我国大豆期货价格与现货价格关系的实证分析

摘 要：现如今我国期货市场的发展较为迅猛，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。期货价格是投资者出于自身预期所能接受的价格，它与现货价格息息相关，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，目的通常是进行套期保值。而现货价格也受到期货价格的影响，由于期货具有价格发现的功能，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。本文首先对二者关系做了趋势分析，发现其波动幅度非常相似，其次进行了协整检验，发现它们的一阶残差序列具有协整关系，接下来利用误差修正模型得出具体的模型，说明一方的变动会影响另一方一定程度的变动，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。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，但是相互之间的影响力度比较小，均受自身的影响较大。

关键词：期货价格;现货价格;误差修正模型;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。大豆是我国起源较早的农产品，其丰富的蛋白质含量体现其应用价值较高，不仅可以榨油，也可作为饲料，同等水平下与其他农作物相比需要较少的土地。综上，大豆在我国有着非常广阔的应用领域。与此相对，大豆期货也是我国最早推出的商品期货品种之一，最早可以追溯到1993年，历史悠久、交易稳定并且这些年得到了迅猛发展。所以，研究大豆期货与现货价格之间的关系一直是热议话题，能够丰富期货市场理论。

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，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，这为我们对期现货价格建立模型奠定了基础。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，证实了期现货价格互相为对方的成因。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。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，整个市场效率并不是很高。

我国大豆的需求量极高，仅凭自己种植远远满足不了使用需求，所以需要向国外大量进口大豆，作为生活依赖度很高的农作物，其两个不同市场的价格波动都值得我们好好关注。因此，本文从探究二者关系的角度入手，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，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。

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，至今此期货市场已经发展了二十几年，交易量和交易规模都增加了许多，但是同国外发达国家相比仍存在着些许不足。一个期货市场是否成熟主要依据其功能是否有所发挥，期货价格是基于投资者心理预期形成的，能够反映出现货真实价格以及供求关系，是能够引导现货市场的存在，所以，期货价格一般情况下变动要早于现货价格，变动的方向和程度也一致。所以，本文利用期現货价格数据来进行走势分析。

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），然后剔除数据缺失和日期无法匹配的数据组，最终可以得到2408对期现货价格日数据，数据均来自Wind数据库。

绘制出期现货价格变动趋势图如图1所示，可以看出我国大豆期现货价格变动趋势大致相同，但波动幅度在某些年份略有差距。在2011—2012年以及2014—2017之间，大豆期货价格未能很好地锁定大豆现货价格，说明大豆期货的价格发现功能在一定的时期内显著，在另一些时期内不显著。同时也能看出期货价格的变动通常早于现货价格的变动，但提前的时间并不是很多，说明了期货价格的引导功能未能完全发挥出来。因此，我们可以提出假说，期货价格能够引导现货价格，指明其变动趋势，但这种引导关系在长期内并不明显。

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，所以我们为了保证时间序列的平稳性，对二者均取对数形式，再对其进行相互关系的探究。这样便可得到lnSP以及lnFP两组时间序列，这样也能在一定程度上消除异方差给模型带来的影响。本文提及的大豆期现货价格均是以对数形式表示的，但用对数形式不能完全保证数据的平稳性，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。

（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，通过判断单位根的有无来证明是否能进行下一步的检验。

我们利用EVIEWS软件选择适当滞后期的检验结果如表1所示，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，是平稳序列，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。

（二）协整检验

我们首先用最小二乘法对lnFP一阶差分以及lnSP一阶差分进行回归，然后可以得到一个残差序列，若二者能够通过协整检验，即具有长期均衡关系的话则需要此残差序列能够通过ADF检验，是平稳序列。

根据表2回归结果，我们可以写出回归方程，其中ε为残差序列：

其中的经济含义是在其他条件不变的情况下，期货价格平均增长100%，现货价格平均增长96.17%。说明长期内，现货价格受到期货价格的影响并且随着期货价格而有所变动。

（三）因果关系检验

长期均衡关系只是代表着二者在很长一段时间内基本按照相同方向相同程度进行变动，均衡并不代表互为因果关系，本文的目标是证明大豆期现货价格之间是互相影响的关系，所以要进行格兰杰因果检验，来判断二者是否是双向影响。

