孫志娟

（河南科技學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，河南 新鄉(xiāng) 453003）

一、國內(nèi)外研究文獻(xiàn)綜述

自2004年9月玉米期貨在大連商品交易所恢復(fù)上市以來，玉米市場上期現(xiàn)貨價格的波動引起了諸多學(xué)者的廣泛關(guān)注。首先，田彩云、郭心儀通過對2004年9月—2005年9月一年間玉米期貨市場價格和現(xiàn)貨市場價格周數(shù)據(jù)的研究，發(fā)現(xiàn)玉米期貨價格對現(xiàn)貨價格之間具有單項的格蘭杰引導(dǎo)關(guān)系，并且期貨市場上的價格風(fēng)險極有可能會傳遞到現(xiàn)貨市場（田彩云、郭心儀，2006）[1]；其次，賈兆立等學(xué)者通過分析2004年9月22日至2007年10月17日的周數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)玉米期貨價格與現(xiàn)貨價格之間具有雙項的格蘭杰引導(dǎo)關(guān)系，而且期現(xiàn)貨市場價格波動之間互相影響（賈兆立、白玫、王海軍、覃麗萍，2008）[2]；再次，王汝芳則以外部環(huán)境沖擊下玉米期貨價格的長期均衡為例，研究了我國玉米期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能，研究發(fā)現(xiàn)通過采用允許結(jié)構(gòu)突變的Johansen協(xié)整，可以得出玉米期貨具備價格發(fā)現(xiàn)的功能（王汝芳，2009）[3]；同時，呂守信、王軍、夏天等學(xué)者通過研究也發(fā)現(xiàn)，玉米期貨價格的波動一定程度上引導(dǎo)了其現(xiàn)貨價格的波動（呂守信，2007[4]；王軍，2010[5]；夏天，2007[6]）。

而且，部分學(xué)者也對國內(nèi)外玉米期貨價格之間的聯(lián)動效應(yīng)進(jìn)行了相關(guān)研究。例如：房瑞景、崔振東等通過對中美期貨市場上玉米期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能的比較分析，發(fā)現(xiàn)在市場信息的透明性及處理的及時性上，由于我國與美國存在一定的距離，故而導(dǎo)致了我國在玉米期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能上、價格風(fēng)險的規(guī)避與防范上與美國存在較大差距（房瑞景、崔振東，2007）[7]；同時，丁麗君也通過大連商品交易所玉米期貨與芝加哥商品交易所玉米期貨之間的聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)兩者之間并不存在協(xié)整關(guān)系，但芝加哥的期貨價格對大連商品交易所的期貨價格具有較顯著的引導(dǎo)功能，而且芝加哥市場上的玉米期貨價格波動也會引起大連交易所的價格波動（丁麗君，2007）[8]。

二、我國玉米市場期貨價格對現(xiàn)貨市場波動性影響的實證分析

（一）模型的構(gòu)建及樣本數(shù)據(jù)的選取

本文在相關(guān)學(xué)者的研究基礎(chǔ)上，通過選取國際上2010年1月—2012年12月近三年玉米市場上的中價國際價格指數(shù)中的期貨和現(xiàn)貨價格指數(shù)等相關(guān)指標(biāo)的月度數(shù)據(jù)，來分析玉米期貨價格對現(xiàn)貨市場的影響程度[9]，并建立玉米期貨和現(xiàn)貨之間的VAR方程：

其中：lnSt為玉米現(xiàn)貨價格的對數(shù)，取該變量代表玉米的現(xiàn)貨價格；lnft為玉米期貨價格的對數(shù)，取該變量代表玉米的期貨價格；lnXt為大豆現(xiàn)貨價格的對數(shù)，取該變量代表大豆的現(xiàn)貨價格；lnQt為大豆期貨價格的對數(shù)，取該變量代表大豆的期貨價格。

（二）各變量相關(guān)性的實證分析

通過利用計量軟件對玉米市場上2010年1月—2012年12月近三年數(shù)據(jù)的系統(tǒng)性回歸分析，同時結(jié)合OLS、R等模型對回歸結(jié)果進(jìn)行相關(guān)的t檢驗、F檢驗以及拉格朗日檢驗[10]，發(fā)現(xiàn)：玉米的現(xiàn)貨價格St與玉米的期貨價格ft、大豆的現(xiàn)貨價格Xt以及大豆的期貨價格Qt之間均具有較明顯的正相關(guān)性，各變量間相關(guān)系數(shù)矩陣如表1所示，檢驗結(jié)果如表2所示。

