我国大豆期货价格与现货价格关系的实证分析
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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 wk.baidu.com３.４３２９ －２.８６２５９ －２.５６７３
接受
续表
变量 ＡＤＦ 检查值
ｌｎＦＰ 一阶 差分
ｌｎＳＰ
ｌｎＳＰ 一阶 差分
－４６.２５６７ －１.５２１６ －１.９６８９
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
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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
ＡＤＦ 检验的临界值
１％
５％
１０％
－３.４３２９ －２.８６２５９ －２.５６７３
－３.４３２９ －２.８６２５９ －２.５６７３
－３.４３２９ －２.８６２５９ －２.５６７３
检验结果
拒绝 接受 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
变量 ＡＤＦ 检查值
ＡＤＦ 检验的临界值
１％
５％
１０％
检验结果
ｌｎＦＰ
－１.９６８９ wk.baidu.com３.４３２９ －２.８６２５９ －２.５６７３
接受
续表
变量 ＡＤＦ 检查值
ｌｎＦＰ 一阶 差分
ｌｎＳＰ
ｌｎＳＰ 一阶 差分
－４６.２５６７ －１.５２１６ －１.９６８９
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
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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
ＡＤＦ 检验的临界值
１％
５％
１０％
－３.４３２９ －２.８６２５９ －２.５６７３
－３.４３２９ －２.８６２５９ －２.５６７３
－３.４３２９ －２.８６２５９ －２.５６７３
检验结果
拒绝 接受 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