劉 宏

（北京物資學院經(jīng)濟學院，北京市 101149）

一、我國鋼材市場概況

2009年，鋼材市場可謂是不平靜的一年，首先是受關閉了9年之久的鋼材期貨再次上市的影響；二是受中國經(jīng)濟復蘇信號不斷明朗與內需拉動的影響；三是受國家發(fā)展和改革委員會調控鋼鐵產能和實施兼并重組政策預期的影響等等。受以上多種因素影響，鋼材市場價格大幅波動。以蘭格鋼鐵網(wǎng)北京地區(qū)Φ25mm螺紋鋼為例，2009年6月到2009年10月，從6月15日低谷至8月7日高峰，40個交易日價格漲幅達到35%；8月7日后價格開始下跌，至9月9日，24個交易日價格下跌31%；[1]9月9日后，價格有一定幅度上漲，但漲幅不大，螺紋鋼一直在3800元/噸以下波動。自鋼材期貨推出至年末，該品種價格振幅超過48%。2010年2月鋼材價格開始啟動，2月1日Φ25mm螺紋鋼價格為3790元/噸，至4月21日，每噸上漲1010元，漲幅為26.65%；之后開始下跌，至7月19日，每噸下跌820元，跌幅為17.08%；7月19日后價格一路攀升，至2010年末升至4700元/噸，漲幅為18.09%。2010年全年該品種價格振幅近28%。

由以上情況可見，2010年我國鋼鐵市場價格較2009年平穩(wěn)，但仍有較大幅度的波動，鋼材上下游企業(yè)和經(jīng)銷商的盈利水平難以穩(wěn)定。那么，鋼材價格的大幅波動與鋼材期貨推出是否有關？鋼材期貨是否是導致鋼材價格大幅波動的主要原因？本文通過實證分析，論證鋼材期貨價格與現(xiàn)貨價格的相互引導作用以及鋼材期貨對現(xiàn)貨價格大幅波動的影響。

二、數(shù)據(jù)選取及處理

本文以在我國上海交易所交易的兩種鋼材交易品種螺紋鋼和線材為研究對象，期貨數(shù)據(jù)由于不具有連續(xù)性，所以選取最近月合約的方法得到連續(xù)價格。由于螺紋鋼期貨在2009年3月27日才在中國上市，加之螺紋鋼200909是首個合約，按照最近月合約的原則，2009年8月選取螺紋鋼合約200909的數(shù)據(jù)，直到螺紋鋼合約200909的最后交易日；按照同樣的方法，從9月15日起，數(shù)據(jù)以螺紋鋼合約200910為樣本，直到10月15日，以此類推，得到2009年8月17日到2010年12月30日的日數(shù)據(jù)（按照我國螺紋鋼合約設計，螺紋鋼合約最后交易日一般為合約交割月份的15日，遇節(jié)假日順延）。線材期貨數(shù)據(jù)的獲得同螺紋鋼一樣，研究時間跨度同樣為2009年8月17日至2010年12月30日。

現(xiàn)貨價格選取蘭格鋼鐵網(wǎng)北京市場數(shù)據(jù)。螺紋鋼期貨交割品級包括Φ16mm、Φ18mm、Φ20mm、Φ22mm、Φ25mm等5種規(guī)格，線材期貨交割標的為Φ8mm線材，在以上可交割的螺紋鋼規(guī)格中，通常情況下，以上規(guī)格的螺紋鋼價格相等或相近，如果不等的話，直徑大的價格略低。如2010年12月30日，Φ25mm螺紋鋼的價格為 4700元/噸，Φ16mm螺紋鋼的價格為4750元/噸，所以交割時，賣方通常會選擇直徑大的螺紋鋼，因此，Φ25mm螺紋鋼的交割量應該最大。所以本文選取Φ25mm螺紋鋼和Φ8mm線材作為研究對象。這樣得到螺紋鋼（Φ25mm）樣本數(shù)據(jù) 237組、線材（Φ8mm）樣本數(shù)據(jù)319組。本文主要以Eviews5.1作為數(shù)據(jù)分析工具，為了減少波動，按照通常做法，對期貨價格序列和現(xiàn)貨序列分別進行對數(shù)處理，LnFt表示t期的期貨價格對數(shù)序列；LnPt表示t期的現(xiàn)貨價格對數(shù)序列。