表1 玉米市場上玉米現(xiàn)貨價格與各影響變量間相關(guān)系數(shù)的分析

表2 玉米市場上玉米現(xiàn)貨價格與各影響變量間相關(guān)性的回歸分析

其中，因變量：Log(S)；

方法:最小二乘法；

樣本區(qū)間:2010年1月—2012年12月

樣本數(shù)據(jù)：36。

通過表1、2的實證檢驗，可知：由于R2為0.872829，-R2為0.860907，可知該模型的擬合效果相對較好；同時，由F檢驗為0.000000可知，各變量間呈高度線性相關(guān)[11]；而且，D-W=0.574587，對照n=36,p=4時D-W檢驗5%的臨界值，可知，玉米的現(xiàn)貨價格log(St)與玉米的期貨價格log(ft)、大豆的現(xiàn)貨價格log(Xt)與大豆的期貨價格log(Qt)等相關(guān)變量均在5%的水平上顯著相關(guān)。即：玉米的期貨價格log(ft)、大豆的現(xiàn)貨價格log(Xt)以及大豆的期貨價格log(Qt)等自變量與玉米的現(xiàn)貨價格log(St)之間存在明顯的正相關(guān)性。

三、玉米市場上期、現(xiàn)貨價格的平穩(wěn)性檢驗

通過分析發(fā)現(xiàn)：玉米市場上期現(xiàn)貨價格間具有較明顯的正相關(guān)性，同時玉米的期貨價格與大豆的期貨價格及現(xiàn)貨價格間亦具有較明顯的正相關(guān)性。為驗證各變量間相關(guān)性的穩(wěn)定性，故進(jìn)一步對各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。

（一）ADF單位根檢驗

通過ADF單位根檢驗方程對玉米市場上期現(xiàn)貨價格的水平值進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗，可得檢驗結(jié)果如表3。

表3 各變量及其一階差分的ADF檢驗結(jié)果

本文通過對2010年1月—2012年12月玉米市場上玉米期貨價格波動以及大豆現(xiàn)貨和期貨價格波動對我國玉米現(xiàn)貨價格的影響情況的系統(tǒng)性分析，發(fā)現(xiàn)：我國玉米市場上玉米的現(xiàn)貨價格log(St)與玉米的期貨價格log(ft)、大豆的現(xiàn)貨價格log(Xt)以及大豆的期貨價格log(Qt)等變量的ADF檢驗的t統(tǒng)計量均比顯著性水平10%時的臨界值大，所以變量log(St)、log(ft)、log(Xt)以及l(fā)og(Qt)均為非平穩(wěn)性序列，同時序列ilog(St)、ilog(ft)、ilog(Xt)、ilog(Qt)的t統(tǒng)計值則均比顯著性水平10%時的臨界值小，故序列ilog(St)、ilog(ft)、ilog(Xt)、ilog(Qt)為平穩(wěn)序列[12]。

（二）協(xié)整檢驗

一般對變量進(jìn)行普通最小二乘回歸主要是對變量進(jìn)行協(xié)整檢驗，玉米市場上關(guān)于期現(xiàn)貨價格的協(xié)整檢驗如表4，其回歸模型的估計結(jié)果e如圖1，同時殘差序列e的單方根ADF檢驗如表5，并且可以通過殘差e的ADF檢驗得出玉米市場上期現(xiàn)貨價格之間是否協(xié)整。

表4 玉米期現(xiàn)貨價格的最小二乘回歸

其中，因變量:Log(S)；

方法:最小二乘法；

樣本區(qū)間:2010年1月—2012年12月；

調(diào)整后樣本數(shù)據(jù):33。

圖1 殘差序列e的折線圖

表5 殘差序列e的ADF檢驗結(jié)果

由表6中e的ADF檢驗結(jié)果可以得出：因為殘差序列e的ADF檢驗的t統(tǒng)計量值為-5.278135，小于顯著性水平10%時的臨界值-3.2138，因此可知：殘差序列e為平穩(wěn)序列，此時變量log(St)、log(ft)、log(Xt)以及l(fā)og(Qt)之間具有較明顯的協(xié)整關(guān)系。

