查婷俊， 徐建玲

(1.南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210093；2.南京財經(jīng)大學(xué)糧食安全與戰(zhàn)略研究中心/江蘇省糧食流通與安全協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 210003)

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大豆期貨市場有效性的多維度分析

查婷俊1， 徐建玲2

(1.南京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江蘇 南京 210093；2.南京財經(jīng)大學(xué)糧食安全與戰(zhàn)略研究中心/江蘇省糧食流通與安全協(xié)同創(chuàng)新中心，江蘇 南京 210003)

摘要：基于期貨市場功能與期貨市場有效性內(nèi)在關(guān)聯(lián)的視角，選取了相關(guān)性指標(biāo)、Granger因果檢驗、GS模型檢驗和信息份額模型作為價格發(fā)現(xiàn)功能評價方法；基差分析、套期保值績效值分析、套期保值比率分析和成交量分析作為套期保值功能評價方法，對我國大豆期貨市場的有效性展開了多維度分析。研究認(rèn)為我國大豆期貨市場是弱式有效的，仍然有很大的提升空間，可以從完善期現(xiàn)貨主體的建設(shè)、完善期貨實物交割體制，降低交易成本、推進(jìn)期貨市場國際化等方面進(jìn)一步加強期貨市場的建設(shè)，進(jìn)而保證我國糧食安全。

關(guān)鍵詞：大豆期貨； 價格發(fā)現(xiàn)； 套期保值； 期貨市場； 糧食安全； 交易成本

農(nóng)產(chǎn)品期貨市場是現(xiàn)代農(nóng)產(chǎn)品市場體系不可或缺的組成部分，自1848年芝加哥期貨交易所(Chicago Board of Trade，簡稱“CBOT”)成立以來，期貨市場就以其價格發(fā)現(xiàn)和套期保值的兩大功能，影響著大豆從生產(chǎn)領(lǐng)域到流通領(lǐng)域的各個方面。1990年10月12日，中國鄭州糧食批發(fā)市場開始逐漸引入期貨交易機(jī)制，標(biāo)志著我國期貨市場正式成立。在后來的三十幾年中，期貨市場經(jīng)歷了跳躍式發(fā)展，期貨市場風(fēng)險管理機(jī)制和政策體制不斷完善。

2014年5月9日發(fā)布的《國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步促進(jìn)資本市場健康發(fā)展的若干意見》的第五條中明確提出了推進(jìn)期貨市場建設(shè)，發(fā)展商品期貨市場，其中特別強調(diào)了要充分發(fā)揮期貨市場價格發(fā)現(xiàn)和風(fēng)險管理功能，增強期貨市場服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的能力。在金融全球化的今天，作為發(fā)展中大國的中國，期貨市場在不斷完善的過程中是否能不斷提升期貨市場的有效性，保證其兩大基礎(chǔ)功能更好地發(fā)揮作用，成為主要議題，這也是本文立足于期貨市場功能角度研究大豆期貨市場效率的切實意義所在。

文章主要立足于價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能的視角，首先對期貨市場發(fā)揮價格發(fā)現(xiàn)、套期保值功能的現(xiàn)狀進(jìn)行基本闡述之后，通過期貨市場功能與大豆期貨市場有效性的內(nèi)在聯(lián)系，基于中國大豆期貨市場自身特點，運用了不同模型定性衡量了價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能的發(fā)揮程度，力求全面、客觀、準(zhǔn)確的衡量我國大豆期貨市場的有效性。

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)外學(xué)者普遍確定了期貨市場具有價格發(fā)現(xiàn)和套期保值兩大基本功能，而其他的派生功能會隨著這兩大功能的實現(xiàn)而自發(fā)實現(xiàn)[1]，針對價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能的發(fā)揮，學(xué)者們已進(jìn)行了一定的研究。

(一)價格發(fā)現(xiàn)功能視角的研究

對價格發(fā)現(xiàn)功能的實證研究，國內(nèi)外學(xué)者針對不同品種期貨、不同國家地區(qū)期貨市場的有效性都進(jìn)行了大量的研究，主要方法有相關(guān)系數(shù)檢驗、協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗、Garbade-Silber模型(簡稱“GS模型”)、信息份額模型、脈沖響應(yīng)、方程分解等，這些方法被學(xué)者們廣泛借鑒，并針對小麥、玉米、大豆、棉花、豬肉、肉牛、銅、外匯等農(nóng)產(chǎn)品期貨、金屬期貨、外匯期貨進(jìn)行了期貨市場的全面驗證，通過Johansen協(xié)整檢驗，認(rèn)為，各類產(chǎn)品市場都存在長期協(xié)整關(guān)系，并且沒有任何一個市場是一直無效率的，尤其是對農(nóng)產(chǎn)品期貨，其市場有效性最強，期貨價格存在顯著的無偏性[2-6]。

針對我國期貨市場的研究，學(xué)者們的研究主要集中于以銅期貨為主的金屬期貨、以小麥、玉米、大豆期貨為主的糧食期貨以及以股指期貨為主的金融期貨市場的研究，針對大豆期貨市場的研究，大部分學(xué)者認(rèn)為我國期貨市場具有弱式有效[7-11]，唐衍偉等為代表的學(xué)者認(rèn)為我國大豆期貨市場仍未達(dá)到弱式有效[12]。

