国内外期货价格与国产现货价格动态关系的研究——基于DCE和CBOT大豆期货市场与国产大豆市场的实证分析，本文主要内容关键词为：大豆论文,期货市场论文,实证论文,现货论文,期货价格论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F830.9文献标识码：A
一、文献回顾及问题的提出
国内外期货价格与国产现货价格之间的动态关系反映了期货市场的运行效率。如果一个期货市场的运行是有效率的，它就应该表现为本国期货价格与国际期货价格以及国产现货价格之间长期互动的关系，进而具备良好的商品价格发现功能。Lai与Lai(1991)研究得出“存在协整关系是市场效率的一个必要条件”的结论。研究三者之间的关系无疑也有着重大的理论与现实意义。国内外学者对本国与国外期货价格及现货价格的关系方面进行了大量的研究工作。如Bigman,Coldfrab与Schechtman(1983)运用线性回归方法检验了芝加哥期货交易所(CBOT)小麦、玉米与大豆期货价格与其现货价格的长期关系问题。Booth,Brockman与Tse(1998)研究发现，芝加哥期货交易所(CBOT)与加拿大温尼伯商品交易所(WCE)的小麦期货价格之间存在协整关系，并且是CBOT单方面引导WCE的期货价格。而 Fortenbery,Zapata(1993)对美国北卡罗莱纳州的大豆市场价格与CBOT的期货价格关联情况进行了研究，结果表明它们之间存在长期协整关系。而我国学者华仁海(2005)分别对上海期货交易所(SFE)的铜、铝及橡胶三种商品的期货价格与其现货价格进行研究提出它们都是长期均衡且互为因果的关系。杨朝峰等人(2005)在对上海期货交易所(SFE)的铜与铝两种商品期货价格与现货价格的关系进行研究后得出：尽管它们的期货与现货价格是长期互动的，但期货价格只是单向的引导现货价格。华仁海 (2004)对大连商品交易所(DCE)的大豆、郑州商品交易所(ZCE)的小麦及上海期货交易所(SFE)铜、铝四种商品的国内期货价格与美国芝加哥期货交易所(CBOT)的大豆及小麦、英国伦敦商品交易所(LME)的铜及铝的国际期货价格进行了向对应的研究得出：除去小麦以外的三种商品的国内期货价格与国际期货价格都保持了长期均衡的关系。
总结前人研究有如下特点：首先，从研究模式来看基本都是基于两者间长期关系的研究，这种方法的优点是简单直观的表达了所要研究对象的关系，但是期货市场是多种因素相互作用影响的复杂系统，该研究模式也存在过于简化的问题。其次，从方法论看，早期研究文献中大多采用的线性回归的方法，但期货市场间的因果关系是相互影响，相互作用的复杂关系，确定变量间的因果关系是非常困难的。近期开始运用的长期关系协整检验多是Engle与Granger提出的基于协整回归残差的EG两步法检验，而 Kremers(1992)对EG两步法的协整检验提出批评，他指出由于EG两步法是一种基于残差的协整检验，它附加了“公共因子约束”而降低了检验的势。Johansen与Juselius在VAR动态模型基础上提出运用最大似然估计法进行多元协整检验的统计方法则可以避免以上情况的出现情况。本文运用VAR多变量动态系统以及以此为基础的Johansen多元协整检验及向量误差修正(VEC)模型来解决以下问题： (1)国内外期货市场与国产现货市场三者间价格的联系是否紧密？(2)如果三个市场间的确存在联系，它们具体表现为怎样一种相互作用、相互影响的关系？(3)一个市场价格变动是否能够用另外的市场价格变动来解释？
二、样本数据及变量
本文采用的数据样本区间为1998年9月1日至2002年12月30日。大连商品交易所(DCE)与芝加哥商品交易所(CBOT)大豆期货每周价格数据是从富远期货行情分析软件收集得到。我国大豆现货价格是采用的大连港国产东北黄大豆的每周报价，数据源于中国粮油商务网(http://www.fao.com.cn)。需要说明的是由于CBOT大豆期货合约交割月份为1、3、5、7、8、9、11，而DCE的交割月份为 1、3、5、7、9、11，所以本文统一为1、3、5、7、9、11月份的期货合约作为代表，又由于期货价格在将来的一定时间到期从而难以构成一个连续时间序列，本文采用在两个期货市场上用最近期月份合约连结成连续的期货合约，即在最近期月份进入交割月份后，选择下一个最近期月份的期货合约（之所以不采取交割月的数据，主要是克服交割月期货价格变动的异常性）。又由于国内外期货市场节假日不太一致造成某些交易日没有成交记录，为了保持数据配对，删除了非配对数据，这样得到三个市场的配对数据216个。而为了研究方便，将三个价格时间序列表示如下：大连大豆期货价格序列为dlep；芝加哥期货价格序列cbotep；大豆现货价格序列为dbsp。然后观察三个时间序列图形如图1（图略，见原文）。从图1中我们可以大体观察到三者的长期走势是相似的，具体到某一阶段也可以看到它们有一些背离。