（三）Granger因果檢驗

通過ADF以及協(xié)整檢驗，不難發(fā)現(xiàn)變量S與f、X以及Q間具有較明顯的協(xié)整關(guān)系，但玉米市場上玉米的現(xiàn)貨價格S與其期貨價格f以及大豆的期現(xiàn)貨價格Q、X之間是否具有一定的因果成因關(guān)系尚不能確定，因此進(jìn)行各變量間的Granger因果檢驗就顯得至關(guān)重要[13]。通過分析可知，選取滯后期為4時的Granger因果檢驗結(jié)果如表6所示。

表6 變量S與f、X以及Q的Granger因果檢驗結(jié)果分析

分析表6發(fā)現(xiàn)：由于玉米市場上玉米期貨價格對數(shù)log(ft)不是現(xiàn)貨價格對數(shù)log(St)的Granger成因，原假設(shè)的相伴概率較低，因此認(rèn)為玉米期貨的價格對數(shù)log(ft)是玉米現(xiàn)貨的價格對數(shù)log(St)的Granger成因，而玉米現(xiàn)貨價格對數(shù)log(St)不是玉米期貨價格對數(shù)log(ft)的相伴概率較高，則玉米現(xiàn)貨的價格對數(shù)log(St)就不是玉米期貨的價格對數(shù)log(ft)的Granger成因。同樣道理，大豆的現(xiàn)貨價格對數(shù)log(Xt)、期貨價格對數(shù)log(Qt)均是玉米現(xiàn)貨價格對數(shù)log(St)的Granger成因，而玉米現(xiàn)貨價格對數(shù)log(St)則不是大豆的現(xiàn)貨價格對數(shù)log(Xt)以及期貨價格對數(shù)log(Qt)的Granger成因。

四、玉米市場價格傳導(dǎo)路徑選擇

本文通過對2010年1月—2012年12月樣本區(qū)間相關(guān)指標(biāo)的研究，發(fā)現(xiàn)我國玉米市場上玉米的現(xiàn)貨價格St與玉米的期貨價格ft、大豆的現(xiàn)貨價格Xt以及大豆的期貨價格Qt等變量指標(biāo)之間存在著長期的均衡關(guān)系；同時，研究也表明，在滯后期為4時，我國玉米市場上玉米的期貨價格ft、大豆的現(xiàn)貨價格Xt以及大豆的期貨價格Qt等變量均是玉米現(xiàn)貨價格St的Granger成因。

（一）玉米市場現(xiàn)貨價格波動的影響因素

1.期貨市場價格傳導(dǎo)機(jī)制的影響

通過以上分析，不難看出玉米市場上期貨價格對現(xiàn)貨價格具有較顯著的價格傳導(dǎo)功能，因此那些影響期貨價格的不確定因素也有可能會影響現(xiàn)貨價格[14]。例如：當(dāng)期價格對期現(xiàn)貨市場的沖擊則很可能會在短期內(nèi)顯著地呈現(xiàn)出來；波動溢出效應(yīng)也會顯著地影響玉米市場的期現(xiàn)貨價格；同樣，風(fēng)險溢價機(jī)制對于玉米市場上的期現(xiàn)貨價格波動也具有顯著影響。因此，由于價格傳導(dǎo)機(jī)制的存在，所有價格波動因素的存在都有可能會影響到期現(xiàn)貨市場的價格。當(dāng)然，正是由于價格傳導(dǎo)機(jī)制的存在以及期貨市場上價格發(fā)現(xiàn)功能的作用，才使得將價格波動風(fēng)險規(guī)避在萌芽狀態(tài)成為可能。

2.大豆對玉米的替代影響

由于具備同玉米一致的生長周期以及同為飼料品種之一的生產(chǎn)功能，因此大豆同玉米之間就具有了較強(qiáng)的替代效應(yīng)。而且，相關(guān)研究也表明：當(dāng)玉米與大豆的性價比低于1∶2.2，農(nóng)民就會根據(jù)收益成本比來增加大豆的種植面積，相反，當(dāng)玉米與大豆的性價比高于1∶2.2，則會做出增加玉米種植面積的決策。因此，不難發(fā)現(xiàn)大豆市場上的期現(xiàn)貨價格波動均會不同程度地影響到玉米價格[15]。

（二）玉米市場價格傳導(dǎo)路徑的選擇

通過上述分析，不難發(fā)現(xiàn)：在玉米市場上，期貨價格對于現(xiàn)貨市場價格具有較強(qiáng)的傳導(dǎo)功能，期貨價格對于玉米的種植、收購等均具有較重要的指導(dǎo)意義。故在玉米市場上應(yīng)充分發(fā)揮期貨價格的相關(guān)調(diào)節(jié)機(jī)制。