三、實證分析

1.相關性分析

本文對所取得的樣本數(shù)據(jù)，利用Eviews測算相關系數(shù)，螺紋鋼期貨與Φ25mm螺紋鋼現(xiàn)貨的相關系數(shù)為0.882，線材期貨與現(xiàn)貨的相關系數(shù)為0.894。由此可見，我國鋼材期貨與現(xiàn)貨之間具有一定的正相關性。

大連玉米期貨價格與現(xiàn)貨的相關性為0.96，[2]國內外期銅價格的相關性更高，達99%。[3]所以，鋼材期貨與現(xiàn)貨雖然具有一定的正相關性，但相關性不是特別強。

對所取得的樣本數(shù)據(jù)取對數(shù)，所計算的螺紋鋼期貨的標準差為8.51%，Φ25mm螺紋鋼現(xiàn)貨的標準差為9.5%；線材期貨的標準差為8.49%，線材現(xiàn)貨的標準差為9.75%。從上述情況看出，無論是螺紋鋼還是線材，期貨的標準差均小于現(xiàn)貨，即我國鋼材期貨價格波動性小于鋼材現(xiàn)貨價格的波動性，以上情況從二者的價格走勢圖中也可看出。

2.單位根檢驗

下一步進行單位根檢驗，看期貨價格和現(xiàn)貨價格這兩個序列是否平穩(wěn)。單位根檢驗的原理是在作協(xié)整檢驗及使用誤差修正模型以前，要對現(xiàn)貨價格和期貨價格兩個時間序列及相應的差分序列分別進行單位根檢驗，并確定單整階數(shù)。

為了減少波動，對期貨價格序列和現(xiàn)貨價格序列分別取對數(shù)，得到序列l(wèi)nF和lnP。

判斷依據(jù)是：若用樣本計算的ADF統(tǒng)計量的值大于臨界值，這個序列含有單位根，是不平穩(wěn)的；若用樣本計算的ADF統(tǒng)計量的值小于臨界值，則序列平穩(wěn)。

單位根檢驗結果顯示，期貨價格序列l(wèi)nF1的ADF值為-0.96246，大于1%、5%和10%等三個置信水平的臨界值-3.450223、-2.870192、-2.571449，所以期貨價格序列l(wèi)nF1不平穩(wěn)；同理，期貨價格序列l(wèi)nF2和現(xiàn)貨序列LnP1、LnP2也不平穩(wěn)，因此均需要進一步對其一階差分序列△lnF（1）、△lnP（1）進行單位根檢驗。

而期貨價格序列的一階差分序列△lnF1（1）的ADF值為-18.29242，小于1%、5%、10%三個置信水平的臨界值-3.450285、-2.870219、-2.571464，所以，期貨價格序列的一階差分序列△lnF1（1）是平穩(wěn)的。同理，一階差分序列△lnF2（1）和△lnP1（1）、△lnP2（1）也是平穩(wěn)的，為下面的檢驗提供了條件。

上述結果表明，我國鋼材期貨價格和現(xiàn)貨價格序列都是不平穩(wěn)序列；而一階差分后，在1%、5%和10%三個置信水平下，其期貨價格序列和現(xiàn)貨價格序列均為平穩(wěn)序列，即期貨價格序列和現(xiàn)貨價格序列為一階平穩(wěn)序列。表明我國鋼材期貨價格和現(xiàn)貨價格存在長期的均衡關系，即我國鋼材期貨價格和現(xiàn)貨價格長期趨勢呈現(xiàn)出較為一致的走勢，即使價格短期出現(xiàn)分歧，但從長期來看也會趨向于一致。