(二)套期保值功能視角的研究

針對套期保值功能的實證研究沒有價格發(fā)現(xiàn)的研究多，但國內(nèi)外學(xué)者們對此也進(jìn)行了一些方法和實證上的探究。主要的研究方法有基差分析、套期保值比率分析、套期保值績效值分析、GARCH模型分析和流動性分析等。

迄今為止對于套期保值功能的研究遠(yuǎn)不如價格發(fā)現(xiàn)功能研究的全面，尤其是對農(nóng)產(chǎn)品期貨的研究幾乎很少涉及套期保值問題，所采用的方法也較為單一：如Wen Du and Holly Wang對比分析我國小麥期貨市場與芝加哥小麥期貨市場，芝加哥小麥期貨市場處于全球小麥價格的主導(dǎo)地位，而我國小麥期貨市場則缺乏信息效率[13]；張利國對我國農(nóng)產(chǎn)品期貨存在的問題進(jìn)行了分析，認(rèn)為應(yīng)加快期貨的市場化發(fā)展，并提出相關(guān)政策建議[14]；王賽德針對我國小麥期貨市場進(jìn)行了協(xié)整分析，總結(jié)發(fā)現(xiàn)距離最后交易日越近期貨市場越有效率，而超過最后交易日56天的期貨市場則缺乏效率[15]；王駿等采用OLS、B-VAR、ECM和EC-GARCH四個模型計算套期保值最佳比率，并通過套期保值績效指標(biāo)綜合評價我國硬麥和大豆期貨市場的套期保值現(xiàn)狀[16]；陳雨生、喬娟運用相關(guān)性分析、基差分析、合約流動性分析進(jìn)行綜合對比，發(fā)現(xiàn)我國玉米期貨市場套期保值功能正在逐步改善，但仍需要向美國期貨市場不斷學(xué)習(xí)[17]；姚傳江和王鳳海認(rèn)為中國大豆期貨市場的短期效率比較高，而小麥期貨市場則因投機(jī)過度顯示為低效率[9]。

(三)對研究現(xiàn)狀的評述

國內(nèi)外學(xué)者對于期貨市場的有效性分析，主要偏重于對價格發(fā)現(xiàn)功能的研究，雖然價格發(fā)現(xiàn)功能是期貨市場的最基礎(chǔ)、最重要的功能，是期貨市場存在和發(fā)展的基礎(chǔ)，更是期貨市場套期保值功能發(fā)揮作用的前提[18]，但套期保值功能作為期貨市場兩大基本功能中不可或缺的功能之一，其重要性絕不亞于價格發(fā)現(xiàn)功能。因此，國內(nèi)外學(xué)者對于套期保值功能研究的較少，這是本文立足于將價格發(fā)現(xiàn)功能和套期保值功能并列探討的原因之一。

國內(nèi)外學(xué)者對于期貨市場有效性的研究作了一定的研究，但對于期貨市場有效性的檢驗得出相互矛盾的結(jié)論卻沒有很好的解釋，易蓉和汪壽陽認(rèn)為這些矛盾的來源主要是由于樣本、樣本期間和模型差異造成的[1]。而樣本、樣本期間的統(tǒng)一是簡單的數(shù)據(jù)選取問題，是容易克服的，但對于模型的差異，則要從模型本身入手。現(xiàn)有的研究對于造成這種差異的原因并沒有從模型的角度深入探究，雖然也有學(xué)者分別從價格發(fā)現(xiàn)和套期保值的角度進(jìn)行了簡單分析[10，17]，但都只是運用單一模型檢驗單一的期貨市場功能，沒有把有效性與期貨市場的兩大基本功能相聯(lián)系。本文從期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)和套期保值兩大基本功能入手，從定性到定量，層層遞進(jìn)，對大豆期貨市場有效性進(jìn)行較為客觀也較為符合實際的分析。

二、理論分析與模型、數(shù)據(jù)選取

(一)期貨市場功能與有效性的內(nèi)在聯(lián)系

根據(jù)學(xué)者們現(xiàn)有的研究，認(rèn)為期貨市場的有效性主要由定價效率、運行效率、配置效率三個方面組成，同時期貨市場具備價格發(fā)現(xiàn)、套期保值兩大基本功能，以及資源配置功能、投機(jī)功能、價格穩(wěn)定功能等功能[19]?；趯W(xué)者們現(xiàn)有的研究，本文認(rèn)為期貨市場有效性與其功能存在著密切關(guān)聯(lián)：

(1)針對期貨市場定價效率，學(xué)者們進(jìn)行了相應(yīng)的實證研究，基于學(xué)者們對于期貨市場定價效率研究過程中采取的方法以及期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的定義，認(rèn)為期貨市場的定價效率就是期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能發(fā)揮的效率，即表現(xiàn)為期貨市場價格對市場信息的反映情況和對未來現(xiàn)貨價格的預(yù)測能力[20-21]。

(2)盡管期貨市場的定價效率是其效率體現(xiàn)的核心[1]，但定價效率的體現(xiàn)離不開運行有效的市場[22]，學(xué)者們單獨針對期貨市場運行效率的研究不多，但現(xiàn)有研究中，張利國，王駿等，陳偉，張代軍和陳偉等大多數(shù)學(xué)者都采用流動性和套期保值比率來驗證期貨市場的運行效率[23]，而這些指標(biāo)在體現(xiàn)期貨市場運行效率的同時，也是檢驗套期保值功能發(fā)揮的重要指標(biāo)，基于此，本文認(rèn)為對期貨市場套期保值功能發(fā)揮情況的研究可以反映期貨市場運行效率的高低。