1.充分發(fā)揮期貨市場的風(fēng)險規(guī)避功能

一般認(rèn)為：套期保值是期貨市場上規(guī)避風(fēng)險的主要手段之一，而且可以通過套期保值來規(guī)避現(xiàn)貨市場的價格波動風(fēng)險，并實現(xiàn)預(yù)期利潤[16]。因此，今后在玉米市場現(xiàn)貨的價格波動分析中，相關(guān)管理當(dāng)局應(yīng)充分利用期貨的套期保值功能，并通過計算套期保值率和套期保值效果等相關(guān)指標(biāo)來實現(xiàn)對價格波動風(fēng)險的準(zhǔn)確把握，從而實現(xiàn)玉米市場價格的穩(wěn)定有序發(fā)展。

2.完善替代效應(yīng)機(jī)制，分散玉米市場價格波動風(fēng)險

大豆與玉米間較強(qiáng)的替代效應(yīng)表明：在完善玉米市場的價格風(fēng)險規(guī)避機(jī)制時，應(yīng)充分考慮大豆的期現(xiàn)貨價格以及種植面積對玉米市場價格波動的影響程度，并充分認(rèn)識到大豆對玉米的替代效應(yīng)，完善替代效應(yīng)機(jī)制，努力分散玉米市場上的價格波動風(fēng)險。

[1]田彩云，郭心儀.我國玉米期貨市場發(fā)現(xiàn)價格功能的實證分析[J].中國農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2006，（6）：52-57.

[2]賈兆立，白玫，王海軍，覃麗萍，等.中國玉米期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的實證分析[J].數(shù)學(xué)的實踐與認(rèn)識，2008，（8）：81-85.

[3]王汝芳.大連商品交易所期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的實證分析——以大豆和玉米期貨為例[J].經(jīng)濟(jì)與管理研究，2009，（8）：91-94.

[4]呂守信.玉米期貨價格與現(xiàn)貨價格關(guān)系研究[J].現(xiàn)代商貿(mào)工業(yè)，2007，（12）：111-112.

[5]王軍.中國核心優(yōu)勢產(chǎn)區(qū)玉米生產(chǎn)效率增長及其分解分析[J].玉米科學(xué)，2010，（6）：133-137.

[6]夏天.中國玉米期貨市場的價格引導(dǎo)作用究竟有多大?——基于VECM模型的實證分析[J].廣西金融研究，2007，（11）：53-56.

[7]房瑞景，崔振東，周腰華，陳雨生.中美玉米期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的實證研究[J].價格月刊，2007，（12）：16-20.

[8]丁麗君.國內(nèi)玉米期貨價格與現(xiàn)貨及國外期貨價格之間的關(guān)聯(lián)分析[J].時代金融，2007，（5）：42-43.

[9]張宗成，王駿.基于VAR模型的硬麥期貨價格發(fā)現(xiàn)研究[J].華中科技大學(xué)學(xué)報，2005，（4）：103-106.

[10]王駿，蔣榮兵，劉亞清.世界玉米期貨市場國際關(guān)聯(lián)性研究：基于中、美、日三國實證分析[J].中國農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報，2008，（13）：43-50.

[11]童宛生，胡俞越，等.中國商品期貨價格形成理論與實證分析[M].北京：中國財政經(jīng)濟(jì)出版社，1997.

[12]Rosa Maria Caceres,Santana,Lourdes Jordan Sales.Day of theWeek Effecton European Stock Markets[J].International Research Journal of Finance and Economics，2006,(2):456-568.

[13]Clinton WatkinsMichaelMcaleer.Co-integration Analysis of Metals Futures[J].Mathematics and Computers in Simulation,2002,(8):58-68.

[14]呂東輝，楊印生，周寧，呂新業(yè).東北玉米主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民利用期貨市場增收的制約性因素分析[J].農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2007，（6）：40-43.

[15]Andersen TG.Stochastic Autoregressive Volatility:A Framework for Volatility Modeling[J].Mathematical Finance,1994,(4):379-389.

[16]Clark P K.A Subordinated Stochastic Process Model with Finite Variance for Speculative Prices[J].Econometrics,2005,(41):1125-1138.