3.協(xié)整檢驗

協(xié)整是對非平穩(wěn)序列經(jīng)濟變量長期均衡關系的統(tǒng)計描述，若非平穩(wěn)序列經(jīng)濟變量存在長期均衡關系，稱作協(xié)整關系。因為本文分析是基于向量自回歸模型（VAR模型），但如果發(fā)現(xiàn)序列之間存在協(xié)整關系，則需要建立向量誤差修正模型進行修正，所以有必要進行協(xié)整檢驗（Johansen檢驗）。

協(xié)整檢驗原理，原假設H0：不存在協(xié)整關系，在5%的置信水平下，如果t統(tǒng)計量大于臨界值，則拒絕原假設，即序列之間存在協(xié)整關系；反之，接受原假設，系列之間不存在協(xié)整關系。

另外一個假設：最多存在一個協(xié)整關系，在5%的置信水平下，如果跡統(tǒng)計量大于臨界值，則拒絕原假設，即序列存在不止一個協(xié)整向量；反之，接受原假設，系列之間只存在一個協(xié)整向量。

如果向量自回歸模型中某些變量之間是協(xié)整的，則存在一個協(xié)整向量，并需要建立一個向量誤差修正（VEC）模型。本文以向量自回歸模型為基礎進行協(xié)整檢驗。

如表1所示，依據(jù)檢驗條件，第1行、第3行原假設被拒絕，第2行、第4行原假設被接受，表明我國鋼材期貨價格和現(xiàn)貨價格序列之間存在協(xié)整關系，并存在一個協(xié)整向量，需要建立一個向量誤差修正模型。

該檢驗的經(jīng)濟含義是：在經(jīng)濟領域，多數(shù)經(jīng)濟變量是非平穩(wěn)的，但由于經(jīng)濟變量間受某些規(guī)律的影響，使某些特定經(jīng)濟變量的線性組合是平穩(wěn)的，即存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，比如凈收入與消費、貨幣供應量和價格水平等。按照成熟市場上的檢驗，期貨價格和現(xiàn)貨價格也應該是協(xié)整的，通過以上對我國螺紋鋼、線材期貨和現(xiàn)貨的協(xié)整檢驗，表明我國鋼材期貨價格和現(xiàn)貨價格在短期內可能偏離均衡狀態(tài)，但從長期來看，鋼材期貨和現(xiàn)貨之間存在長期均衡關系。

以上結果進一步說明，我國鋼材期貨價格和現(xiàn)貨價格長期趨勢呈現(xiàn)出較為一致的走勢，即使價格短期出現(xiàn)分歧，長期來看也會趨向于一致。這為鋼材期貨套期保值和套利交易的研究和應用提供了基礎。

4.誤差修正檢驗

根據(jù)協(xié)整檢驗結果，我國鋼材期貨價格和現(xiàn)貨價格序列之間存在協(xié)整關系，并存在一個協(xié)整向量。如果序列存在協(xié)整關系，表明二者存在長期的均衡關系。

表1 協(xié)整檢驗結果

誤差修正檢驗基本思路是，若變量間存在協(xié)整關系，即表明這些變量間存在長期穩(wěn)定的關系，而這種長期穩(wěn)定的關系是在短期動態(tài)過程的不斷調整下得以維持的。具體來說，就是使用誤差修正模型把被解釋變量的短期波動分為兩部分解釋，一部分來自解釋變量的短期波動，另一部分來自誤差修正項（ecmt-1）的影響，即受變量之間在短期波動中偏離長期均衡關系的影響。據(jù)此全面反映序列之間的波動關系。

螺紋鋼期貨與Φ25mm螺紋鋼現(xiàn)貨誤差修正方程如下：

以上結果表明，期貨價格和現(xiàn)貨價格的短期波動由兩方面的原因造成，一是受雙方滯后期變動的影響，二是受前一期二者價格波動偏離長期均衡關系（VECMt-1）的影響。

