在余粮少及分销大豆数量偏低的状况下，国产大豆弱势运行，估计在下游需求持续无改善的环境下，国产大豆难以走出瓶颈。

进入四季度，我国经济下行压力仍旧较大，对大宗商品价格带来利空影响。CPI长期在低位徘徊，整体经济仍面临通缩的风险。当前经济有效需求不足，总体来看物价上涨动力不强。 2022年全球大豆产量再创历史新高。比较总供应与总需求量发觉，大豆供大于求8514万吨，且结转库存和库存消费比均较上一个月份值上调，比上一年度均有较大幅度的增加。可见，今年全球大豆供应非常充分。尽管美国农业部10月供需报告下调新季美豆产量、期末库存数据，但从中长期来看，美盘豆价恐难言见底。况且2022/2022年度南美大豆播种面积又将再创历史新高。此外，今年对美国和中国大豆种植来说基本上属于风调雨顺的年景，多头毫无天气题材可炒。美国农业部公布的10月大豆供需报告中，估计10月美国大豆平均价格持平于上月8.4—9.9美元/蒲式耳。这是近几年来较低的大豆价格水平。 2

近期早熟的黑龙江大豆开秤价格由9月初的3.8—4.0元/公斤，降至目前的3.2—3.6元/公斤，但农夫的惜售现象并不多。在国内价格适合的状况下，有部分俄罗斯大豆回销国内，数量也许在50万—100万吨。由于俄罗斯大豆也为非转基因大豆，对国内大豆造成越来越不行忽视的冲击。目前俄罗斯进口大豆的到港价格在3500元/吨，使得黑龙江当地大豆价格涨不起来。 7月我国大豆进口数量再创历史新高。整个三季度的进口量累计高达2454.35万吨。估计10月我国进口大豆到港量仍保持在约650万吨左右，全年大豆进口量估计将达到7400万吨，较上年度的7036万吨增加5.2%，创历史纪录。全国主要港口大豆库存在627.84万吨右，处于全年高位。从大豆需求状况看，目前油厂采纳国内大豆的压榨利润为1000元/吨—1200元/吨，而沿海油厂采纳进口大豆的压榨利润在33—193元/吨不等。可见，油厂根本就无法选购国内大豆用于压榨，这使得国内大豆在最大的需求领域——压榨行业毫无竞争力。更多2022年大豆市场行情走势分析信息也可以通过发布的《2022-2022年中国大豆深加工行业市场分析及投资战略讨论报告》探究一二。从下游饲料养殖行业对豆粕的需求看，养殖行业景气度较低。在经受了大半年的上涨后，生猪价格至8月开头回落。这次上涨与以往不同，主要是由于供应削减而不是需求增加造成的。目前国内生猪存栏数量仍远低于历史同期水平，因此对豆粕的消费并没有乐观的拉动作用。况且，今年以来国内养殖企业进口国外DDGS的数量大幅攀 3