(3)期貨市場的配置效率建立在其定價效率和運行效率的基礎(chǔ)之上[1]，期貨市場價格如果不能真實地反映其內(nèi)在價值，不能很好的發(fā)揮其定價效率和運行效率，就可能引導(dǎo)資源流向錯誤的領(lǐng)域。因此本文認(rèn)為針對期貨市場價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能進(jìn)行分析的結(jié)果，在反映了期貨市場定價效率和運行效率的同時，也可以間接的反映出期貨市場的綜合配置效率。

基于以上分析，將期貨市場有效性與其功能的內(nèi)在聯(lián)系表示為圖1。

圖1　期貨市場有效性與其功能的內(nèi)在聯(lián)系圖

(二)模型建立與數(shù)據(jù)選取

本文綜合國內(nèi)外學(xué)者的理論分析與實證檢驗，將衡量價格發(fā)現(xiàn)功能的檢驗方法歸納為相關(guān)系數(shù)檢驗、Granger因果檢驗、Garbade-Silber模型(簡稱“GS模型”)、信息份額模型等四種方法；將衡量價格套期保值的檢驗方法歸納為流動性分析、基差分析、套期保值比率分析和套期保值績效值分析等四個方面。具體如表1所示。

1.衡量價格發(fā)現(xiàn)功能的模型介紹

(1)相關(guān)系數(shù)檢驗

相關(guān)系數(shù)(r)反映了變量之間的線性關(guān)聯(lián)性，r值越高，則相關(guān)性越強，在有效的期貨市場上，可以采取該方法進(jìn)行衡量，雖然具有一定的局限性，但在初步判斷期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能的時候，仍可作為重要評價指標(biāo)。相關(guān)系數(shù)的計算公式如式(1)所示：

(1)

其中，r表示變量Xi和變量Yi的相關(guān)系數(shù)，n為變量總個數(shù)。

表1　期貨市場有效性檢驗方法與指標(biāo)一覽表

(2)Granger因果檢驗

Granger因果檢驗?zāi)Ｐ陀蒅ranger基于變量隨機(jī)時間序列的引導(dǎo)關(guān)系提出的，用于分析兩組變量之間的因果關(guān)系，因而被廣泛運用在經(jīng)濟(jì)、金融領(lǐng)域。進(jìn)行Granger因果檢驗需要先建立滯后n期的向量自回歸(VAR)模型如式(2)：

(2)

其中，Yt為現(xiàn)貨價格序列，Xt期貨價格序列，ε1t,ε2t為白噪聲，并假定其不相關(guān)。

原假設(shè)H10：β11=β12=…=β1n，若拒絕原假設(shè)，則Xt是Yt的Granger原因，反之，則Xt不是Yt的Granger原因；同理原假設(shè)H20：β21=β22=…=β2n，若拒絕原假設(shè)，則Yt是Xt的Granger原因，反之，則Yt不是Xt的Granger原因；如果上述原假設(shè)均被拒絕，則期貨價格和現(xiàn)貨價格互為對方的Granger原因，兩者相互引導(dǎo)。

上述建議還可以用F統(tǒng)計量進(jìn)行驗證，統(tǒng)計量計算公式如式(3)所示：

(3)

其中，T為樣本總量，n為最大值后期，N為VAR模型中當(dāng)期總變量個數(shù)，在對比期現(xiàn)貨市場價格和不同期貨市場價格時N=2，SSEr為原假設(shè)成立時的殘差平方和，SSEu為備擇假設(shè)成立時的殘差平方和。

(3)GS模型

GS模型是Garbabe and Silber提出的期貨價格與現(xiàn)貨價格關(guān)系的動態(tài)模型，是對Granger因果檢驗的補充。在Granger因果檢驗得出雙向引導(dǎo)關(guān)系的情況下，其本身無法說明期貨市場是否具有價格發(fā)現(xiàn)功能，以及該功能的發(fā)揮程度，此時就要借助GS模型進(jìn)行量化分析。

Garbabe and Silber通過研究，認(rèn)為期貨價格與現(xiàn)貨價格滿足如式(4)的基本關(guān)系：

Xt=Yt+rpt

(4)

其中，Yt為現(xiàn)貨價格序列，Xt期貨價格序列，rpt為價格升水，一般情況下，升水值為正，但當(dāng)現(xiàn)貨市場發(fā)生供不應(yīng)求時可能為負(fù)。

根據(jù)式(4)的基本關(guān)系，推導(dǎo)出的GS模型如式(5)所示：

(5)

假設(shè)δ=1-βx-βy,α=αy-αx，則式(5)可以簡化為式(6)：

Xt-Yt=α+δ(Xt-1-Yt-1)+εt

(6)

用βy/βx的值表示價格發(fā)現(xiàn)過程中，期貨價格對現(xiàn)貨價格的價格發(fā)現(xiàn)程度，該值越接近1，期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能發(fā)揮的越好，反之，該值越接近0，則期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能無法體現(xiàn)，即0.5<βy/βx<1，則期貨價格主導(dǎo)現(xiàn)貨價格，0<βy/βx<0.5，則現(xiàn)貨價格主導(dǎo)期貨價格。