式（1）反映了滯后一期即前一期或上一期（本文以年為單位）期貨價格的短期變化將引起當期期貨價格的反方向變化，二者的短期變化彈性為-0.0115，即滯后一期期貨價格變動1%，將引起當期期貨價格反方向變動0.0115%。由此得出，當上一期期貨價格和現(xiàn)貨價格分別變動1%時，將分別使當期期貨價格反方向變動0.0115%和同方向變動0.253%；前兩期期貨、現(xiàn)貨價格變動1%時，將分別使當期期貨價格同方向變動0.056%和0.085%。誤差修正項即ecmt-1的系數(shù)反映了對偏離長期均衡的調整力度，ecmt-1的系數(shù)為-0.035，意味著前一期期貨價格的非均衡誤差以0.035%的比率對本期期貨價格作出反向修正。

通過式（2）看出，當滯后一期期貨、滯后一期現(xiàn)貨和滯后兩期期貨以及現(xiàn)貨價格變動1%時，將引起當期現(xiàn)貨價格分別反方向變動0.003%、同方向變動0.255%、0.062%和反方向變動0.118%；前一期現(xiàn)貨價格的非均衡誤差以0.0135%的比率對本期的現(xiàn)貨價格作出正向修正。

線材期貨與Φ8mm線材誤差修正方程如下：

通過式（3）可知，滯后一期期貨價格、現(xiàn)貨價格和滯后兩期期貨價格、現(xiàn)貨價格變動1%，使當期期貨價格分別反方向變動0.018%、同方向變動0.157%、0.027%和0.079%；前一期期貨價格的非均衡誤差以0.0518%的比率對本期的期貨價格作出反向修正。

通過式（4）可知，滯后一期期貨價格、現(xiàn)貨價格和滯后兩期期貨價格、現(xiàn)貨價格變動1%，使當期現(xiàn)貨價格分別同方向變動0.057%和0.258%和反方向變動0.072%、0.023%；前一期現(xiàn)貨價格的非均衡誤差以0.0107%的比率對本期的現(xiàn)貨價格作出正向修正。

從以上情況看出，螺紋鋼和線材期貨價格受滯后一期現(xiàn)貨價格變動的影響大于滯后期自身價格變動的影響；而大部分情況下，螺紋鋼和線材現(xiàn)貨價格受自身滯后期價格變動的影響大于受期貨滯后期價格變動的影響。即滯后一期現(xiàn)貨價格的變動會引起當期期貨價格和現(xiàn)貨價格的同方向變動，且影響程度遠大于同期期貨價格及更前一期期貨價格和現(xiàn)貨價格的影響。由此表明，現(xiàn)貨價格的大幅波動不是期貨價格波動所導致的結果。

5.格蘭杰因果檢驗

本檢驗原假設H1：期貨價格不是現(xiàn)貨價格的格蘭杰（Grange）原因，如果拒絕價格，則期貨價格對現(xiàn)貨價格具有引導作用；另外一個原假設H2：現(xiàn)貨價格不是期貨價格的格蘭杰原因，如果接受，則現(xiàn)貨價格對期貨價格具有引導作用即兩者相互引導，兩種交易方式均影響該商品的價格趨勢。如果期貨價格對現(xiàn)貨價格具有引導作用，而現(xiàn)貨價格對期貨價格不具有引導作用，則期貨對該商品價格趨勢起決定作用；反之，現(xiàn)貨將起決定作用。

判斷依據(jù)：若樣本計算的F值≤Fa（k，T-2k），則接受原假設；若樣本計算的F值>Fa（k，T-2k），則拒絕原假設。其中a為置信水平，k為滯后期數(shù)，T為樣本數(shù)。

本檢驗中，a=5%，k=3，T=327（或 319），F(xiàn)5%（3，327）=F5%（3，319）=8.54。

通過對表2的分析可以看出，第1行螺紋鋼的F值小于8.54，故接受原假設，即現(xiàn)貨價格不是期貨價格的格蘭杰原因；第2行的F值大于8.54，故拒絕原假設，即期貨價格是現(xiàn)貨價格的格蘭杰原因。僅從格蘭杰因果檢驗來看，目前我國螺紋鋼現(xiàn)貨價格對期貨價格不具有引導作用，而期貨價格對現(xiàn)貨價格具有一定的引導作用，但由于差值較小，所以期貨價格對現(xiàn)貨價格的引導作用不強。