国际国内市场大豆价格长短期关系研究——基于协整理论和误差修正模型的实证分析

（ｃｏｌｆｃｎｍｉｎｎｇｍｎ，Ｗｕａｏｔｃｎｎｖｒｔ，ｈｎＨｂｉ３０３Ｃｉ）ＳｈｏｏｏｏｃａｄＭａａｅｅｔＥｓｈｎＰｌｅｈｉＵｉｓｙＷｕａ，ｕｅ４０２，ｈｎｙｃｅｉａ
ｉｉｇｒｓｆｌｓｆｄｎｓａｅａｏｌｗ：Ｔｅｅｉａｂｌｎｅｎｔｂｅｅｉｔｇａｉｎｒｌｔｎｈｐｂｔｅｎｉｔｒａｉｎｌａｄｄｍｅｔｎｏｈｒｓａａｃｄａｄｓｌｏｎｅｒｔｅａｉｓｉｅｗｅｎｅｎｔａｎｏｓｉａｏｏｏｃｐｃｓｗｉｉｎｆａｔｅｆｃｆｉｔｒａｉｎｌｐｃｕｔａｉｎｎｄｍｅｔｒｃｓｃａｇｓｈｒｎｍｉｉｎｐｏｅｓｉｒｅ，ｔａｓｇｉｃｎｆｔｏｎｅｔａｒｅｆｃｕｔｓｏｏｓｉｐｅｈｎｅ；ｔｅｔａｓｓｏｒｃｓｈｉｅｎｏｉｌｏｃｉｓｆｏｎｅａｉｎｌｒｅｌｃｕｔｎｔｄｍｅｔｍａｋｔａａｅｆｃｒｅｔｇｙａｃｒｍｉｔｒｔａｐｃｆｔａｉｓｏｏｓｉｎｏｉｕｏｃｒｅｈｓｓｌｏｒｃｉｄｎｍｉｍｅｈｎｓｒｏ－ｎｃａｉｍｆｍｓｏｔｔｒｈｒ— ｍｅｌｔａｉｓｔｏｇｔｍｑｉｂｕｆｃｕｔｎｏｌｎ — ｒｅｕｌｒｍ；ｔｅｒｖｒｅｃｕａｉｅｗｅｎｅｎｔｎｌａｄｄｍｅｔｒｅｓｕｔｎｂｅｕｏｅｉｉｈｅｅｓａｓｌｙｂｔｅｎｉｔｒａｉａｎｏｓｃｐｃｓｉｎｅａｌ，ｗｔｔｏｉｉｉｈｌｔｄｅｆｃｆｏｓｉｐｃｎｉｔｒａｉｎｌｐｃ．Ｔｉｔｉｏｓｃｐｃｔｂｌｙ，ｔｅｅｏｅｉｅｆｔｏｍｅｔｒｅｏｎｅｎｔａｒｅｍｉｅｄｃｉｏｉｏｍａｎａｎｄｍｅｔｒｅｓｉｉｉｉａｔｈｒｆｒ，ｗｅｄｔａｅｅｎｅｏｔｋ

中国农产品价格影响因素实证分析

中国农产品价格影响因素实证分析摘要：改革开放以来，中国国内农产品价格波动频繁，稳定农产品价格成为政府工作的主要目标之一，为科学度量国内农产品价格的影响因素，本文以大豆为例，选取国内大豆总产量、大豆进口量、大豆出口量、粮食替代品价格指数、油料替代品价格指数、原油价格指数和人民币对美元汇率为指标，以1991至2010年20年的相关数据作为研究对象，建立多元回归模型，反映国际国内各相关因素对大豆价格指数影响的具体情况，并且提出了相关的政策与建议。

关键词：农产品；大豆价格；影响因素1 影响大豆价格波动的因素分析1.1 影响因素分析农产品价格的波动分析一直是农业经济领域的研究重点，国内外也从理论方面展开，形成了蛛网模型、供给反映模型以及空间价格均衡模型等经典理论；实证方面，主要运用各种计量模型对经济理论进行实证检验并对农产品价格波动原因给予解释。

近年来，学者们除继续关注供求波动等传统因素外，对能源危机、金融危机等外部冲击因素的研究也逐渐成为热点，如trostle对影响农产品价格波动的生物质能源发展、美元汇率等外部冲击因素进行了重点考察，他指出从中长期来看，农产品价格将会持续上涨[1]。

关于生物能源发展计划对农产品价格的影响[2]，大部分研究都认为生物质能源的发展增加了农产品需求，从而将提高农产品价格[3]。

中国农业大学的高颖教授（2008）认为，随着美国、阿根廷、巴西等世界主要大豆生产和出口国生物能源政策的相继出台以及中国主要粮食品种价格的上涨，中国未来一段时间的大豆价格变化趋势成为人们关注的焦点问题之一。