(4)信息份額模型

信息份額模型是Hasbrouck[24]提出的探討價格發(fā)現(xiàn)機(jī)制的模型之一，主要思想是建立向量誤差修正模型之后，得到其脈沖響應(yīng)函數(shù)，進(jìn)一步對共因子進(jìn)行方差分解，最終確定期貨市場、現(xiàn)貨市場對共因子方差的貢獻(xiàn)比例，從而通過貢獻(xiàn)程度判斷價格發(fā)現(xiàn)功能發(fā)揮情況。

如果期貨價格與現(xiàn)貨價格之間存在長期協(xié)整關(guān)系，則可以建立如式(7)的向量誤差修正模型(VECM)：

(7)

如果αy的值較小，則可以認(rèn)為期貨價格在價格發(fā)現(xiàn)過程中起主導(dǎo)作用。

在此基礎(chǔ)上，可以將Xt、Yt分解成兩部分，一部分是兩個市場的共同有效價格，即共因子Ct，代表導(dǎo)致期、現(xiàn)貨價格的共同因素，另一部分是各自的噪聲εt，即式(7)中各自的殘差項，分解后的方程如式(8)所示：

(8)

進(jìn)一步求得市場信息份額，設(shè)向量(γx,γy)與式(7)中的向量(αx,αy)正交，則有：

(1)市場信息不相關(guān)時，期貨市場Sx和現(xiàn)貨市場Sy的價格發(fā)現(xiàn)(信息份額)如式(9)所示：

(9)

其中，σ2為對應(yīng)市場中εt的方差。

(2)市場信息相關(guān)時，期貨市場和現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)(信息份額)如式(10)所示：

(10)

2.衡量套期保值功能的模型介紹

(1)基差分析

現(xiàn)貨價格與期貨價格的差額用基差表示，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：Dt=Yt-Xt，基差的存在主要是因為現(xiàn)貨的運輸和儲存需要較高成本，在理想的市場中，基差為負(fù)值，并隨著交割日期的不斷接近而趨于收斂，并且只有當(dāng)基差的變化小于現(xiàn)貨價格波動時，套期保值才能得以進(jìn)行，因此用表示基差的波動方差，用表示現(xiàn)貨價格的波動方差，并將兩者進(jìn)行對比，看基差的波動是否小于現(xiàn)貨價格的波動，以此判斷套期保值功能是否發(fā)揮作用。

(2)套期保值績效值分析

根據(jù)基差分析中得到的基差的波動方差Var(Dt)和現(xiàn)貨價格的波動方差Var(Yt)，可以采用更為直觀簡便的方法衡量套期保值的績效，設(shè)其績效為H，則績效計算方法如式(11)所示：

(11)

該績效值越接近1，說明套期保值的效果越好，即基差的波動幅度比現(xiàn)貨價格波動幅度小的越多，反之則績效越差。

(3)套期保值比率分析

計算套期保值比率時，首先先建立的向量自回歸模型如式(12)所示：

(12)

其中，α1i,α2i,β1i,β2i均為回歸系數(shù)，εt為隨機(jī)誤差項，且服從獨立同分布。

在建立模型的基礎(chǔ)上，要消除殘差項的自相關(guān)性，因此要找到滯后期L，令Var(εyt)=σy,Var(εxt)=σx,Cov(εyt,εxt)=σyx，可以得到最小風(fēng)險套期保值比率h的表達(dá)式，如式(13)所示：

(13)

(4)流動性分析

本文結(jié)合現(xiàn)有文獻(xiàn)，認(rèn)為流動性從供求變化對價格變化的影響來看，是買賣大量某種金融資產(chǎn)而不致其價格劇烈波動的一種價格平衡能力[25]；從交易難易程度來看，流動性也可以理解為期貨交易者在期貨市場中根據(jù)自己的意愿從事買賣并達(dá)成交易的難易程度[26]。因此，對流動性的分析，主要選用成交量指標(biāo)。

成交量是指一個時間單位內(nèi)對某項交易成交的數(shù)量。一般情況下，成交量大說明市場活躍度高，流動性則相對較高，由于套期保值者傾向于低風(fēng)險的近期交割期貨，如果期貨的流動性強，說明尋找交易對手相對容易，容易規(guī)避市場風(fēng)險，反之則較為困難，市場的流動性越低其流動性風(fēng)險也越大。

本文在價格發(fā)現(xiàn)功能視角的有效性分析中選擇標(biāo)準(zhǔn)的黃大豆1號(簡稱“豆一”)期貨品種作為研究對象，并選取“豆一連續(xù)”(期貨代碼：A0)的收盤價數(shù)據(jù)作為我國大豆期貨的價格數(shù)據(jù)?？紤]到第一，由于受到供求關(guān)系、原油價格因素、美元指數(shù)、金融危機(jī)、自然災(zāi)害等因素共同作用，2008年的國際大豆期現(xiàn)貨市場與國內(nèi)大豆期現(xiàn)貨市場都有著較為劇烈的變化，呈現(xiàn)出大幅度波動的態(tài)勢，因此為避免異常數(shù)據(jù)對于整體分析的影響，本文的數(shù)據(jù)起始點選擇2009年1月5日，并且一直持續(xù)到2014年4月30日；第二，由于現(xiàn)貨數(shù)據(jù)獲取的困難，只有2009至今的數(shù)據(jù)。因此將樣本空間定為2009年1月5日-2014年4月30日。

