張 恒，趙宇洋，安起光

（1.河南省西華縣財政局，河南 周口 466600；2.山東財經大學 金融學院，山東 濟南 250014；3.山東財經大學 數學與數量經濟學院，山東 濟南 250014）

2004年中國全面放開糧食收購和銷售市場之后，在農產品金融化趨勢愈發(fā)明顯的背景下，政府對糧食的價格調控基本實現從直接干預向間接干預的轉變。作為商品糧，小麥是中國糧食系統(tǒng)中極其重要的農產品，其產量與價格的穩(wěn)定將直接影響中國的經濟發(fā)展與居民生活。國家糧食政策、小麥價格市場化程度及經濟環(huán)境等均會對小麥價格產生一定影響，特別是2020年新冠肺炎疫情之后，市場上極易出現糧食價格波動。

目前，小麥期貨與現貨價格波動溢出性研究的主要觀點：① 中國小麥價格與國際小麥價格之間呈雙向溢出效應。在烏克蘭，小麥與面粉市場間存在價格引導和單向波動溢出效應[1]，玉米、小麥、大豆與大豆油之間呈雙向波動溢出效應[2]。② 外匯期貨與現貨市場的波動性呈正相關關系且期貨波動性比現貨更加劇烈[3]；日本和美國貨幣期貨市場間呈雙向波動溢出效應且具有非對稱性特征[4]；金屬期貨與現貨之間存在協(xié)整關系，鋁期現貨的波動溢出效應呈非對稱性，而銅期現貨市場的波動溢出效應則呈對稱性[5]?，F有關期現貨關系的研究方法主要使用反映時間序列結構關系的協(xié)整檢驗[6-8]和反映時間序列波動集聚性的GARCH族模型。

國內外學者對小麥市場價格關系的研究通常是分析小麥期現貨市場的價格引導關系，或是小麥市場與其他市場間的波動溢出關系，鮮有文獻研究小麥市場內部期現貨之間的波動溢出關系。對于期現貨關系的研究方法，早在20世紀90年代Lai等[6]便采用協(xié)整理論檢驗股指期貨與現貨之間是否存在協(xié)整關系，此后研究了指數期貨與現貨的協(xié)整關系，結論顯示兩者之間呈長期均衡關系。之后，Kawaller等[9]使用格蘭杰因果檢驗方法研究股指期現貨價格關系，得出股指期現貨之間互為對方的格蘭杰原因，并呈雙向均值溢出效應。Schreiber等[10]運用同種方法，并采用方差分解和脈沖響應的方法對美國國債期貨與現貨間的關系進行研究。但是大部分學者對小麥市場價格的波動溢出效應是結合其他農產品市場研究的，而小麥期貨市場與現貨市場之間的波動溢出效應卻少有文獻涉及。少量關于小麥期現貨市場之間相互作用的研究，大多局限于均值水平或波動水平，缺乏結合性和完整性。除此之外，小麥期現貨的研究結論各有差異，且由于時空限制，對當今小麥期現關系的代表性較差。鑒于此，本文基于近5年小麥的日度數據構造代表波動水平的BEKKGARCH雙變量模型，全面研究小麥期現貨市場的波動溢出效應。

1 小麥期現貨價格波動影響因素分析

在小麥市場中，小麥價格波動的影響因素與一般商品價格波動的影響因素相似，生產成本、供求關系、國家政策與外部環(huán)境因素等均為影響小麥價格的主要因素。

1.1 生產成本因素

從微觀角度講，商品的生產成本是決定商品價格的重要因素。作為一種普通商品，小麥的市場價格也是始終圍繞著它的內在價值上下波動，并且波動更多地表現為受市場供求關系的影響。此外，勞動力價格的不斷上升、生產資源的逐漸匱乏，使小麥的生產要素價格上漲，帶動小麥的生產成本增加，推動小麥的價格攀升，因此生產成本因素直接影響的是小麥的現貨價格，再進一步影響期貨合約的定價。