从供给的角度来看，影响中国大豆价格的主要因素包括中国大豆本年度预计产量、目前市场供给量以及大豆进口数量，替代品的影响这几个因素[4]。

关于大豆价格的波动，石敏俊、王妍、朱杏珍（2009）的研究表明，能源价格和劳动力成本上升所导致成本驱动效应对农产品价格有重要影响。

何蒲明、黎东升（2009）认为，中国粮食产量与价格波动均较大，并且价格波动比产量波动更大，对国家粮食安全造成了不利影响；而粮食产量与粮食价格有密切的关系。

农产品期货市场稳定现货价格的效果及分析

一
期货市场功能及国内外农产品期货市场发展概况
、
期货市场是ｌ９世纪中期美来自农场主为了规避谷物市场波动风险、稳定市场供需应运而生的一种风
险管理工具，其最核心的功能就是价格发现和风险
规避。本文讨论的期货市场是否能够稳定现货市场
稳定国内农业生产经营的重要性。本文从农产品期
行套利交易，套期保值和套利交易者的参与会使两
个市场价格趋于一致，期货市场的价格发现功能得
以实现。根据均衡价格理论，在完全竞争的假设前
提下，期货买卖双方对市场行情和各种信息都能充
货市场品种结构、合约设计、期货投资者结构、以及物价调控政策等多个角度来分析国内期货市场功能发挥效果差异的原因，并提出如何提升期货市场
价格的问题，即针对期货市场价格发现功能发挥效率的分析。
（）内外农产品期货发展状况二国
期货市场的产生基于农产品市场，农产品期货
是世界上最早上市的期货品种，在期货市场产生后的１０多年一直是全球期货市场的主流。尽管随着０
★彭海兰，国都期货有限公司研发总经理，部研究员。地址：北京市东城区东直门南大街３国华投资大厦１层邮编：００７号Ｏ１００
期货交易的５．％和５９％，农产品期货交易仍７６０８７然是中国商品期货交易的主流。国内农产品期货中交易比较活跃的品种有郑州商品交易所白糖、棉花、上海期货交易所天然橡胶、大连商品交易所的豆油、豆粕、玉米、大豆、棕榈油等品种，而以上品种在

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我国大豆期货价格与现货价格关系的实证分析张薇薇摘　要:现如今我国期货市场的发展较为迅猛ꎬ它的整体走势能够在一定程度上反映出投资者对其未来变化的看法ꎮ期货价格是投资者出于自身预期所能接受的价格ꎬ它与现货价格息息相关ꎬ是在此基础上对价格升降与否进行判断并签订的一种标准化的合约ꎬ目的通常是进行套期保值ꎮ而现货价格也受到期货价格的影响ꎬ由于期货具有价格发现的功能ꎬ在日常交易中期货的利多或利空也会使现货市场的价格发生相应变化ꎮ本文首先对二者关系做了趋势分析ꎬ发现其波动幅度非常相似ꎬ其次进行了协整检验ꎬ发现它们的一阶残差序列具有协整关系ꎬ接下来利用误差修正模型得出具体的模型ꎬ说明一方的变动会影响另一方一定程度的变动ꎬ最后利用方差分解方法计算出二者各受哪部分的影响最大ꎮ结果证明大豆期货价格和现货价格之间具有双向因果关系ꎬ但是相互之间的影响力度比较小ꎬ均受自身的影响较大ꎮ关键词:期货价格ꎻ现货价格ꎻ误差修正模型ꎻ方差分解中图分类号:Ｆ７１３.３５文献标识码:Ａ文章编号:１００８－４４２８(２０１９)０６－０１２２－０２

