基于VAR模型的大豆期货与现货价格分析

罗晓晨，袁庆禄，杜　辉

(信阳师范学院 经济学院，河南 信阳464000)



基于VAR模型的大豆期货与现货价格分析

罗晓晨，袁庆禄，杜辉

(信阳师范学院 经济学院，河南 信阳464000)

摘要：利用大连商品交易所2014年黄大豆价格数据，通过VAR模型探索大豆期货、现货价格平稳性，用Johansen协整检验分析大豆期货、现货价格的协同性，用格兰杰检验分析期货、现货价格的因果关系，并根据实证结果提出促进我国大豆期货市场和现货市场发展的建议。

关键词：VAR模型；大豆期货；协整性

本文意欲用VAR模型与Johansen协整检验对大豆期货价格和现货价格是否具有协整关系进行分析，之后再运用格兰杰因果检验大豆期货价格和现货价格的关系。

1数据及研究方法

1.1数据选择

大豆现货市场数据的可获得性较强。本文以大连商品交易所2014年1月2日到2014年12月31 日的黄大豆1号期货合约日结算价(单位：元/吨)和同期大豆现货价格(单位：元/吨)为实证分析样本，剔除无交易日，共得到237个样本。

1.2研究方法

1.2.1VAR模型VAR模型是一种常用的向量自回归模型。该模型可以考虑前 k个交易日的大豆期货和现货的价格对当前交易日价格的影响。令常数为唯一外生变量，建立VAR模型：

Yt=C1Yt-1+C2Yt-2+…+CpYt-p+BXt+εtt=1,2,…,T

(1)

1.2.2Johansen协整检验模型利用协整检验对大豆期货市场价格(Y：qh)与现货市场价格(X：xh)是否存在长期均衡关系进行分析。对VAR模型采用协整似然比方法进行秩检验：

(2)

λmax=-Tlog(1-λr+1)

(3)

其中：T为观察期数量，λi为第i大的特征值。

1.2.3格兰杰因果关系模型格兰杰因果关系检验主要是检验两序列是否存在因果关系。现实中因果关系通常具有单、双向性不能确定，这就要求做两个回归：

(4)

(5)

2实证研究结果

2.1大豆期货价格与现货价格平稳性检验

以样本序数为横坐标，价格为纵坐标(单位：元/吨) 得到大豆期货、现货价格时间序列走势图(见图1)。大豆期货价格的变动有领先与现货价格的波动的趋势。经计算，大豆期货、现货价格相关系数高达0.971494，t统计量值389.3458，P值为0.0000，可知大豆的期货、现货价格具有较好的相关性。

图1　大豆qh与xh走势图

现货价格(xh)与期货价格(qh)都是带有趋势的非平衡序列。既要分析大豆期货、现货价格的长期均衡又需要检验两者间的引导关系，需检验序列平稳性。首先对滞后期阶数进行判断，滞后期由LR统计量、FPE统计量、AIC信息准则、SC准则、HQ准则评价结果决定，检验得出该VAR模型滞后期为1阶比较合理。滞后期如此之短，足见期货价格对现货价格反映较快速。

建立VAR模型：

XH = C(2，1)*QH(-1) + C(2，2)*XH(-1) + C(2，3)

QH = C(1，1)*QH(-1) + C(1，2)*XH(-1) + C(1，3)

VAR模型估计结果：

XH = 1.00916334996*XH(-1) + 0.0134656877759*QH(-1) - 103.317983788

R2= 0.994396F统计量= 20673.88

QH = - 0.0674248236701*XH(-1) + 0.956632683412*QH(-1) + 501.45206283

R2= 0.931345F统计量= 1580.397

在样本范围内，可决系数R2=0.931345，说明VAR模型能很好地预测被解释变量，在滞后期为一阶的情况下，现价与期价相互影响。虽然拟合效果不错，但拟合效果并不完美，原因可能有三个：一是我国大豆期货、现货价格受国际影响较大，二是滞后期的选择对VAR模型估计有影响，三是统计数据可能存在误差。

