_中国玉米期货与现货价格关联波动实证分析_中国玉米期货与现货价格关联波动实证分析

一、 引言 中国玉米期货自 2004 年 9 月在大连商品交易 所恢复上市交易后， 随着交易记录的延长， 对玉米 期货价格特性的实证研究也在不断积累。 从实证研 究的内容看， 主要集中在两个方面。一是检验玉米 期货市场的套期保值功能。 高勇等 [ 1 ] 发现中国玉米 期货价与现货价之间存在协整关系， 玉米期货市场 具有一定的套期保值功能， 近期合约的套保效果优 于远期合约， 但两者均远低于国外发达期货市场的 套保效果 。 二是检验玉米期货市场的价格发现功 能。田彩云、 郭心义 、 温宇静、 吴玉霞 、 闫云仙
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等发现中国玉米期货价格与现货价格变动之间具
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中 国玉 米 期 货 与 现 货 价 格 关 联 波 动 实 证 分 析
价与现货价之间的关联波动特性， 分析基差变动对 玉米期货价与现货价波动的影响。 二、 变量、 样本数据与实证分析方法 ( 一) 变量选择说明 现有的实证研究大多数建立在期货的连续价 格序列基础上， 连续价格序列反映的是期货市场对 未来某一时间段后现货价预期的动态变动过程， 利 用它对套期保值的实证检验结果， 实际上反映的是 交易者按连续合约构建方式滚动掉期操作的套保 效果。 由于连续价格序列中源自不同合约价格序列 的数据接点上存在不真实价格跳跃， 这会影响期货 与现货价格波动关联关系的实证检验效果。 期货价 格指数序列反映的是期货市场对未来现货价格总 体预期的动态变动过程， 利用它对套期保值的实证 检验结果可以反映交易者采取指数化组合策略的 套保效果， 而且可以克服连续价格序列中的不真实 本文以成交量加权得到的玉米期 价格跳跃。因此， 货价格指数序列为基础， 分析期货价与现货价之间 的波动溢出效应， 检验玉米期货市场的套期保值与 价格发现效果。 为弥补玉米期货指数不能完全代表具有固定 到期日的各单个合约期货价的变动过程这一缺陷， 根据大连商品交易所玉米期货的主力合约稳定在 每年 1 月、 本 5 月、 9 月到期的三个合约上的特点， 文选取各年 9 月到期的主力合约， 以考察不同时期 单个合约期货价与现货价格之间的变动关系 。 大连 商品交易所玉米期货的中期主力合约成交量最大， 以成交量加权的玉米期货价格指数基本上反映了 市场对未来 6 个月后现货价格的预期 。 大连港交货 的玉米现货与大连商品交易所交割的玉米质量标 准一致， 交货地点相近， 因此本文选取大连港玉米 现货平舱价代表玉米现货价 。 ( 二) 样本数据来源 本文选取 2004 年 10 月 — 2012 年 2 月的玉米 期货日收盘价和大连港玉米现货日平舱价检验中 国玉米期货价格与现货价格之间的日间关联波动 关系 。 玉米期货日收盘价格指数序列 Cindex 来源 于广发期货的文华财讯期货行情系统； 各年 9 月到 期 的 代 表 性 主 力 合 约 价 格 序 列 C0509、 C0609、
εs，t － 1 εf，t － 1 εs，t － 1 εs，t － 1 εf，t － 1 εs，t － 1
却是平稳的， 这些期货价与现货价序列同为一阶单 整过程， 可以进行协整检验。
（ 3）
（ 4）Biblioteka 其中， σ 为条件方差， ε 和 ε / σ 分别为条件方 程的残差和标准残差， 所有下标中的 s 和 f 分别表 示现货与期货。条件均值方程 （ 1 ） 和 （ 2 ） 中， α 为常 数项， 用来 β 为滞后项系数， γ 为协整残差项系数， 描述上一期协整残差对期货与现货价格形成的影 响 。条件方差方程 （ 3 ） 和 （ 4 ） 中， ω 为常数， 为条 件方差的滞后项系数， 用来描述方差的集聚性 。 和 τ 表示消息对波动的影响程度， τ 为信息冲击的 “杠杆效应 ” 不对称效应参数， 可以判断波动的 当 。 信息的正向与负向冲击效果是对称的； 当 τ = 0 时， τ＞ 0 时，负冲击对波动的增加大于正冲击； 当 τ 负冲击对波动的增加小于正冲击 。θ 为协 ＜0 时， 整残差平方的自然对数项系数，用来捕捉协整残 差平方对条件方差的影响效果，可以说明期货价 与现货价偏离长期均衡对期货价和现货价波动性 的影响 。 ν 为一个市场的冲击对另一个市场波动的 影响因子，用来说明两个市场间的波动关系和相 互影响程度 。 三、 实证结果分析 ( 一) ADF 单位根检验结果 运 用 Eview6． 0 对 C0509、 C0609、 C0709、 C0809、 C0909、 C1009、 C1109 七个玉米期货合约和 玉米期货价格指数 Cindex 的日收盘价序列 Ft，以 及各期货合约对应时段的玉米现货价序列 St 进行 表中可见， 在 5% 显 ADF 单位根检验的结果如表 1。 著水平下， 选取的所有单个期货合约和期货价格指 数日收盘价序列， 以及各期货合约对应时段的玉米 现货价序列均存在单位根， 这些序列的一阶差分序 列 ΔFt 和 ΔSt 均不存在单位根。 这说明无论期货价 还是现货价均为非平稳序列， 它们的一阶差分序列