一、引言２０１６年农业部颁发了指导意见意在大力发展大豆培育、

扩大大豆种植区域ꎮ大豆是我国起源较早的农产品ꎬ其丰富的蛋白质含量体现其应用价值较高ꎬ不仅可以榨油ꎬ也可作为饲料ꎬ同等水平下与其他农作物相比需要较少的土地ꎮ综上ꎬ大豆在我国有着非常广阔的应用领域ꎮ与此相对ꎬ大豆期货也是我国最早推出的商品期货品种之一ꎬ最早可以追溯到１９９３年ꎬ历史悠久、交易稳定并且这些年得到了迅猛发展ꎮ所以ꎬ研究大豆期货与现货价格之间的关系一直是热议话题ꎬ能够丰富期货市场理论ꎮ严太华等(１９９９)最早将协整检验运用到我国期货市场的相关研究中ꎬ证实了重庆铜以及郑州绿豆这两种期货种类的期现货价格之间有着协整关系ꎬ这为我们对期现货价格建立模型奠定了基础ꎮ刘凤军等(２００６)在运用ＡＤＦ检验和误差修正模型的基础上加上了格兰杰检验ꎬ证实了期现货价格互相为对方的成因ꎮ刘庆富等(２００６)利用信息共享模型和波动溢出效应模型发现期现货市场之间存在着不断增强的双向溢出效应ꎮ刘凯等(２０１７)通过实证发现大豆市场期现货之间相互影响的程度较低ꎬ整个市场效率并不是很高ꎮ我国大豆的需求量极高ꎬ仅凭自己种植远远满足不了使用需求ꎬ所以需要向国外大量进口大豆ꎬ作为生活依赖度很高的农作物ꎬ其两个不同市场的价格波动都值得我们好好关注ꎮ因此ꎬ本文从探究二者关系的角度入手ꎬ在探究它们相互关系的基础上探究了它们各自的贡献程度ꎬ希望能够为促进我国提高大豆期货市场的价格发现功能的效率做一些微小的贡献ꎮ二、中国大豆期货和现货价格走势我国大豆期货的历史可以追溯到１９９３年的大连商品期货交易所ꎬ至今此期货市场已经发展了二十几年ꎬ交易量和交易规模都增加了许多ꎬ但是同国外发达国家相比仍存在着些许不足ꎮ一个期货市场是否成熟主要依据其功能是否有所发挥ꎬ期货价格是基于投资者心理预期形成的ꎬ能够反映出现货真实价格以及供求关系ꎬ是能够引导现货市场的存在ꎬ所以ꎬ期货价格一般情况下变动要早于现货价格ꎬ变动的方向和程度也一致ꎮ所以ꎬ本文利用期现货价格数据来进行走势分析ꎮ本文选取了２００５—２０１７年全国大豆现货日平均价格和期货活跃合约日平均价格(结算价)分别可作为现货价格(ＳＰ)和期货价格(ＦＰ)ꎬ然后剔除数据缺失和日期无法匹配

的数据组ꎬ最终可以得到２４０８对期现货价格日数据ꎬ数据均来自Ｗｉｎｄ数据库ꎮ

图１　２００５—２０１７年中国大豆期货和现货价格走势绘制出期现货价格变动趋势图如图１所示ꎬ可以看出我国大豆期现货价格变动趋势大致相同ꎬ但波动幅度在某些年份略有差距ꎮ在２０１１—２０１２年以及２０１４—２０１７之间ꎬ大豆期货价格未能很好地锁定大豆现货价格ꎬ说明大豆期货的价格发现功能在一定的时期内显著ꎬ在另一些时期内不显著ꎮ同时也能看出期货价格的变动通常早于现货价格的变动ꎬ但提前的时间并不是很多ꎬ说明了期货价格的引导功能未能完全发挥出来ꎮ因此ꎬ我们可以提出假说ꎬ期货价格能够引导现货价格ꎬ指明其变动趋势ꎬ但这种引导关系在长期内并不明显ꎮ三、中国大豆期货价格和现货价格的关系由图１可以看出有些年份大豆期现货价格的波动较大ꎬ所以我们为了保证时间序列的平稳性ꎬ对二者均取对数形式ꎬ再对其进行相互关系的探究ꎮ这样便可得到ｌｎＳＰ以及ｌｎＦＰ两组时间序列ꎬ这样也能在一定程度上消除异方差给模

型带来的影响ꎮ本文提及的大豆期现货价格均是以对数形式表示的ꎬ但用对数形式不能完全保证数据的平稳性ꎬ所以对二者进行ＡＤＦ检验来证明其有着长期范围内的平稳性ꎮ(一)平稳性检验

ＡＤＦ检验的核心是对序列之间均衡关系以及平稳性进

行判断ꎬ通过判断单位根的有无来证明是否能进行下一步的检验ꎮ表１　大豆期货价格序列的ＡＤＦ检验结果

变量ＡＤＦ检查值ＡＤＦ检验的临界值１％５％１０％检验结果ｌｎＦＰ－１.９６８９－３.４３２９－２.８６２５９－２.５６７３接受

—２２１—金融观察◎　续表变量ＡＤＦ检查值ＡＤＦ检验的临界值１％５％１０％检验结果ｌｎＦＰ一阶差分－４６.２５６７－３.４３２９－２.８６２５９－２.５６７３拒绝