本文在套期保值功能視角的有效性分析中考慮到第一，由于這6個合約從時間跨度上正好跨越一年，并且為連續(xù)合約，且一直持續(xù)到本文寫作的時間2014年5月7日，已經(jīng)接近A1405合約的交割日期，因此可近似認(rèn)為價格不會再出現(xiàn)大幅偏離的波動；第二，由于現(xiàn)貨數(shù)據(jù)只能截止到當(dāng)前日期，故只能選取到A1405作為最后一個分析的合約。據(jù)此將樣本空間定為A1307、A1309、A1311、A1401、A1403、A1405這6個連續(xù)合約。

文章數(shù)據(jù)來源于Wind資訊金融終端系統(tǒng)的大豆期貨合約數(shù)據(jù)，大豆現(xiàn)貨價格數(shù)據(jù)來源于Wind資訊金融終端系統(tǒng)的大宗商品數(shù)據(jù)庫中大豆現(xiàn)貨價平均價作為本文大豆現(xiàn)貨價格數(shù)據(jù)。

三、期貨市場功能視角的有效性分析

(一)基于價格發(fā)現(xiàn)功能視角的有效性分析

首先，進(jìn)行相關(guān)性分析，如圖2所示：

數(shù)據(jù)來源：Wind資訊金融終端系統(tǒng)

從圖2中可以看出，我國大豆期貨價格與現(xiàn)貨價格總體上的走勢具有較高的一致性，計算可得我國大豆期貨價格與現(xiàn)貨價格的相關(guān)系數(shù)為0.8821，說明兩種價格之間具有較高的相關(guān)性，初步判斷我國大豆期貨市場具有價格發(fā)現(xiàn)功能。

為了進(jìn)一步定量研究期貨市場與現(xiàn)貨市場價格波動的主從關(guān)系，在平穩(wěn)性檢驗之后，進(jìn)一步進(jìn)行Granger因果檢驗，當(dāng)滯后期為2時，結(jié)果顯著，表明期貨價格對現(xiàn)貨價格有引導(dǎo)作用，反之，現(xiàn)貨價格對期貨價格的引導(dǎo)作用則不明顯，因此，通過Granger因果檢驗可以看出我國大豆期貨市場具有較為明顯的價格發(fā)現(xiàn)功能，對現(xiàn)貨的價格有指導(dǎo)作用。

為了能夠定量的分析價格發(fā)現(xiàn)功能的發(fā)揮狀況，根據(jù)式(14)建立的GS分析模型：

(14)

使用Eviews7.0進(jìn)行方程的回歸運算，得到如式(15)、(16)的回歸結(jié)果：

Xt=22.3753+0.0124Yt-1+(1-0.0124)Xt-1

(15)

(1.8685)(2.0755)

R2=0.9907，F(xiàn)值=67401.64，D.W.=2.1197

Yt=2.0794+(1-0.0067)Yt-1+0.0067Xt-1

(16)

(0.5659)(3.8079)

R2=0.9990，F(xiàn)值=663546.10，D.W.=1.7365

用βy/βx指標(biāo)的值表示價格發(fā)現(xiàn)過程中，期貨價格對現(xiàn)貨價格的價格發(fā)現(xiàn)程度，該值越接近1，期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能發(fā)揮的越好，反之，該值越接近0，則期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能無法體現(xiàn)，計算的βy/βx值為0.5403，0.5<βy/βx<1，故期貨價格主導(dǎo)現(xiàn)貨價格，從結(jié)果來看，我國大豆期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能占主導(dǎo)地位，但主導(dǎo)的作用并不是非常明顯，比現(xiàn)貨價格對于期貨價格主導(dǎo)作用的0.4597僅僅高出8.06%。

為了驗證GS模型回歸分析得出的結(jié)論，本部分采用信息份額模型進(jìn)行分析。首先，先建立VAR模型如式(17)所示：

(17)

根據(jù)Eviews7.0的擬合結(jié)果，R2值和調(diào)整R2的值均超過99%，VAR模型的擬合結(jié)果較好，可以進(jìn)行進(jìn)一步的脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，結(jié)果如圖3所示。

根據(jù)圖3中的脈沖響應(yīng)函數(shù)結(jié)果，總體看，現(xiàn)貨價格與期貨價格的隨機(jī)擾動，都會在滯后第1期對其自身及另一個市場價格產(chǎn)生影響。

首先分析左邊的現(xiàn)貨價格脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，現(xiàn)貨價格的一個隨機(jī)擾動對現(xiàn)貨價格本身有較大的影響，并且在滯后1期呈急劇下降趨勢，在滯后2期，下降幅度減緩，從滯后3期開始逐漸平穩(wěn)，隨機(jī)擾動對其產(chǎn)生的影響逐步消失；期貨價格的一個隨機(jī)擾動對現(xiàn)貨價格的影響呈滯后1期先上升，滯后2期下降，然后從滯后3期開始趨于平穩(wěn)，期貨市場價格的隨機(jī)擾動對其產(chǎn)生的影響逐漸消失。