表1　VAR模型全部特征根

由表1，VAR模型的全部特征根都小于1，可以断定该模型是一个平稳系统。

2.2大豆期货价格与现货价格Johansen协整性检验

用带有常数项的Johansen协整模型检验大豆的期货、现货价格之间是否存在协整关系，结果见表2：

表2　大豆期货现货价格协整检验结果

由迹统计量和最大特征值统计量可以看出：r=1没有被拒绝，大豆的期货、现货价格存在协整关系。可见大豆期货价格是现货价格的无偏估计量，具有价格发现功能，市场运行有效。

2.3大豆期货价格与现货价格格兰杰因果检验

协整检验只能考察变量间的相关关系如何，但不能准确说明期货、现货价格的因果关系。理论上，大豆期货价格若高于现货价格，会引导投资者在现货市场进行购买，在期货市场出售，逐渐使期货、现货价格持平，同理，现货价格高会引起投资者在现货市场买入而在期货市场卖出，最后两价格逐渐持平。为解释两者之间因果关系，有必要对两变量进行因果检验，检验结果见表3。

表3　大豆期货现货的格兰杰因果检验

可见，两变量关系不是单向而是双向的，期价引导现价变化，现价也引导期价变化，检验结果与前述理论一致，即大豆期货价格与现货价格之间的影响是相互的，大豆期货、现货价格存在双向引导关系(显著水平5%)。

3结论与建议

本文利用2014年全年237个交易日有效数据，用VAR模型估计、Johansen协整性检验与格兰杰检验得出以下结论：第一，大豆的期货、现货价格间存在协整关系，并有长期均衡关系。大豆的期货、现货市场均扮演着重要的价格发现角色[1]，期货价格对最后交割日的现货价格有良好的预期作用。第二，大豆VAR模型滞后期较短，传导较快，期货价格变动能准确地反映未来现货市场供求关系变动[2～4]，市场运行有效，市场机制较为成熟。第三，大豆期货、现货价格间引导关系是双向的。在双向引导作用下，越是接近期货合约的月份，现价与期价越是趋于吻合。

根据上述结论提出以下建议：第一，鉴于大豆期货、现货价格的协整关系，我国有必要推进期货公司的发展，同时要完善大豆现货市场体系。期货、现货市场的相关性应进一步增强，一则可以增强抵御国际期货市场冲击的能力，二则对维护经济安全有重要作用。第二，通过短期储存调节，调控当期大豆价格变化，稳定国内大豆价格，应对国际相关期货价格影响。关注大豆现货价格即时变动亦可以指导投资者对大豆商品期货投资并降低投资风险。第三，因大豆期货、现货价格存在双引导关系，发展与完善我国大豆期货市场变得尤为重要。由于大豆安全性问题引起价格异常变动增多，需加强对现货市场的监管。我们可以对规律是不是具有普遍性进行深一步的探索，运用规律提高市场运行效率和安全水平，减少投资者风险，帮助市场监管者有效监管市场。

参考文献：

[1]华仁海，仲伟俊.对我国期货市场价格发现功能的实证分析[J].南开管理评论，2002(5):57-61.

[2]王志强，徐亚范，朱丽红.大连商品交易所市场有效性检验[J].财经问题研究,1998(12)：54-56.

[3]唐衍伟，陈刚，张晨宏.我国期货市场的波动性与有效性——基于三大交易市场的实证分析[J].财贸研究，2004(5):16-22.

[4]徐剑刚.我国期货市场有效性的实证研究[J].财贸经济，1995(8):14-19.

(编辑：唐芳)

收稿日期：2016-02-08

作者简介：罗晓晨(1991—)，女，河南信阳人，硕士研究生，研究方向：政治经济学.

中图分类号：F224

文献标识码：A

文章编号：2095-8978(2016)03-0041-03

Analysis of Futures and Spot Price of Soybean Based on VAR Model

LUO Xiao-chen, YUAN Qing-lu, DU Hui

(School of Economics, Xinyang Normal University, Xinyang 464000, China)

Abstract：This article processes the data of Chinese soybean futures and spot prices , and using VAR model to search the stability of them. Through Johansen co-integration test, this article analyzes the collaboration of futures and spot prices. Through the Granger causality test to analysis futures prices of soybean futures，the leading relationship of the spot prices and bi-directions. According to the empirical results, this article puts forward solutions to promote the development of China's soybean futures and spot market function.

Keywords：VAR model; soybean futures; co-integration