摘 要：運用Wright基于秩和符號的非參數(shù)方差比檢驗以及傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比檢驗方法，對中國近年來上市的5個農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種，豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油和早秈稻期貨市場的有效性進行了檢驗。這5個品種在2009—2012年間的收盤價和結(jié)算價均被檢驗，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：在樣本期內(nèi)只有白糖和菜籽油期貨市場在一定程度上達到弱式有效，而豆油、棕櫚油和早秈稻期貨市場則均未達到弱式有效。分析有效性表現(xiàn)不佳的原因，并提出相關(guān)建議措施以改善并提高中國農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場的有效性水平。

關(guān)鍵詞：期貨市場；有效性；隨機游走；方差比檢驗；秩和符號檢驗

中圖分類號：F830 文獻標(biāo)志碼：A 文章編號：1673-291X（2013）30-0166-06

引言

期貨市場有效性檢驗是期貨市場的熱點研究領(lǐng)域。目前，學(xué)術(shù)界對中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場有效性已經(jīng)進行了一定的研究，并取得了一定的成果，但這些研究基本上都集中在大豆、小麥、玉米、豆粕這些上市比較早，相對比較成熟的品種上，而對于近年來陸續(xù)上市的農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種——豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油以及早秈稻期貨市場的有效性進行研究的文章還很少。但從目前的情況來看，這些農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種在上市以后的短短幾年內(nèi)交易規(guī)模不斷擴大，成交量和持倉量穩(wěn)步增長。那么在如此的發(fā)展勢頭下，這些農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的市場有效性情況如何，這的確是理論界和實務(wù)界共同關(guān)注的問題。本文的目的就在于對中國的5個農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場的有效性進行檢驗，以對其市場實際運行情況做出客觀評價，加深大家對它們的了解。

Fama的有效市場假說為期貨市場有效性檢驗提供了思路，即從期貨價格自身的運動規(guī)律入手，檢驗其是否符合弱式有效所對應(yīng)的隨機游走特征。國內(nèi)外學(xué)者曾采用各種計量方法對期貨等金融市場價格是否滿足隨機游走進行檢驗，但最近十多年來，由于方差比方法相比于傳統(tǒng)方法更為有效、可靠，尤其是在金融時間序列存在異方差的情況下，因此該方法被極為廣泛地應(yīng)用于市場有效性的隨機游走檢驗中。比如應(yīng)用Lo-MacKinlay方差比方法，Pan等[1]（1997）對四個外匯期貨市場、Lee和Mathur[2]（1999）對西班牙期貨市場的有效性進行檢驗，結(jié)果均不能拒絕隨機游走假設(shè)；辛宇和陳工孟[3]（2006）對中國商品期貨市場的小麥、大豆、銅等六個品種的有效性進行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有銅期貨市場不能拒絕隨機游走假設(shè)，在整個樣本期間基本達到了弱式有效。

盡管Lo-MacKinlay方差比方法在同方差和異方差情況下均比較有效，但該方法屬于漸近檢驗，即其統(tǒng)計量的樣本分布依賴于大樣本漸近極限分布，這樣在小樣本情況下可能導(dǎo)致錯誤的統(tǒng)計推斷。因此，Wright [4] （2000）對Lo-MacKinlay方差比方法進行了改進，提出了一種基于秩和符號的非參數(shù)方差比檢驗方法，該方法的優(yōu)點在于其統(tǒng)計量的樣本分布不依賴于大樣本漸近極限分布，并且Wright（2000）通過蒙特卡羅模擬試驗證實，該方法相比于傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比方法，具有更優(yōu)良的小樣本特性。近年來，基于秩和符號的方差比檢驗在實證研究中也得到了一定應(yīng)用，如Buguk 和Brorsen [5] （2003）將Wright的基于秩和符號的方差比檢驗以及傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比檢驗同時應(yīng)用于伊斯坦布爾股票市場，結(jié)果兩種檢驗方法得出的結(jié)論不盡一致，Lo-MacKinlay方差比檢驗支持隨機游走，而Wright的非參數(shù)檢驗則拒絕隨機游走；Hoque等[6]（2007）以及Fifield和Jetty[7]（2008）也將這兩種方差比檢驗分別應(yīng)用于亞洲8個新興股票市場和中國股票市場的弱式有效性檢驗中。