我们首先对滞后阶数进行判断，依据AIC值、SC值等指标进行比较，得出最佳的滞后阶数为2，然后进行格兰杰检验，根据表3结果可以看出大豆期现货价格互相是对方的成因，不仅期货价格对现货价格有所引导，现货价格反过来也促进了期货价格的形成，其原因大概是投资者在对未来价格进行预期时会基于过去价格的参考。

（四）误差修正模型

经由以上探究可以得出大豆期现货价格之间存在着长期的均衡关系且双方互为因果，接下来将探究当短期内的变量出现变化的时候，整个模型是如何自我调整从而达到长期均衡，即当大豆期货价格在短期内出现波动的时候，大豆现货价格将如何变动以重新达到均衡。利用残差序列作為误差修正项从而得到新的均衡模型，结果如下所示：

可以看出现货价格的变动不仅受到长期均衡影响，同时也受到期货价格短期波动以及二者滞后项的影响。由系数可知，当短期内期货价格上升1%，则会引起长期内现货价格上升0.0401%，也可以看出二者变动的方向一致，但是变动的幅度相差很大，说明期货价格的变动只在很小的程度上影响了现货价格的变动，此传导的后果不佳。误差修正项系数显著为负，数值为-0.0132，具有反向调整的功能，即当期货价格出现波动继而离开均衡状态时会受到反向作用力，将其重新调整至均衡状态，但可以看出这个系数很小，给予的调整力度很小，调整速度也较慢，调整效率较低。

（五）方差分解

由表4 可以看出，随着期数的增加，期货价格变动受到自身影响的程度逐渐减少，从第一期的100%降至第十期的99.96%，但仍然维持在一个很高的水准，而期货价格受到现货价格影响的程度从最初的无影响上升至0.04%，虽有影响但非常微弱。现货价格受到自身的影响从最初的98.83%下降至第十期的92.77%，下降幅度较期货价格受自身影响变化程度较高，而现货价格受到期货价格的影响从最初的1.17%上升至最终的7.23%，可以得出期货价格的变动对现货价格变动有一定程度的影响。在我国的大豆市场中，期货市场所占信息份额为53.60%，现货市场所占的信息份额为46.40%，期货市场的引导作用要更高。

由此可以看出，大豆期货价格和现货价格均是受自身的影响较高，期货价格受到现货价格影响的程度极为微弱，而现货价格受期货价格变动的影响程度较高，但二者仍受到一定程度的对方影响，与格兰杰检验的结论一致，并且期货市场起主导作用。

四、 结论

由协整检验以及格兰杰检验可以证明我国期现货价格之间存在着长期均衡关系，期货价格平均增长100%引起现货价格平均增长96.17%。同时，它们互为因果，其中一方的变动均会导致另一方的变动，存在着双向引导关系，与前文理论相一致，它们互为基础。

同时通过方差分解模型能够判断出它们互相影响以及自身影响的具体程度多少，二者均受自身影响较高，期货价格自身贡献度为99.96%，现货价格自身贡献度为92.77%，均受对方影响较低，期货价格受到现货价格影响的程度为0.04%，而现货价格受到期货价格的影响程度为7.23%，得出我国大豆现货价格对期货价格的影响力度有限。

最后通过计算出两个市场所占的信息份额可以说明两个市场各自的引导能力，我国期货市场起主导作用，但各自的效率仍有待提高，我国期货市场的价格发现功能需要进一步得到提高。

参考文献：

[1]严太华，刘昱洋.我国商品期货价格与现货价格协整关系的实证研究[J].预测，1999（5）.

[2]刘庆富，王海民. 期货市场与现货市场之间的价格研究——中国农产品市场的经验[J].财经问题研究，2006（4）.

[3]刘凤军，刘勇. 期货价格与现货价格波动关系的实证研究——以农产品大豆为例[J].财贸经济，2006（8）.

[4]刘凯，穆月英.中国大豆期货价格与现货价格关系实证分析[J]. 农业展望，2017（8）.

作者简介：

张薇薇，女，安徽芜湖人，南京财经大学金融学院硕士，研究方向：公司金融。