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中国玉米期货与现货价格关联波动 实证分析
□陈标金
[摘
邹海荣
要 ] 中 国玉 米 期 货 市 场 单 个合 约 的 套 期保 值 与 价 格 发 现 效 率 不高 ， 但 反 映 总 体价 格 预 期 的 玉 米 期 货 价 格 指 数 具 有 较 高 的 套 期保 值和价 格 发 现 效 率 ，玉 米 期 货 指 数化组 合 套 期保 值 策 略 可 以 提 高 套 保 效果; 玉 米 现 货 价对 利 好 消息 反 应更 加 敏 感， 具 有 易 涨 难 跌 特 性， 玉 米 期 货 价 格 指 数 对 消息 的 反 应基 本 是对 称 的， 两个市 场 价 格 之间的 日 间 波 动 不 存 在 显著 的相 互 影响 ; 玉 米 现 货 价 格 与期 货 价 格 指 数 之间的基 差 约 束 着 现 货 价和 期 货 指 数 的 形 成与 波 动，当 基 差 偏 离 其 长 期 均值时 ， 会 牵 引 现 货 价 作 出 同 向 变 动， 并使 现 货 价 波 动性 增 大， 同时 抑制期货 价格指 数的变 化和波动 。
[2] [3] [4]
有因果关系， 玉米期货市场一定程度上发挥了价格 刘晓宁、 王骏 [ 6 ] 、 王丽娜、 陆迁 发现功能。房瑞景 [ 5 ] 、
[7]
等发现中国玉米期货市场价格发现功能与美国
玉米期货市场相比存在明显的差距， 主要是美国玉 米期货价格引导中国玉米期货价格 。 现有文选大多 采用 ADF 单位根检验、 Johanson 协整检验、 Granger 因果检验、 Garbade － Silber 模型和有向无环图等对 玉米期货价连续序列进行实证分析，利用 GARCH 模型对中国玉米期货市场与现货市场的价格波动 关联关系进行实证分析的还很少见 。 本文拟选择单 个合约玉米期货价和玉米期货价格指数作为实证 对象， 采用 EC － EGARCH（ 1， 1） 模型检验玉米期货
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方程为： ln ( σ2s，t ) = ωs + InsIn ( σ2s，t － 1 ) + ( ψs | σs，t － 1 | + τs | σs，t － 1 | + θsIn ( e2t － 1 ) + νs σf，t － 1 ln ( σ2f，t ) = ωf + In ( σ2f，t － 1 ) + ( ψf | σs，t － 1 | + τs | σs，t － 1 | + θsIn ( e2t － 1 ) + νs σf，t － 1
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C0709、 C0809、 C0909、 C1009、 C1109 取自国泰安经 济金融数据库； 大连港玉米现货日平舱价序列来源 于中国玉米市场网。运用 Eviews6． 0 对这 9 条序列 基本统计特征的初步检验结果显示， 它们都表现为 一阶自回归过程，均存在条件异方差； 9 条序列的 一阶差分序列都有明显的尖峰特征， 不符合正态分 布， 期货价格日波动幅度的标准差明显大于现货价 格日波动幅度的标准差。 这表明玉米期货日收盘价 和现货价格序列均为非平稳序列。 ( 三 ) 实证 分析方 法 为了尽可能全面地检验玉米期货价格指数和 单个合约玉米期货价与现货价之间的变动关系， 本 文首先对各序列进行了 ADF 检验以进一步确认序 列 的 平 稳 性 ； 然 后 ， 利 用 Johansen 协 整 检 验 、 Granger 因果分析检验了玉米期货价格指数和单个 合约玉米期货价与现货价之间的长期均衡关系和 因果引导关系， 以判断玉米期货市场的套期保值与 价格发现效率； 然后，利用双变量 EC － EGARCH ( 1，1 ) 模型对存在协整关系的期现货价格序列进行 了波动溢出效应分析。 对于存在协整关系的玉米期货价格序列 Ft 和 可以用 Ft 对 St 进行回归， 玉米现货价格序列 St， 有 St = α + βFt + e t， 其中 α 和 β 为回归系数， et ～ I ( 0 ) 为协整残差 。 协整残差项包含了基差变动的信 息， 可能对期现货价格的形成具有预测能力 。 考虑 到 EGARCH 模型能很好地分析价格波动 对信息 的不对称反应和价格波动的集聚性， 可以将协整 残差项作为解释变量分别引入期货价格和现货价 格的条件均值方程和条件方差方程， 构建刻画期 货价格与现货价格之间波动关系的双变量 EC － E以考察期货市场与现货市场之间的 GARCH 模型， 动态波动关系 [ 8 ] 。 基于期货价和现货价序列都有 一阶 自回归 特性 ， 构 建双 变量 EC － EGARCH（ 1 ， 1 ） 模型以分析存在协整关系的期现货价格序列之 间的波动溢出效应 。 双变量 EC － EGARCH（ 1，1） 模型的条件均值 方程为： St = αs + βsSt － 1 + γet － 1 + εs，t （ 1） （ 2） Ft = αf + βfFt － 1 + γet － 1 + εf，t 双变量 EC － EGARCH（ 1，1） 模型的条件方差