在上述研究的基礎(chǔ)上，本文對中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場的弱式有效性進行隨機游走檢驗。本文的特點體現(xiàn)在：首先，本文關(guān)注的是中國近年來上市的5個農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種，即豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油以及早秈稻期貨市場的有效性情況；目前這方面的研究還十分少。其次，本文同時采用Wright的基于秩和符號的非參數(shù)方差比檢驗以及傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比檢驗方法來考察隨機游走模型在這5個市場中是否成立；其中，具有良好小樣本特性的Wright非參數(shù)方差比檢驗方法還尚未應(yīng)用于中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場。最后，本文不僅對各期貨品種的收盤價進行檢驗，還對各期貨品種的結(jié)算價進行檢驗，以增強本文市場有效性檢驗結(jié)論的可靠性。

一、研究模型與方法

（一）Lo-MacKinlay方差比檢驗

方差比檢驗基于以下特性：隨機游走增量的方差是樣本間隔的線性函數(shù)，即對于樣本容量為T+1的價格時間序列，如果遵循隨機游走過程，則其k階差分的方差是其一階差分方差的k倍，因此滯后k階的方差比就定義為VR（k）：k階差分方差的1/k倍與一階差分方差之間的比值。顯然，對于隨機游走過程，任何滯后階數(shù)k的VR（k）都應(yīng)該等于1。

令xt為價格序列的一階差分即收益序列，其中t = 1，…，T，則Wright（2000）給出了如下方差比統(tǒng)計量的表達式：

VR（x；k）=（xt+xt-1+…+xt-k+1-k）2÷（xt-）2 （1）

其中=T-1∑T t=1xt；如果價格序列遵循隨機游走，則對于任意滯后階數(shù)k，VR（x；k）。Lo 和MacKinlay[8]（1988）提出了漸近服從標(biāo)準正態(tài)分布的統(tǒng)計量用以檢驗隨機游走原假設(shè)是否成立，即

M2（x；k）=（VR（x；k）-1）2δ（j）-1/2 （2）

其中

δ（j）=（xt-）2（xt-j -）2÷[（xt-）2]2 （3）

（二）Wright的基于秩和符號的方差比檢驗

由于Lo-MacKinlay方差比檢驗為漸近檢驗，其統(tǒng)計量的樣本分布漸近服從標(biāo)準正態(tài)分布，在有限樣本的情況下，其分布常常是有偏的，這樣容易降低檢驗功效，從而導(dǎo)致錯誤的統(tǒng)計推斷。為了解決這一問題，Wright（2000）在Lo-MacKinlay方差比檢驗的基礎(chǔ)上，提出了一種基于秩和符號的非參數(shù)方差比檢驗方法。在樣本量相對較小的情況下，相對于Lo-MacKinlay方差比檢驗，基于秩和符號的方差比檢驗有兩個優(yōu)點：檢驗統(tǒng)計量具有精確的樣本分布，而不依賴于大樣本漸近極限分布；在通常的時間序列數(shù)據(jù)非正態(tài)分布的情況下，這種非參數(shù)方差比檢驗比Lo-MacKinlay方差比檢驗具有更高的檢驗功效。

Wright（2000）采用如下方式推導(dǎo)出秩和符號統(tǒng)計量。令r（xt）表示xt在序列x1，…，xT中的秩次，統(tǒng)計量R1和R2定義為：

R1（k） -1-1/2 （4）

R2（k）-1-1/2 （5）

其中標(biāo)準化秩次r1t=，r2t=？椎-1，且？椎為標(biāo)準正態(tài)累積分布函數(shù)。

類似地，符號統(tǒng)計量S1定義為：

S1（k） -1-1/2 （6）

其中st=2u（xt，0），且u（xt，0）=0.5，xt>0-0.5，其他；在xt為鞅差分序列的情況下，st是均值為0，方差為1的i.i.d.序列，其取值為1和-1的概率均等于0.5。

以上統(tǒng)計量R1，R2和S1具有精確的樣本分布，其臨界值可通過模擬該樣本分布獲得；Wright（2000）提供了不同樣本數(shù)及不同滯后階數(shù)k所對應(yīng)的R1，R2和S1檢驗的臨界值；本文所使用的臨界值（如表1所示）。