ｌｎＳＰ－１.５２１６－３.４３２９－２.８６２５９－２.５６７３接受ｌｎＳＰ一阶差分－１.９６８９－３.４３２９－２.８６２５９－２.５６７３拒绝

我们利用ＥＶＩＥＷＳ软件选择适当滞后期的检验结果如表１所示ꎬ大豆期现货价格ｌｎＦＰ和ｌｎＳＰ各自的一阶差分均在１％的置信水平下拒绝了存在单位根的原假设ꎬ是平稳序列ꎬ所以我们可以利用ｌｎＦＰ一阶差分以及ｌｎＳＰ一阶差分进行长期的协整检验ꎮ(二)协整检验

我们首先用最小二乘法对ｌｎＦＰ一阶差分以及ｌｎＳＰ一阶差分进行回归ꎬ然后可以得到一个残差序列ꎬ若二者能够通过协整检验ꎬ即具有长期均衡关系的话则需要此残差序列能够通过ＡＤＦ检验ꎬ是平稳序列ꎮ表２　大豆期现货价格序列的协整检验回归估计结果变量回归系数标准差ｔ值ｐ值ｃ０.２７９５６４９４.３０４７０.００００ｌｎＦＰ０.９６１７０.００７９１２２.１６２５０.００００根据表２回归结果ꎬ我们可以写出回归方程ꎬ其中ε为

残差序列:ｌｎＳＰ＝０.９６１７ｌｎＦＰ＋０.２７９５＋ε

其中的经济含义是在其他条件不变的情况下ꎬ期货价格平均增长１００％ꎬ现货价格平均增长９６.１７％ꎮ说明长期内ꎬ现货价格受到期货价格的影响并且随着期货价格而有所变动ꎮ(三)因果关系检验

长期均衡关系只是代表着二者在很长一段时间内基本按照相同方向相同程度进行变动ꎬ均衡并不代表互为因果关系ꎬ本文的目标是证明大豆期现货价格之间是互相影响的关系ꎬ所以要进行格兰杰因果检验ꎬ来判断二者是否是双向影响ꎮ我们首先对滞后阶数进行判断ꎬ依据ＡＩＣ值、ＳＣ值等指标进行比较ꎬ得出最佳的滞后阶数为２ꎬ然后进行格兰杰检验ꎬ根据表３结果可以看出大豆期现货价格互相是对方的成因ꎬ不仅期货价格对现货价格有所引导ꎬ现货价格反过来也促进了期货价格的形成ꎬ其原因大概是投资者在对未来价格进行预期时会基于过去价格的参考ꎮ表３　大豆期现货价格序列的格兰杰因果检验结果原假设Ｆ统计量ｐ值因果关系ｌｎＳＰ不是ｌｎＦＰ

的Ｇｒａｎｇｅｒ原因１.２６４６０.０８２３是

ｌｎＦＰ不是ｌｎＳＰ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因２３.８５５９６.００Ｅ－１１是

(四)误差修正模型经由以上探究可以得出大豆期现货价格之间存在着长期的均衡关系且双方互为因果ꎬ接下来将探究当短期内的变量出现变化的时候ꎬ整个模型是如何自我调整从而达到长期均衡ꎬ即当大豆期货价格在短期内出现波动的时候ꎬ大豆现货价格将如何变动以重新达到均衡ꎮ利用残差序列作为误差修正项从而得到新的均衡模型ꎬ结果如下所示:ΔｌｎＳＰｔ＝－０.０１３２ＥＣＭｔ－１＋０.０４０１ΔｌｎＦＰｔ－１－０.００３８ΔｌｎＦＰｔ－２＋０.０１５９ΔｌｎＳＰｔ－１＋０.０１５３ｌｎＳＰｔ－２＋０.０００１