1.2 供求關系因素

對于一般商品，引起價格變動的主要因素是供求關系的變化，小麥也不例外。中國作為一個傳統(tǒng)的農業(yè)大國，小麥的供給很大程度上影響著小麥現貨價格的波動，行業(yè)對小麥需求量的增加，推動小麥現貨價格的上漲。此外，國際市場上的小麥供求變化對中國小麥現貨價格的影響逐漸變大。在供求關系發(fā)生改變時，小麥現貨價格變動會引導小麥期貨價格的變動。

1.3 國家政策因素

徐雪高等[11]研究得出農業(yè)政策穩(wěn)定性與農業(yè)體制改革都影響著農產品現貨的價格；王川[12]認為不同糧食價格受供求影響程度的不同，也與國家政策扶持度相關。雖然我國小麥價格的制定已經完成了由國家計劃經濟向市場經濟的轉變，但是考慮到我國國情，國家政策對于小麥價格的影響仍是至關重要的。國家政策主要影響小麥現貨價格，但是由于國家政策效應的顯現有一定的滯后性，因此當有國家政策變化時，小麥的期貨價格會先行變動，從而帶動現貨價格的波動。

1.4 外部環(huán)境因素

何蒲明等[13]通過對國內1991—2010年的數據分析指出我國糧價波動規(guī)律應從宏觀經濟因素出發(fā)考量。隨著糧食金融化的不斷深入，糧食市場開始與宏觀經濟市場、匯率市場、資本市場等國際市場相互融合，也讓國際經濟的不穩(wěn)定因素表現于糧食價格的波動之中。中國作為一個糧食貿易大國，國際經濟形勢的好壞亦成為影響中國糧食期貨的重要因素。隨著中國對小麥商品進口的依賴程度增加，小麥期貨價格更容易受到國際匯率市場變動的影響，并進一步影響小麥現貨的價格。

2 模型構建與實證分析

2.1 描述性統(tǒng)計

本文所選數據中，以鄭州期貨交易所中的普麥、強麥兩種期貨為例。期貨日價格為不同交割月的普麥期貨的每日結算價的平均值（元/t），現貨日價格為萬得（Wind）數據庫中中國小麥每日價格的平均值（元/t）。所選數據的起止時間為2015年1月—2019年11月，去除雙休日、節(jié)假日等休市日，以及小麥現貨、普麥期貨、強麥期貨三者不匹配的情況，最終得到711組數據。其中普麥期貨用P表示，強麥期貨用Q表示，現貨用X表示。

由表1可以看出，對于小麥期現貨而言，普麥期貨的價格變化趨勢比強麥期貨的價格變化更加接近于現貨價格的變化趨勢。相對于期貨價格，現貨價格更加穩(wěn)定，且波動幅度更小。期貨價格的變化一般提前于現貨價格的變化。

表1 變量描述性統(tǒng)計

由表2可知，小麥現貨、普麥期貨、強麥期貨三者任意兩者之間均為顯著的正相關，普麥期貨與小麥現貨的相關性為0.63，明顯高于強麥期貨與小麥期貨的相關性，所以以下研究以普麥期貨與小麥現貨為主，強麥期貨為輔。

表2 變量相關系數矩陣

2.2 基于BEKK-GARCH模型的波動溢出性分析

2.2.1 數據預處理

當小麥期貨價格產生波動時，能夠影響其現貨價格，但具體如何影響則需要對其波動溢出效應進行研究。為了更好地度量小麥期現貨市場之間的波動溢出效應，將對收益率序列建立BEKK-GARCH模型進行分析。其中，普麥期現貨市場的價格收益率序列命名分別為PQ和PX，強麥期現貨市場的價格收益率序列命名分別為WQ和WX，在剔除異常變量值之后，對剩余變量值進行建模分析。