然后分析右邊的期貨價格脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，現(xiàn)貨價格的一個隨機(jī)擾動對期貨價格有較大的影響，在滯后1期呈急劇下降趨勢并且一直降為負(fù)值，在滯后2期回升至0左右，從滯后3期開始逐漸平穩(wěn)并最終保持在0，隨機(jī)擾動對其產(chǎn)生的影響逐步消失；期貨價格的一個隨機(jī)擾動對期貨價格本身的影響呈先劇烈下降后回升至0并保持的趨勢，在滯后1期下降至負(fù)值，滯后2期小幅回升，然后從滯后3期平穩(wěn)在0左右，期貨市場價格的隨機(jī)擾動對其本身產(chǎn)生的影響逐漸消失。

圖3　我國大豆期(右)、現(xiàn)貨(左)價格的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖

從方差分解結(jié)果看，期貨市場的信息份額占大豆價格長期變化中的54.04%，現(xiàn)貨市場的信息份額占大豆價格長期變化中的45.96%，認(rèn)為期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能較現(xiàn)貨市場要強約8.08%。

該結(jié)果與采用GS模型得出的結(jié)果非常接近，可以認(rèn)為結(jié)果比較具有說服力。

(二)基于套期保值功能視角的有效性分析

根據(jù)A1307、A1309、A1311、A1401、A1403、A1405這6個合約的期貨收盤價格，找到對應(yīng)日期的現(xiàn)貨價格，利用Dt=Yt-Xt公式計算基差，其中Dt為基差值，Yt為現(xiàn)貨價格，Xt為期貨價格，繪制如圖4-9的6個合約的基差波動走勢。

綜合連續(xù)合約的基差變化圖發(fā)現(xiàn)，一般基差為正的情況多出現(xiàn)在每年的秋冬季節(jié)(一般在當(dāng)年8月—11月左右)，出現(xiàn)這樣的情況從數(shù)據(jù)上分析，是由于現(xiàn)貨市場剛剛經(jīng)歷大豆的收儲，可能導(dǎo)致現(xiàn)貨市場的供不應(yīng)求，造成現(xiàn)貨價格上升致使期貨價格之上，使基差出現(xiàn)正值，其他時間內(nèi)基本都是負(fù)值，說明期貨價格和現(xiàn)貨價格以及基差都處于正常范圍。按照大連商品交易所的規(guī)定，黃大豆1號檢驗費為2元/噸，由倉庫收??；倉儲費為0.40元/噸/天，5月1日至10月31日加收0.10元/噸/天；交割手續(xù)費為4元/噸；鐵路運輸入庫25元/噸，汽車運輸8元/噸；鐵路運輸出庫費用27元/噸，汽車運輸8元/噸，即總交割費用最高不應(yīng)超過58.5元/噸，也即理論上基差不應(yīng)超出58.5元/噸，但實際上基差往往都超過該值，尤其是A1403和A1405這2個合約，在臨近交割日期時仍具有較大的基差，說明其套期保值的功能發(fā)揮不足，具有一定的風(fēng)險，且出現(xiàn)較大基差的時間是比較統(tǒng)一的，說明國際大豆市場和我國政策對這兩個合約造成了較大的影響；但相反，A1307、A1309、A1311和A1401這4個合約的套期保值功能較好，風(fēng)險較小。

通過定性分析之后，進(jìn)一步使用定量分析，對我國大豆期現(xiàn)貨價格的套期保值進(jìn)行績效分析，計算出A1307、A1309、A1311、A1401、A1403和A1405這6個合約的套期保值績效，如表2所示。

從表2可以看出，選取的6個我國大豆期貨合約中，套期保值效果最好的為A1307和A1401，其次為A1309和A1311，而A1403和A1405的套期保值效果則較差，且由于接近交割日的基差增大，使得風(fēng)險更為加劇，這與前面的定性分析結(jié)果較為吻合。

為了進(jìn)一步驗證結(jié)果，采用套期保值比率進(jìn)行進(jìn)一步的分析，得出A1307、A1309、A1311、A1401、A1403和A1405這6個合約的套期保值比率，比率越高，則套期保值功能發(fā)揮的越好，計算得出結(jié)果如表3所示。

表2　合約套期保值績效值結(jié)果

表3　合約套期保值比率結(jié)果

從表3可以看出，選取的6個我國大豆期貨合約中，套期保值比率最高的為A1307、A1311和A1403，其次為A1309和A1405，A1311的套期保值比率最低，而的套期保值的比率越高，說明成功進(jìn)行合約對沖的比率越大，則套期保值的功能發(fā)揮的越好，合約風(fēng)險越小，除了A1403合約與前面的分析結(jié)果不一致外，其他的與前面的套期保值績效分析和基差分析結(jié)果較為吻合，分析認(rèn)為A1403合約之所以出現(xiàn)不同的分析結(jié)果，可能是由于其現(xiàn)貨價格較穩(wěn)定，但在臨近交割日時期貨市場受到信息的干擾，造成期貨價格的波動所導(dǎo)致的基差較大，由于套期保值績效值與基差值相關(guān)，進(jìn)而影響到套期保值績效值的分析。

最后選取成交量指標(biāo)，對合約A1307、A1309、A1311進(jìn)行分析如圖10-12所示，選取這三個合約的原因是因為這三個合約在之前的套期保值績效分析中，套期保值的功能發(fā)揮的較好，分析其成交量更具有意義。