为了降低三者的异方差本义对它们进行对数化处理，分别记为：lgdl,gcbot以及lgdb。然后采用 Eviews5.1软件对三个序列的数据进行单位根的检验，检验结果见表1（表略，见原文）。
表1中的△表示一阶差分，从表1中可以知道三个序列末差分前均为非平稳的；而在一阶差分以后均为平稳过程。从而判定它们都是I(1)序列。
三、模型与方法
Sims于1980年提出了向量自回归(VAR)模型，该模型是用模型中所有的当期变量对所有变量的若干滞后变量进行回归。VAR模型用来估计联合内生变量的动态关系，而不带有任何事先约束条件，体现了“一视同仁”的思想。假设
是一个N×1阶的时间序列向量，
，则k阶VAR模型的具体表达公式为：
四、实证分析
（一）VAR与VEC模型分析
将该模型应用在本文中，首先建立lgdl,lgcbot,lgdb三者的VAR动态的系统模型来进行初步的三者长期影响关系问题的研究，而这里首先要确定VAR(k)中的滞后期k，k的确定依据SIC与AIC的判定准则。由于在一期滞后时三者的VAR模型的SIC与AIC最小，因此可以得到VAR(1)可以最好的表达出三个变量间的关系。从而得到模型表达公式如下：
从公式(4)的总体评价指标看：该模型的总体估计是不错的，而从表2（表略，见原文）可以看到各个方程的统计检验结果也是具有较高的拟合程度。该模型的表达形式在经济统计计量建模的角度看是较为成功的。VAR模型初步给出了三者组成的经济系统的相互作用影响的关系，我们可以看到三者间首先对自身有着较为强烈的作用机制。其次，三者间的关系也是表现为相互作用、相互影响的。但是VAR模型并不能深刻揭示三者间经济含义上的长期与短期间更为复杂的关系。这就需要运用VAR模型的协整系统的误差修正机制表达式，即VEC模型。
在建立VEC模型前，首先运用Johansen多元协整检验检验一下三者间的协整关系。由于lgdl,gcbot及lgdb都是I(1)序列。在此基础上我们进行Johansen多元协整检验，这里选择含常数而不含趋势项的情况得到表3（表略，见原文）。
表3的第一行是检验是否不存在协整关系。即原假设是三个序列之间不存在长期均衡关系的。我们可以看到在5%显著水平下的零假设r≤0被拒绝说明三者间存在协整关系。而表3的第二行的原假设是其中至少存在一个协整向量，而零假设r≤1不能被拒绝。同样在表3的第三行的其中至少存在两个协整向量的原假设r≤2也不能被拒绝。综上所述，这说明三者之间是存在一个长期稳定的协整关系，即长期均衡关系。其对应的在公式(5)协整模型中的协整参数矩阵β以及调整系数矩阵α的估计由表4 （表略，见原文）给出。
从表4我们可以看到：β对应的t值来看，lgcbot、lgdb均显著进入了协整关系，并且由于两个变量的β都是负值，所以也得知短期内VECM对总体的VEC模型具有良好的误差调整机制作用。同时，调节系数α的t值来看是十分显著的，这也说明了lgdl、lgcbot及lgdb的VECM在总的VEC模型中是显著成立的。VECM具体的表达公式为：
vecm=lgdl-0.8586lgcbot-0.1326lgdb(6)
表5（表略，见原文）是对VECM进行的单位根检验，从表5我们看到VECM已经是平稳序列了，这也验证了三个序列的长期协整关系是成立的。而VECM就是向量误差修正(VEC)模型的核心部分，因为它对变量长期均衡关系在短期内的偏离起到纠正调节作用。进一步得到向量误差修正模型VEC模型的表达公式为：