2.2.2 模型設定

Engle等[14]于1995年提出的BEKK-GARCH模型估計參數較少，在很弱的條件下能保證協(xié)方差矩陣正定性，可以充分利用殘差項方差—協(xié)方差矩陣所蘊含的信息，能夠有效地檢驗市場之間的波動溢出效應。本文用于檢驗小麥期現貨市場兩個市場之間波動溢出效應的二元BEKK-GARCH(1,1)模型設定如下：式中：Yt為2×1維收益率向量；εt為2×1維殘差向量；Ht為收益率序列的條件方差—協(xié)方差矩陣；C為2×2的常數下三角矩陣；A和B分別為ARCH項和GARCH項的系數矩陣；每一項具體展開形式如下：

式中：h11和h22分別為兩個市場收益率的條件方差；h12和h21分別為兩個市場間的協(xié)方差。單個市場除了受到自身過去方差與隨機波動的影響外，還會受到來自其他市場的影響?？疾靸蓚€市場間是否存在波動溢出效應，主要取決于系數矩陣中a12、a21、b12、b21是否顯著為0。因此，可以將檢驗市場1和市場2間的波動溢出效應的假設設定如下：

假設1：市場1對市場2未呈現單向波動溢出效應，故a12=b12= 0；

假設2：市場2對市場1未呈現單向波動溢出效應，故a21=b21= 0。

2.2.3 平穩(wěn)性檢驗

在建立時間序列模型之前，先對4組序列進行平穩(wěn)性檢驗。檢驗結果如表3所示，在ADF單位根檢驗中，PQ、PX、WQ和WX的t統(tǒng)計量的檢驗P值均小于0.05，即在5%顯著水平上4組序列均可拒絕原假設，不存在單位根，所有序列都是平穩(wěn)序列。

表3 單位根檢驗

2.2.4 ARCH效應檢驗

建立GARCH類模型之前，對時間序列進行ARCH效應檢驗。ARCH效應檢驗的原假設為：假定模型中擬合出的所有系數（殘差平方滯后項的系數）是否同時為0，以檢驗序列的殘差序列是否存在自回歸異方差。對兩個序列回歸的殘差進行ARCH型異方差檢驗，檢驗結果如表4所示。PQ、PX、WQ和WX殘差項的檢驗P值小于0.05，在5%的顯著性水平下拒絕原假設，4個序列均存在ARCH效應，可以進行GARCH類模型分析。

表4 ARCH效應檢驗

2.2.5 BEKK-GARCH模型的建立

設定的二元BEKK-GARCH（1,1）模型中，均以市場1為期貨市場，市場2為現貨市場。檢驗小麥期貨市場與現貨市場是否具有波動溢出效應的關鍵在于方差方程的系數矩陣各元素的數值大小，本文采用Wald檢驗來檢驗市場間的波動溢出效應。

從表5可以看出，兩個期貨市場與現貨市場的方程系數A（1,1）、A（2,2）、B（1,1）和B（2,2）的檢驗P值均小于0.05，說明期貨市場與現貨市場內隨機波動對自身市場價格波動的影響顯著，并且各市場的價格受自身過去方差的影響持久，呈現波動聚集性的特征，也就是存在價格出現大的波動后會跟隨大的波動，而出現小的波動后會跟隨小的波動的現象，即波動具有正相關性。

表5 方差方程估計結果

由表6可知，兩個期貨市場與現貨市場的A（1,2）和B（1,2）的Wald檢驗P值均小于0.05，可知，期貨市場對現貨市場具有單向波動溢出效應；而A（2,1）和B（2,1）的Wald檢驗P值大于0.05，可知，現貨市場對期貨市場未呈現單向波動溢出效應。

表6 Wald檢驗結果

由BEKK-GARCH模型結果可以得出，無論是普麥期貨還是強麥期貨，對小麥現貨均具有單向波動溢出效應，所以小麥期貨對小麥現貨具有單向波動溢出效應。此外，分別考慮每一種期貨和現貨之間的波動效應時，強麥期貨與現貨之間的波動溢出效應大于普麥期貨與現貨之間的波動溢出效應，其原因可能是強麥期貨自身價格的波動性要大于普麥期貨自身價格的波動性，因此在參考期貨制定現貨價格策略時，選取普麥期貨更為合理。