圖10　A1307合約成交量波動走勢圖

綜合這3個合約的成交量變化趨勢圖來看，合約A1309是其中表現(xiàn)最為活躍，且成交量分布最為健康的合約，認(rèn)為該合約的套期保值效果是最好的，而其余兩個合約受信息影響出現(xiàn)了成交量異常值，并且兩者的活躍度總體并不高，因此認(rèn)為套期保值效果不如合約A1309好。

圖11　A1309合約成交量波動走勢圖

圖12　A1311合約成交量波動走勢圖

四、研究結(jié)論與對策建議

(一)結(jié)論

從相關(guān)性分析、Granger因果檢驗、GS模型和信息份額模型得出的結(jié)論基本可以認(rèn)為我國期貨市場具備了引導(dǎo)現(xiàn)貨市場的功能，屬于弱有效市場，這與學(xué)者們得出的結(jié)論較為吻合，本文基于GS模型和信息份額模型的綜合分析，有效的避免了學(xué)者們研究中的矛盾之處，從GS模型和信息份額模型的結(jié)果看，期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能較現(xiàn)貨市場強約8%，說明我國期貨市場雖然對價格引導(dǎo)有一定的影響力，但仍有待加強，本章基于兩種定性模型得出的結(jié)論有較高的一致性，也使得本章的結(jié)論具有較高的可信度。

從基差分析、套期保值比率、套期保值績效、流動性分析得出的結(jié)論基本可以認(rèn)為我國期貨市場具備了套期保值功能，由于我國大豆期貨市場套期保值的研究特別是定量分析的缺乏，因此可參照的現(xiàn)有成果不足，但本文的檢驗結(jié)果與喬娟[19]的研究成果基本吻合，對于部分合約(例如A1403、A1405等)缺乏套期保值功能，臨近交割日期反而基差加大，套期保值績效值也較低的原因可能有以下兩點：第一，我國大豆期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能的不顯著導(dǎo)致套期保值功能不能很好發(fā)揮；第二，A1403、A1405兩個合約的基差大幅下降均出現(xiàn)在2013年底直至交割日，時間上具有高度一致性，可能是由于年底開始的CBOT大豆價格預(yù)期的大幅回落，且月度供需報告顯示出的消費預(yù)期的季節(jié)性特征增強，由于我國大豆期貨受CBOT影響最大，因此可能由于國際大豆價格預(yù)期而發(fā)生較大的波動，表明我國大豆的套期保值功能的市場獨立性還不夠穩(wěn)定。

由于套期保值功能與價格發(fā)現(xiàn)功能相輔相成，其中價格發(fā)現(xiàn)功能是套期保值功能的基礎(chǔ)與保障[19]，如果價格發(fā)現(xiàn)功能不能很好的實現(xiàn)，那么期貨市場與現(xiàn)貨市場的價格不存在緊密聯(lián)系，期貨市場也就無法發(fā)揮其套期保值的作用，無法規(guī)避風(fēng)險。綜合價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能的分析結(jié)果，我國大豆期貨市場具有一定的價格發(fā)現(xiàn)功能，認(rèn)為我國大豆期貨市場對現(xiàn)貨市場的價格具有一定的主導(dǎo)作用，具有一定的定價效率，但在此基礎(chǔ)上，仍出現(xiàn)了在套期保值功能的有效性分析中部分合約并不具有套期保值功能或者套期保值功能欠佳的現(xiàn)象，這是由于期貨市場所具備的價格發(fā)現(xiàn)的功能體現(xiàn)的并不是非常明顯，GS模型和信息份額模型都顯示期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能只比現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能高8%，價格發(fā)現(xiàn)功能的發(fā)揮不足導(dǎo)致了套期保值功能不能很好地發(fā)揮，因此出現(xiàn)了部分合約并不具有套期保值功能或者套期保值功能欠佳的現(xiàn)象。

從總體來看，我國大豆期貨市場具備一定的定價效率，但由于定價效率還不夠高，且期貨市場的定價效率是其效率體現(xiàn)的核心[1]，這就導(dǎo)致了我國大豆期貨市場的運行效率和配置效率不足，故我國大豆期貨市場由定價效率、運行效率、配置效率綜合反映出的總效率雖然是具備的，但仍然有很大的提升空間。

(二)政策建議

針對本文研究結(jié)果，主要提出以下三點政策建議：

1. 完善期現(xiàn)貨主體的建設(shè)

根據(jù)大連商品交易所的相關(guān)統(tǒng)計，我國黃大豆1號實物交割的主要地點在大連，與生產(chǎn)地較為接近，并且實物交割的數(shù)量遠(yuǎn)小于大豆期貨的交易量，說明大部分大豆期貨都是通過對沖平倉的方式結(jié)束交易的。

由于構(gòu)成大豆期現(xiàn)貨市場的主體從供求角度看主要分為由廣大豆農(nóng)組成的大豆供應(yīng)方和由大豆貿(mào)易商、加工商及其他機(jī)構(gòu)投資者組成的大豆需求方；從對于市場信息的掌握角度看，豆農(nóng)對大豆期現(xiàn)貨市場的信息掌握不如大豆貿(mào)易商、加工商及大型機(jī)構(gòu)投資者充分，處于信息劣勢；從交易動機(jī)來看，豆農(nóng)參與大豆期現(xiàn)貨市場的交易的主要目的是套期保值，而大豆期現(xiàn)貨市場上的機(jī)構(gòu)投資者則多屬于投機(jī)者，因此針對不同主體的期貨市場建設(shè)政策也有所不同。