ＥＣＭｔ－１＝ｌｎＦＰｔ－１－０.９４９３ｌｎＳＰｔ－１

－０.４８００

可以看出现货价格的变动不仅受到长期均衡影响ꎬ同时也受到期货价格短期波动以及二者滞后项的影响ꎮ由系数可知ꎬ当短期内期货价格上升１％ꎬ则会引起长期内现货价格上升０.０４０１％ꎬ也可以看出二者变动的方向一致ꎬ但是变动的幅度相差很大ꎬ说明期货价格的变动只在很小的程度上影响了现货价格的变动ꎬ此传导的后果不佳ꎮ误差修正项系数显著为负ꎬ数值为－０.０１３２ꎬ具有反向调整的功能ꎬ即当期货价格出现波动继而离开均衡状态时会受到反向作用力ꎬ将其重新调整至均衡状态ꎬ但可以看出这个系数很小ꎬ给予的调整

力度很小ꎬ调整速度也较慢ꎬ调整效率较低ꎮ(五)方差分解

表４　大豆期现货价格序列的方差分解结果

期数期货价格方差分解结果现货价格的分差分解结果期货价格贡献度现货价格贡献度期货价格贡献度现货价格贡献度１１００.０００００００.００００００１.１６９５３２９８.８３０４７０

２９９.９９９０９００.０００９１１２.４４１０１４９７.５５８９９０３９９.９９７３５００.００２６５０３.２０６８３１９６.７９３１７０４９９.９９４８２００.００５１７７３.８２４１７１９６.１７５８３０５９９.９９１５２００.００８４７６４.３９３７６７９５.６０６２３０６９９.９８７４７００.０１２５２８４.９４９９６２９５.０５００４０７９９.９８２６８００.０１７３１６５.５０６８２４９４.４９３１８０８９９.９７７１８００.０２２８１８６.０７０７９５９３.９２９２００９９９.９７０９８００.０２９０１８６.６４４９４７９３.３５５０５０１０９９.９６４１０００.０３５８９５７.２３０６７６９２.７６９３２０由表４可以看出ꎬ随着期数的增加ꎬ期货价格变动受到

自身影响的程度逐渐减少ꎬ从第一期的１００％降至第十期的９９.９６％ꎬ但仍然维持在一个很高的水准ꎬ而期货价格受到现

货价格影响的程度从最初的无影响上升至０.０４％ꎬ虽有影响但非常微弱ꎮ现货价格受到自身的影响从最初的９８.８３％下降至第十期的９２.７７％ꎬ下降幅度较期货价格受自身影响变化程度较高ꎬ而现货价格受到期货价格的影响从最初的１.１７％上升至最终的７.２３％ꎬ可以得出期货价格的变动对现货价格变动有一定程度的影响ꎮ在我国的大豆市场中ꎬ期货市场所占信息份额为５３.６０％ꎬ现货市场所占的信息份额为４６.４０％ꎬ期货市场的引导作用要更高ꎮ由此可以看出ꎬ大豆期货价格和现货价格均是受自身的影响较高ꎬ期货价格受到现货价格影响的程度极为微弱ꎬ而现货价格受期货价格变动的影响程度较高ꎬ但二者仍受到一定程度的对方影响ꎬ与格兰杰检验的结论一致ꎬ并且期货市场起主导作用ꎮ四、结论由协整检验以及格兰杰检验可以证明我国期现货价格之间存在着长期均衡关系ꎬ期货价格平均增长１００％引起现货价格平均增长９６.１７％ꎮ同时ꎬ它们互为因果ꎬ其中一方的变动均会导致另一方的变动ꎬ存在着双向引导关系ꎬ与前文理论相一致ꎬ它们互为基础ꎮ同时通过方差分解模型能够判断出它们互相影响以及自身影响的具体程度多少ꎬ二者均受自身影响较高ꎬ期货价格自身贡献度为９９.９６％ꎬ现货价格自身贡献度为９２.７７％ꎬ均受对方影响较低ꎬ期货价格受到现货价格影响的程度为０.０４％ꎬ而现货价格受到期货价格的影响程度为７.２３％ꎬ得出我国大豆现货价格对期货价格的影响力度有限ꎮ最后通过计算出两个市场所占的信息份额可以说明两个市场各自的引导能力ꎬ我国期货市场起主导作用ꎬ但各自的效率仍有待提高ꎬ我国期货市场的价格发现功能需要进一步得到提高ꎮ