公式(7)的经济意义是，从历史与逻辑角度看期货价格与现货价格之间、国内外期货市场之间应该是统一的；存在长期均衡关系也是必然事情。首先，期货市场中的实物交割机制能够有效的保证现货价格与期货价格在长期保持均衡关系。其次，在不同的期货市场之间由于大量的投机者的存在，他们通过跨期套利等手段客观上使得价格趋于一致。再次，CBOT作为世界大豆价格的报价中心，这也促使国内外期货价格在长期内必须保持一致。这样，即使短期内有各种经济，政治甚至人为因素对期货市场造成一定的冲击出现国内外期货价格及现货价格三者向背离的情况，但长期时间内一定会得到纠正从而有长期均衡关系的出现。
（二）预测方差分解
1995年Hasbrouck提出在考察VAR模型时，可以采用预测方差分解方法研究模型的动态特征，其主要思想是把VAR系统中的每一个变量的波动按其成因分解为与各方程新信息相关联的几个组成部分，从而了解各个新信息对模型内生变量的相对重要性。在本文中由于价格的变动反映了市场对新信息的作用，因此，如果一个市场所占的信息份额相对较大，则说明这个市场吸收了更多的，市场信息，即在价格发现功能中发挥了更加重要的作用。我们将影响三个市场价格的方差进行分解，求出三个市场价格变动长期作用部分的方差来自于三个市场的比重，进而揭示哪个市场对资源配置更有效率的问题，即哪个市场在价格发现中局主导地位。具体结果见表6（表略，见原文）。
从表6的方差分解结果我们可以看到：大连期货价格在滞后期为1时，100%的来自于自身，此后尽管有降低，但最后稳定在79.87%，但是CBOT份额有着较为明显的上升，最后上升到19.03%，但现货市场的比例只有很少的1.1%。这说明对大连大豆期货价格发现功能而言，大连期货市场本身处于主导地位，而CBOT也起到较为明显的作用。而对于CBOT期货价格而言，滞后期为1时，92.72%来自于自身，然而到了滞后期为100时则是下降为33.35%，与此形成鲜明对比的是大连期货价格对 CBOT价格的发现功能从滞后期为1时的7.28%上升到滞后期为100时的66.36%。这说明大连期货价格对CBOT期货价格起到引导作用。对于我国国产大豆价格来讲，它的滞后期为1时有97.95%，到后来下降为79.83%，上升最大的是大连期货价格，上升为13.03%，而丈连期货上升为15%左右，而 CBOT也有一定程度的上升，大约5%左右。
综上所述，预测方差分解的经济含义为大连大豆期货市场在大豆长期价格发现功能方面发挥了主导作用，它对大豆商品的资源配置能起到极其重要的作用。国产大豆现货价格对自身有较好的发现价格功能，也具备了一定的对期货价格发现功能。因而是国内期货价格长期引导国际期货价格，国内现货价格对期货价格也具有一定的引导作用，但该引导作用并不是太强。
五、结论与启示
基于1998～2002年国内外期货大豆价格以及国产大豆现货价格的统计数据本文建立三者的VAR动态系统模型以及向量误差修正(VEC)模型，以此为基础运用Johansen多元协整检验和预测方差分析考察了三者间长期均衡关系以及相互引导的关系。实证分析表明：
首先，我们发现大连期货价格，CBOT期货价格以及国产大豆现货价格三者都是非平稳序列，但经过一阶差分以后可以实现平稳，即三者都是一阶平稳序列。
其次，大连大豆期货价格与美国CBOT期货价格以及我国国产大豆现货价格三者间存在长期均衡关系，短期内的价格背离现象可以通过三者间的内在调节机制予以纠正，这表明我国期货市场已经形成价格自我约束机制，期货市场对资源的配置是有效率的。但为了使得价格自我约束机制更为有效，一方面就要在加强监管，防范风险的基础上进一步推进我国期货市场及现货市场的开放性，更大程度上实现与国际接轨。另一方面期货交易所还应该加强上市合约的设计研发工作，增强对期货与现货交割机制的研究与管理。
再次，我国期货市场，国际期货市场及国产现货市场三者相互作用，相互引导。我国大连期货市场在长期价格发现功能中居主导地位。这说明作为新兴期货市场，我国大豆期货市场的走势受到世界的日益关注，甚至对于CBOT期货市场也构成了巨大的影响。并且我国期货市场也具备了良好的价格发现功能。这要求国内外的农产品经营商在进行产品报价以及套期保值时，不仅要关注国际行情，同时也要高度关注我国期货市场的行情变化情况。而国产大豆市场表现的价格发现功能不强首先是由本文的研究对象决定的。一方面本文选取的国产大豆价格并未包括进口大豆价格，而国产大豆价格首先是国内的供求关系决定的。另一方面目前国内农户参与期货交易程度较低。这表现了我国期货市场与国际发达期货市场的差距。如何大力发展国内农产品经营商进入期货市场进行套期保值规避风险是需要监管部门引起重视的问题。