浅析我国小麦和大豆期货市场价格发现功能的实证探讨

　  本文采用的期货价格是周数据，为了与单数月份的现货价格相匹配，针对上述两个问题采取间隔取样的解决办法，即在期货价格上只在单数月份或偶数月份取样，每月严格只选4个数据点，每年共6个月份24个数据点。为了保证统计检验的严谨性和增强其说服力，所以选取了两组期货价格，并用这两组价格分别与期货合约到期月份（即期货合约交割月份）的现货价格匹配进行计量检验。其中一组期货价格是距离合约交割月份的4个特定交易日4周前的该份期货合约的价格，如此则每对期现价格的时间距离均为4周，另一组价格的时间距离是8周。与多数相关研究文献不同的是，本文采用的是期货合约的结算价，而不是收盘价。期货价格数据来源于郑州商品交易所和大连商品交易所的统计数据。
　现货价格的选择问题主要是受限于现货市场的特性而难以产生一个权威的价格。理论上最优的现货价格应该是与所交易期货品种同质的现货产品的全国市场平均价，但受限于统计制度的不完善和数据来源渠道较少，本文采取替代的办法。小麦现货价格，与强筋小麦期货价格相对应，采用的是菏泽、郑州、石家庄三地强筋小麦出库价的平均价。大豆现货价格，采用的是大连、哈尔滨、河南周口、山东博兴四地大豆现货市场报价的平均价格。现货价格数据来源于wind和易胜农产品现货数据库。
　　三、小麦期货价格发现功能的实证分析
　　小麦现货价格是从2008年9月4日开始，截止到2010年7月22日，共采集48个现货价格数据。与此相对应，分别采集了4周前和8周前期货价格数据各48个。小麦现货价格以SW表示，期货价格以FW表示，其中FW4和FW8分别表示4周前和8周前的期货价格。图4.1是三个时间序列的小麦价格数据的示意图，纵轴单位为“元/吨”。
　　表2的检验结果显示，在水平形式下，SW、FW4、FW8三个时间序列数据都不能拒绝存在一个单位根的原假设，而在一阶差分形式下，三个时间序列都能在很高的显着性水平上（概率几乎为零）拒绝存在单位根的原假设。检验结果表明，三个时间序列均是一阶单整过程，满足进行协整分析的前提条件。
　　2.现货价格和期货价格之间的协整分析
　　通过对现货价格SW和4周前的期货价格FW4以及8周前的期货价格FW8分别进行协整性检验，考察分析小麦期货价格发现功能。
　　表4的检验结果显示，SW和FW8之间也不存在协整关系。
　　以上检验结果表明，小麦现货价格与4周前及8周前小麦期货价格均不存在协整关系，因此从计量意义上来看小麦期货市场不具备价格发现功能。
　　四、大豆期货价格发现功能的实证分析
　　大豆现货价格的数据从2008年5月1日开始，截止到2010年7月22日，共有56个现货价格数据。与此相对应，4周前和8周前期货价格数据也各有56个。大豆现货价格以SB表示，FB4和FB8分别表示4周前和8周前的期货价格。图2是三个时间序列的大豆价格数据的示意图，纵轴单位为“元/吨”。
　　1.变量的统计特征和平稳性检验
　　表6的检验结果显示，在水平形式下，SB、FB4、FB8三个时间序列数据都不能拒绝存在一个单位根的原假设，而在一阶差分形式下，三个时间序列都能在很高的显着性水平（概率几乎为零）上拒绝存在单位根的原假设。检验结果表明，三个时间序列均是一阶单整过程，满足进行协整分析的前提条件。
　　2.现货价格和期货价格之间的协整分析
　　SB和FB4之间进行Johansen协整检验的结果如表7所示。
　　从公式（1）的协整方程来看，协整系数为0.9233，系数的t统计量为18.71，非常显着。公式（2）则表明，4周前的期货价格可以由到期后的现货价格乘以一个为1.0831的系数再减去一个值为160.34的常数来得出。
　　SB和FB8之间进行Johansen协整检验的结果如表8所示。
　　表8显示，大豆现货价格和8周前期货价格在1%的显着性水平上能够拒绝“不存在协整方程”原假设，而在5%显着性水平上能够拒绝“至多存在一个协整方程”的原假设。由于只有两个随机过程，所以不可能存在一个以上的协整方程，所以我们只接受存在一个协整方程的检验结果。协整方程如公式（3）或公式（4）所示。
　　当滞后期为2期和4期时，检验结果显示都能在高于1%的水平上拒绝“SB不是FB4的格兰杰原因”的原假设，而不能拒绝“FB4不是SB的格兰杰原因”的原假设。当滞后期为6期时，检验结果表明两者互不为因果关系。由于后文的误差修正模型检验表明，SB和FB之间当滞后期大于2时进行检验所得滞后项的系数均不显着，也就是表明滞后期更长时，滞后项对被解释变量的影响不明显。因此在这里笔者接受前两项的格兰杰因果关系检验结果，即认为在大豆期货市场上，4周后可能会发生的现货价格变动是4周前期货价格变动的原因。
　　对SB和FB8之间进行Granger因果关系检验的结果如表10所示。
　　表10显示，滞后期分别为2期、4期、6期时，所得检验结果都表明能在很高的显着性水平上拒绝“SB不是FB8的格兰杰原因”的原假设；当滞后2期时，可以在5%水平上拒绝“FB8不是SB的格兰杰原因”，表明8周前期货价格可能是到期后现货价格变动的原因，但另两个滞后期的检验不能拒绝“FB8不是SB的格兰杰原因”。综合来看，我们接受8周后可能会发生的大豆现货价格变动是8周前期货价格变动的原因这一结果。
　　从对大豆现货价格和期货价格进行的两组序列的格兰杰因果关系检验中可以得知，我们可以接受大豆现货价格变动是期货价格变动的原因，这初步表明了大豆期货市场在价格发现功能上是有效的。
　　4.现货价格和期货价格之间的误差修正模型方程
　　由于是大豆现货价格引导期货价格，因此在误差修正模型中以期货价格为被解释变量。下面的公式（5）是大豆现货价格SB与4周前期货价格FB4之间的误差修正方程。
　　式中的ECM项是式公式（2）的变形（FB4—1.0831*SB + 160.34），代表了由长期协整关系而得来的误差修正项。由公式（5）可以看出，当期的期货价格变动（△FB4t）主要受上期的误差修正项（ECMt-1）和上期现货价格（△SBt-1）的影响，系数-0.3974和0.5134的显着性程度较高。如果上期的期货价格偏离协整关系，则在本期就可以回调39.7%，从而保证期货价格和现货价格之间的长期均衡。上期期货价格变动（△FB4t-1）的系数不显着，说明其对当期期货价格变动的影响不明显。