二、樣本數(shù)據(jù)及其基本統(tǒng)計特征

本文以大連商品交易所的豆油、棕櫚油期貨以及鄭州商品交易所的白糖、菜籽油和早秈稻期貨為研究對象；各期貨品種的日收盤價和結(jié)算價均被考察。由于這5個期貨品種的上市時間不同，我們選取近三年即2009—2012年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，具體的樣本區(qū)間：豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油為2009.2.2—2012.2.29；早秈稻為2009.5.4—2012.5.31。樣本數(shù)據(jù)來自大連和鄭州商品交易所。

這5個農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的交易與上市較早的品種有著不同的特點：首先，在各品種交易的所有交割月份的合約中，一般只有1、5和9這三個交割月合約交易比較活躍，成交量比較大，而其他月份的合約交易十分清淡；其次，各品種1、5和9這三個交割月合約一般都是在距離其交割月前的中遠期交易比較活躍，而臨近交割月交易活躍程度明顯下降。基于上述特點，我們選擇各品種1、5和9這三個交割月合約作為代表性合約，并選取這三個合約距離其交割月前的中遠期月份的每日收盤價和結(jié)算價為代表構(gòu)造連續(xù)期貨價格序列。各品種連續(xù)期貨日收盤價和結(jié)算價序列包含的樣本個數(shù)：豆油、棕櫚油、白糖和菜籽油均為751個，早秈稻為748個。對各期貨日收盤價和結(jié)算價序列取自然對數(shù)，則期貨對數(shù)收益序列xt表示為：xt=lnpt-lnpt-1。

表2給出了期貨收益序列xt的描述性統(tǒng)計情況，各期貨收益序列的偏度系數(shù)均不為0，峰度均大于3，呈現(xiàn)尖峰厚尾非正態(tài)特征，JB統(tǒng)計量在5%顯著性水平拒絕原假設(shè)，證實各收益序列均不服從正態(tài)分布。檢驗是否存在ARCH效應(yīng)的LM統(tǒng)計量檢驗結(jié)果顯示：除了早秈稻以外，各期貨收益序列均存在非常顯著的條件異方差現(xiàn)象，這也是金融時間序列數(shù)據(jù)的普遍特征；而早秈稻期貨收益序列的條件異方差特征不顯著，這可能和樣本期間內(nèi)的早秈稻期貨價格波動比較小有關(guān)。

三、實證結(jié)果及其分析

對期貨收益序列xt應(yīng)用上述兩種方差比檢驗，方差比檢驗的滯后階數(shù)通常選擇2、4、8、16四個值，我們可運算出針對每一滯后階數(shù)相應(yīng)的方差比檢驗統(tǒng)計量值。下頁表3報告了期貨收盤價收益序列的兩種方差比檢驗結(jié)果，其中R1，R2，S1為Wright的基于秩和符號的方差比檢驗統(tǒng)計量（這三個統(tǒng)計量檢驗功效相同；Wright，2000），M2為Lo-MacKinlay方差比檢驗統(tǒng)計量，它們均為異方差—穩(wěn)健性統(tǒng)計量，適用于xt為異方差即鞅差分序列的情形（由于Lo-MacKinlay檢驗的M1統(tǒng)計量適用于xt為i.i.d.序列的情形，當(dāng)xt為異方差時，其檢驗功效遠低于M2統(tǒng)計量，故在此并未報告）。我們根據(jù)Hoque等（2007）的原則，采用上述四個檢驗統(tǒng)計量（R1，R2，S1 和M2）可做出統(tǒng)計判斷，即在1%、5%和10%的任何一個顯著性水平，如果有兩個以上（包括兩個）拒絕隨機游走原假設(shè)的情況出現(xiàn)，則可得出隨機游走原假設(shè)被拒絕的結(jié)論。比如根據(jù)表4的豆油期貨的檢驗結(jié)果顯示，在5%顯著性水平下，其R1，R2和M2統(tǒng)計量共有3個拒絕隨機游走原假設(shè)的情況，因而最后得出拒絕隨機游走原假設(shè)的結(jié)論。