對線材期貨和現(xiàn)貨的格蘭杰因果檢驗為：第3行F值3.82814<8.54，故接受原假設，即現(xiàn)貨價格不是期貨價格的格蘭杰原因；第4行F值5.86914<8.54，故接受原假設，即期貨價格不是現(xiàn)貨價格的格蘭杰原因。僅從格蘭杰因果檢驗來看，目前我國線材期貨價格對現(xiàn)貨價格不具有引導作用，現(xiàn)貨價格對期貨價格也不具有引導作用。

6.方差分解

對螺紋鋼期貨與Φ25mm螺紋鋼現(xiàn)貨的方差分解結果顯示，隨著滯后期的不斷增大，本文取第10期，即當市場信息份額穩(wěn)定時（本文取n=10），在螺紋鋼市場價格的長期變化中，期貨市場的份額為59.13%[（94.58842+23.66766）/2]；現(xiàn)貨市場的份額為40.87%[（5.411576+76.33234）/2]。

表2 格蘭杰因果檢驗結果

依據(jù)線材的方差分解結果，在線材市場價格的長期變化中，期貨市場的份額為54.9%[（89.82055+19.99691）/2]；現(xiàn)貨市場的份額為45.1%[（10.17945+80.00309）/2]。

由此可見，我國螺紋鋼期貨和線材期貨市場的影響均大于現(xiàn)貨市場，即我國鋼材期貨具備一定的價格發(fā)現(xiàn)功能。

根據(jù)金花對大連玉米期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的研究，來自玉米期貨市場的方差是96.42%，遠遠大于來自玉米現(xiàn)貨市場的方差3.58%。[4]依據(jù)本文研究結果，無論是螺紋鋼期貨還是線材期貨，期貨市場的份額高出現(xiàn)貨市場份額均不足10%，所以我國鋼材期貨雖然具備一定的價格發(fā)現(xiàn)功能，但價格發(fā)現(xiàn)功能不十分明顯，即期貨市場對價格的主導作用還不夠顯著。所以，分析研究鋼材價格未來趨勢，既要分析期貨價格，也要研究影響現(xiàn)貨市場的各種因素。

四、主要結論

基于Φ25mm現(xiàn)貨與螺紋鋼期貨的價格波動性關系分析及線材期貨與現(xiàn)貨價格波動性關聯(lián)度分析，得到如下結論：

我國鋼材期貨價格和現(xiàn)貨價格長期趨勢呈現(xiàn)出較為一致的走勢，即使價格短期出現(xiàn)分歧，但從長期來看也會趨向于一致；鋼材期貨表現(xiàn)出了一定的價格發(fā)現(xiàn)功能；上一期現(xiàn)貨價格的波動會引起當期期貨價格和現(xiàn)貨價格的同方向變動，且影響遠大于同期期貨價格波動和前一起期貨價格與現(xiàn)貨價格波動的影響；鋼材期貨的上市不僅不是鋼材現(xiàn)貨市場價格大幅波動的原因，對現(xiàn)貨價格的大幅波動還可起到一定的平抑作用。所以，鋼材期貨的推出，無論是對涉鋼企業(yè)規(guī)避價格風險，還是對鋼材市場的平穩(wěn)發(fā)展及穩(wěn)定鋼材價格，都具有一定的積極意義。

[1]劉宏.鋼材期貨套期保值實證分析[J].中國流通經(jīng)濟，2010（3）：77-80.

[2]、[4]金花.大連玉米期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的實證分析研究[J].金卡工程，2009（3）：159-160.

[3]楊咸月.國內外期銅市場互動及其價格波動關系研究[J].財經(jīng)研究，2006（7）：98-108.