3 政策分析

考慮到國家發(fā)改委每年都會制定下一年的小麥最低收購價格，查閱本文所選數據期間的發(fā)改價格文件（發(fā)改價格〔2015〕2301號、〔2016〕2207號、〔2017〕1855號、〔2018〕1680號），可知2015—2017年最低收購價格保持不變，2018年較2017年有所下調，2019年再度下調。在下調未來一年的最低收購價格后，期貨價格會出現明顯迅速下降的情況，而現貨價格是在期貨價格下降一定時間后才開始下降，此現象證明了期貨價格對于現貨價格具有引導關系。

近年來，受新冠肺炎疫情的影響，小麥期貨價格出現3次較大的波動。受波動溢出效應的影響，國內小麥現貨價格出現一定程度的波動，但是整體表現平穩(wěn)，究其原因一是國家小麥庫存充足，市場供需寬松，各級糧庫相繼進行儲備輪換，這對市場價格穩(wěn)定發(fā)揮著決定性的作用；二是下游產品需求不足，企業(yè)小麥采購大多需求不大。同時，面粉廠為維持成本、獲取利潤，幾乎不會貿然降價促銷，這便導致小麥價格的漲跌幅度受到限制。另外，我國小麥消費以國產為主，進口大多是為滿足小麥品種結構調劑的需要，故國際小麥價格的波動對國內小麥價格的影響比較有限。

相比美國小麥現貨市場在2020年4月1日收盤下跌超過3%，CBOT軟紅冬小麥期貨價格創(chuàng)下7個半月來的最大跌幅，在本次突發(fā)性事件中我國小麥市場的現貨價格及時跟進期貨價格的引導，并未出現大的波動。農產品期貨市場起到的價格發(fā)現與風險規(guī)避的功能有利于我國農產品市場的穩(wěn)定發(fā)展，農業(yè)與金融業(yè)的結合有助于推進我國現代化建設的進程，糧食金融化必然會成為未來農產品市場發(fā)展的一大趨勢。

4 結論與建議

4.1 結 論

本文采用Stata和Winrats軟件，并構造了代表波動水平的BEKK-GARCH雙變量模型，進行Wald 檢驗，全面分析小麥期貨現貨市場間的波動溢出效應。根據以上實證分析可以得出以下幾個主要結論：第一，期貨市場對現貨市場呈波動溢出效應；第二，兩個市場有一者發(fā)生價格波動，會對另一者的波動率產生一定的影響；第三，小麥的市場價格在形成過程中受期貨市場的影響遠遠大于現貨市場，而且普麥期貨與小麥現貨比強麥期貨與小麥現貨的聯(lián)系更加密切。

4.2 對策建議

4.2.1 加快推動完善期現貨交易系統(tǒng)與風險預警系統(tǒng)技術創(chuàng)新

首先，建立健全電子交易的法律法規(guī)，為交易系統(tǒng)技術創(chuàng)新提供前提條件，創(chuàng)造有益于技術創(chuàng)新的環(huán)境。其次，在加快交易系統(tǒng)技術創(chuàng)新的過程中，從人力、物力、財力上加大對交易系統(tǒng)、硬件設施等方面的研發(fā)與投資力度，為期貨行業(yè)的發(fā)展提供技術與服務支撐。最后，應用云計算等高科技技術，構架以小麥期貨價格為核心的交易系統(tǒng)與市場風險預測預警系統(tǒng)，從而保障交易的安全性與有效性。

4.2.2 發(fā)揮政府的引導作用，明確市場機制和政府引導的界限

第一，完善小麥期貨的價格引導功能，不僅需要發(fā)揮市場的資源配置作用，也需要政府運用合理的手段對其進行引導，以保證價格功能的發(fā)揮與市場的正常運行。第二，政府應完善法律法規(guī)，健全監(jiān)管機制，堅持“走出去”戰(zhàn)略，遵循市場規(guī)律，避免過度行政干預。此外，政府應當鼓勵更多的投資者、套期保值者、期貨經紀人等進入國際期貨市場，推動我國小麥期貨的國際化步伐，使我國的期貨產品定價與國際市場接軌。