顯然從下頁表3可以看出，除了白糖以外，對于豆油、棕櫚油、菜籽油和早秈稻期貨收盤價收益序列來說，其隨機游走原假設(shè)在5%顯著性水平下均被拒絕；因為在5%顯著性水平下，豆油的R1和S1統(tǒng)計量有兩個拒絕的情況，棕櫚油的R1和S1統(tǒng)計量有3個拒絕的情況，而菜籽油的R1，R2 和S1統(tǒng)計量有7個拒絕的情況以及早秈稻的S1統(tǒng)計量有3個拒絕的情況；顯然，相比于其他品種，菜籽油期貨顯示出更強的拒絕隨機游走原假設(shè)的實證證據(jù)。然而對于白糖期貨收盤價收益序列來說，由于只有R1統(tǒng)計量在k=2時1個拒絕的情況，故可認為其隨機游走原假設(shè)并不能被拒絕。此外，比較兩種方差比檢驗結(jié)果會發(fā)現(xiàn)，對于豆油、棕櫚油、早秈稻期貨，其隨機游走假設(shè)被拒絕均由Wright的方差比檢驗統(tǒng)計量R1，R2和S1來完成，而不是由Lo-MacKinlay方差比檢驗統(tǒng)計量M2完成的；事實上這種情況也適用于菜籽油期貨，其隨機游走假設(shè)在5%顯著性水平下被拒絕也是由Wright的檢驗統(tǒng)計量R1，R2和S1完成的，而Lo-MacKinlay檢驗統(tǒng)計量M2在5%顯著性水平下不能拒絕隨機游走假設(shè)。兩種方差比檢驗結(jié)果不盡一致，原因可能在于Wright的方差比檢驗比Lo-MacKinlay方差比檢驗具有更高的檢驗功效（Wright，2000），表現(xiàn)為Wright的檢驗統(tǒng)計量R1，R2和S1比Lo-MacKinlay檢驗統(tǒng)計量M2能更為有效地捕捉歷史價格數(shù)據(jù)中的序列自相關(guān)特征。

下頁表4報告了期貨結(jié)算價收益序列的兩種方差比檢驗結(jié)果。從四個統(tǒng)計量R1，R2，S1 和M2的檢驗結(jié)果可以判斷，對于豆油、棕櫚油、白糖和早秈稻期貨結(jié)算價收益序列，其隨機游走原假設(shè)均被拒絕；并且其中棕櫚油和白糖期貨顯示出比其他兩個品種更強的拒絕隨機游走原假設(shè)的實證證據(jù)。而菜籽油期貨結(jié)算價收益序列的檢驗結(jié)果出乎我們的意料，其隨機游走原假設(shè)完全不能被拒絕，因為它的四個統(tǒng)計量R1，R2，S1和M2未出現(xiàn)任何拒絕的情況。

表5對期貨收盤價和結(jié)算價的方差比檢驗結(jié)果進行了比較。根據(jù)四個統(tǒng)計量R1，R2，S1和M2拒絕隨機游走假設(shè)的情況可以發(fā)現(xiàn)，除了菜籽油以外，其他四個品種的結(jié)算價均比其收盤價有更多的拒絕隨機游走假設(shè)的情況，尤其是棕櫚油和白糖，顯然這說明結(jié)算價比收盤價顯示出更強的拒絕隨機游走假設(shè)的實證證據(jù)。這正好驗證了辛宇和陳工孟（2006）的邏輯推斷，即由于結(jié)算價是對整個交易日內(nèi)所有交易價格的成交量加權(quán)平均價格，它反映了更多的噪音交易，因此其對市場有效性的偏離程度會更大一些；而收盤價基本上是由當(dāng)日的最后一筆或幾筆交易決定的，它包含的噪音交易的影響應(yīng)該相對較少，其對市場有效性的偏離程度會相對較低。然而，值得注意的是菜籽油期貨的檢驗結(jié)果，其收盤價顯示出非常顯著的拒絕隨機游走假設(shè)的實證證據(jù)，但其結(jié)算價卻完全不能拒絕隨機游走假設(shè)。如此特殊的表現(xiàn)，需要我們獲得菜籽油期貨更為詳細的日內(nèi)交易數(shù)據(jù)資料后做進一步考察，才能對這一實證結(jié)果給予合理的解釋。