首先對大豆貿(mào)易商、加工商隊伍的建設(shè)，要擴(kuò)大我國大豆期貨市場上的機(jī)構(gòu)投資者的影響力，向國外大型機(jī)構(gòu)投資者、跨國糧油公司借鑒先進(jìn)經(jīng)驗，促使大豆期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能發(fā)揮的更好；其次對于豆農(nóng)，可以通過引進(jìn)種豆農(nóng)民合作社的方式，讓豆農(nóng)以農(nóng)民合作社的形式進(jìn)入期貨市場，獲得更多期貨市場的信息，加強對他們的正確引導(dǎo)，指導(dǎo)其利用期貨市場進(jìn)行大豆種植和買賣的計劃，在確保其利益、保障其套期保值目的的同時，進(jìn)一步加強期現(xiàn)貨市場交易主體的建設(shè)，通過期貨市場交易主體的不斷完善，提高大豆期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)和套期保值效率，進(jìn)而提高我國大豆期貨市場的有效性。

2. 完善期貨實物交割體制，降低交易成本

期貨市場由于其保證金制度，具有相對較低的交易成本，但期貨市場中的套期保值者往往需要通過實物交割完成交易，由于期貨市場交割環(huán)節(jié)受制于其市場的發(fā)達(dá)程度、交易的性質(zhì)等，使得實物交割成本和信息成本都大大增加，進(jìn)而影響其期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的效率。我國當(dāng)前的現(xiàn)狀表明，大豆的種植以分散勞動、個體作業(yè)為特征，難以適應(yīng)期貨市場的大市場要求，雖然有部分國營農(nóng)場從事大宗農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，但往往又缺乏進(jìn)入大豆期貨市場的直接動機(jī)，加上交通不便、物流設(shè)施落后、信息渠道不暢等因素，表明我國期貨實物交割體制亟待完善。

只有科學(xué)合理的進(jìn)行實物交割，通過完善的法律制度對期貨市場的實物交割進(jìn)行規(guī)范，才能保證大豆期貨市場長期穩(wěn)定的發(fā)展，同時，輔以完善的誠信體系，對期貨交易各主體進(jìn)行誠信約束，才能同時保證套期保值者和其他投資者的正常利益，適當(dāng)放寬機(jī)構(gòu)投資者以對沖風(fēng)險為目的使用衍生品工具的條件，并合理取消對企業(yè)運用風(fēng)險管理工具的不必要限制，進(jìn)而提高我國大豆期貨市場的靈活性與有效性。

3. 推進(jìn)期貨市場國際化

在金融市場全球化的今天，期貨市場的健全，自然也離不開國際化，因此，應(yīng)該在維護(hù)我國應(yīng)有的糧食安全基礎(chǔ)上，將我國大豆期貨市場發(fā)展為國際性的期貨市場，學(xué)習(xí)芝加哥期貨市場的先進(jìn)經(jīng)驗，使我國的期貨價格能反映全球范圍的供需狀況和全球投資者對價格的預(yù)期等因素，從而具有國際權(quán)威性，表現(xiàn)為我國的農(nóng)產(chǎn)品期貨市場具有了國際意義上的“定價權(quán)”。

綜上所述，在不斷加強大豆期貨市場主體建設(shè)與制度建設(shè)的同時，加大國際化進(jìn)程的推進(jìn)，有助于同步提高大豆期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能和套期保值功能，發(fā)揮大豆期貨市場的定價效率、運行效率和配置效率，進(jìn)而提高整個大豆期貨市場的有效性。

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Dimensional Research on the Effectiveness of China′s Soybean Futures Market

ZHA Ting-jun1, XU Jian-ling2

(1.SchoolofEconomics,NanjingUniversity,Nanjing210093,China；2.CenterforFoodSecurityandStrategicStudiesofNanjingUniversityofFinanceandEconomics/CollaborativeInnovationCenterofModernGrainCirculationandSafetyofJiangsuProvince,Nanjing210003,China)

Abstract：This paper selected correlation, GS model, Granger causality test, inspection and information share model as price discovery function evaluated methods, selected basis, hedging performance value analysis, hedging ratio and volume analysis as hedging function evaluated methods, launched a dimensional analysis on the soybean futures market in China based on the perspective of internal connection between futures market functions and effectiveness. The results showed that China′s soybean futures market can be considered as weak effectiveness, and there is still much space for improvement. From perfecting spot main body construction, perfecting futures delivery system, reducing transaction cost, promoting the futures market internationalization, etc. to further strengthen the construction of the futures market, in order to ensure food security.

Key Words：soybean futures; price discovery; hedging; the futures market; food security; transaction cost

中圖分類號：F713.35

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1672-0202(2016)03-0088-15

作者簡介:查婷俊(1989—)，女，江蘇南京人，南京大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院博士研究生，主要研究方向為農(nóng)產(chǎn)品期貨、互聯(lián)網(wǎng)金融與產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。E-mail:sherryztj_2012@163.com

基金項目:國家自然科學(xué)基金青年項目(71503119)；國家社會科學(xué)基金項目(14BJY221)；糧食公益性科研專項(201513004)

收稿日期:2016-01-27

DOI:10.7671/j.issn.1672-0202.2016.03.010