最后，表5對期貨收盤價和結(jié)算價的方差比檢驗結(jié)果做了總結(jié)，即對于收盤價序列來說，除白糖以外，其他四個品種均拒絕隨機游走假設(shè)；而對于結(jié)算價序列來說，除菜籽油以外，其他四個品種均拒絕隨機游走假設(shè)。綜合以上實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)，只有白糖和菜籽油期貨市場在一定程度上達到弱式有效，而豆油、棕櫚油和早秈稻期貨市場則均未達到弱式有效。這說明總體上來說，這5個農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場對市場信息的反映情況還不是很理想，投資者仍可以利用歷史信息對未來價格進行預(yù)測從而獲利。

結(jié)論及建議

本文同時采用具有良好小樣本特性的Wright的基于秩和符號的非參數(shù)方差比檢驗以及傳統(tǒng)的Lo-MacKinlay方差比檢驗方法，對中國近年來上市的5個農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種，豆油、棕櫚油、白糖、菜籽油和早秈稻期貨市場的有效性進行了隨機游走檢驗。各品種在2009—2012年間的收盤價和結(jié)算價均被檢驗，結(jié)果表明：對于收盤價來說，除白糖以外，其他四個品種均拒絕隨機游走假設(shè)；對于結(jié)算價來說，除菜籽油以外，其他四個品種均拒絕隨機游走假設(shè)。因此，綜合收盤價和結(jié)算價的實證結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)只有白糖和菜籽油期貨市場在一定程度上達到弱式有效，而豆油、棕櫚油和早秈稻期貨市場則均未達到弱式有效。

以上研究結(jié)論表明目前中國這5個農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場的有效性表現(xiàn)不盡理想，其原因可能是多方面的。首先，這5個農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種都是近年來才陸續(xù)上市交易的，其中棕櫚油期貨2007年底才開始交易，而早秈稻期貨2009年初才開始交易，其發(fā)展歷史較短，市場發(fā)展還遠不夠成熟；其次，這5個農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的交易活躍程度尚顯不足，如前所述，目前在各品種上市交易的所有合約中，只有少數(shù)幾個合約交易較活躍，成交量較大，而多數(shù)合約的交易都十分清淡，成交量很小，有時甚至持續(xù)一段時間無成交量；第三，市場投資主體結(jié)構(gòu)不合理。中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場參與者歷來以中小散戶投機者為主，機構(gòu)投資者和套期保值力量嚴重不足，而后者相對于前者往往具有信息優(yōu)勢和穩(wěn)定市場的作用；第四，中國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場部分交易制度設(shè)計存在缺陷，比如保證金制度過于單一，漲跌停板制度也過于嚴格，缺乏靈活性等等。上述這幾方面因素都可能導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的市場有效性表現(xiàn)不佳。

鑒于此，期貨市場管理部門應(yīng)采取相應(yīng)措施以努力改善并提高中國農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場的有效性水平。具體措施包括：（1）積極探索活躍農(nóng)產(chǎn)品期貨交易的各種途徑，如加強農(nóng)產(chǎn)品期貨新品種的推薦和宣傳力度，降低它們的交易手續(xù)費，引入新的交割運作方式，完善指定交易商制度等；（2）改善投資主體結(jié)構(gòu)，加快農(nóng)產(chǎn)品期貨市場投資者的培育。一方面應(yīng)適當(dāng)放開銀行、基金等農(nóng)產(chǎn)品期貨機構(gòu)投資者的市場準入限制，并積極培育中國農(nóng)產(chǎn)品期貨投資基金；另一方面應(yīng)鼓勵廣大農(nóng)民和國有糧油類企業(yè)利用農(nóng)產(chǎn)品期貨市場進行套期保值有效規(guī)避市場風(fēng)險；（3）改進交易制度的設(shè)計，實施更為靈活的保證金制度，適當(dāng)降低套期保值和機構(gòu)投資者的保證金比例；針對不同的農(nóng)產(chǎn)品期貨品種，實行靈活的動態(tài)漲跌幅限制等；（4）加強農(nóng)產(chǎn)品期貨市場發(fā)展過程中的規(guī)范化建設(shè)和風(fēng)險管理，完善自律機制，盡快出臺相關(guān)法律法規(guī)。期貨市場管理部門應(yīng)參考以上建議措施不斷改善并提高中國農(nóng)產(chǎn)品新品種期貨市場的有效性水平，確保其健康發(fā)展。

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