張鳳榮，陳　明，蔡一飛

(1.東北師范大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130024；2.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117；3.東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117)

棉花期貨主力及近月合約價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率比較與套保選擇

張鳳榮1，陳明2，蔡一飛3

(1.東北師范大學(xué) 社會(huì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130024；2.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117；3.東北師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林 長(zhǎng)春 130117)

[摘要]以我國(guó)棉花期貨主力合約、近月合約與中國(guó)棉花價(jià)格328指數(shù)之間均衡關(guān)系的分析為基礎(chǔ)，構(gòu)建各期貨合約與棉花328指數(shù)的VAR模型，并通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，驗(yàn)證各棉花期貨合約與棉花現(xiàn)貨指數(shù)之間是否具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并在存在協(xié)整關(guān)系的變量間建立VEC誤差修正模型，通過(guò)以上研究找出各期貨合約與棉花現(xiàn)貨價(jià)格的因果關(guān)系及其影響程度，進(jìn)而比較各期貨合約的價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率。研究發(fā)現(xiàn)，棉花期貨近月合約價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格的均衡關(guān)系要比主力合約期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格更加穩(wěn)定，近月期貨合約的價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率要優(yōu)于主力合約。

[關(guān)鍵詞]棉花期貨；中國(guó)棉花價(jià)格328指數(shù)；套期保值；主力合約；近月合約

一、引言

我國(guó)棉花產(chǎn)業(yè)鏈擁有1億多人口及每年2萬(wàn)億元的產(chǎn)值，棉花產(chǎn)業(yè)在我國(guó)的國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占有及其重要的地位。然而，價(jià)格波動(dòng)給中國(guó)棉花產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)帶來(lái)了很大的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。如何才能有效避免棉花價(jià)格波動(dòng)給相關(guān)涉棉企業(yè)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)呢？棉花期貨的價(jià)格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能不僅可以讓涉棉企業(yè)提前了解棉花的價(jià)格走勢(shì)，提前著手布局確定長(zhǎng)短期銷售(或購(gòu)買)計(jì)劃，而且能達(dá)到規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)和鎖定利潤(rùn)的目的。

根據(jù)我國(guó)棉花期貨品種的特點(diǎn)，棉花期貨合約的主力合約一般集中在1月、5月和9月[1]84-87，其他如3月、7月和11月通常是非主力合約。主力合約和近月合約偏離是中國(guó)特有的，在歐美等期貨市場(chǎng)的近月合約通常也是主力合約。主力合約是指在某一期貨品種的各合約里，成交量和持倉(cāng)量最大的合約；近月合約是指距離當(dāng)前月份最近的非交割月期貨合約[2]36-41。隨著期貨合約的交割日的臨近，期貨和現(xiàn)貨的價(jià)差不斷縮小直到消失，為防止期貨投機(jī)者在近交割月或交割月過(guò)度炒作，在我國(guó)對(duì)于主力合約、近交割月及交割月的保證金收取比例是不同的，越臨近交割月和交割日保證金比例越高，以至于近交割月、交割月的交易成本和持倉(cāng)成本要明顯高于主力合約和其他合約，迫使交易者在交割月或是近交割月大幅減倉(cāng)，轉(zhuǎn)投其他近月合約或主力合約，通常鄭州商品交易所棉花期貨臨近交割月的前兩個(gè)月就遭大幅度減倉(cāng)[2]36-41。主力合約套期保值和投機(jī)者眾多，在某種程度上被認(rèn)為是有效的價(jià)格，而近交割月合約離到期日距離較近且基差較小，在某種程度上被認(rèn)為是可靠的價(jià)格。棉花加工企業(yè)應(yīng)該利用近月合約還是主力合約進(jìn)行套期保值并獲得更好的經(jīng)營(yíng)效益是一個(gè)值得研究的問(wèn)題，本文針對(duì)這一問(wèn)題展開(kāi)實(shí)證研究，希望可以為棉花加工企業(yè)參與套期保值提供參考。

二、相關(guān)理論研究

19世紀(jì) 30 年代，最早的套期保值理論由 Keynes提出，并為以后套期保值的實(shí)踐奠定了理論基礎(chǔ)。19世紀(jì) 60 年代，Johnson運(yùn)用 Markowitz 組合投資理論來(lái)解釋套期保值，將現(xiàn)貨市場(chǎng)和期貨市場(chǎng)的商品頭寸作為資產(chǎn)組合來(lái)研究，在進(jìn)行套期保值時(shí)，追求風(fēng)險(xiǎn)最低情況下的利潤(rùn)最大化[3]21-26。Ederington(1979)提出了最優(yōu)套期保值比率和效果的OLS方法[4]157-170；Bollerslev(1986)提出用GARCH 模型，有效地解決金融時(shí)間序列數(shù)據(jù)的異方差問(wèn)題；Kroner和Sultan(1993)采用雙變ECM-CCC-GARCH模型來(lái)估算期貨套期保值比率[5]535-547；Lien(1994)將GARCH 模型應(yīng)用于最優(yōu)套期保值比率的測(cè)算，并得出了動(dòng)態(tài)的套期保值比率；Geppert(1995)運(yùn)用共同趨勢(shì)模型解決了不同期限的套期保值效果問(wèn)題[6]507-536。國(guó)內(nèi)學(xué)者高勇和黃登仕(2008)用共同趨勢(shì)模型對(duì)SHFE鋁期貨不同期限的套期保值效果進(jìn)行了研究[7]36-42；魏振祥、高勇分別以大豆和棉花為例，研究我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品期貨主力及近月合約套期保值效果，并結(jié)合實(shí)際提出針對(duì)性的措施[2]36-41。

三、棉花期貨套期保值實(shí)證分析

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源與研究方法

本研究選取的主力合約是鄭州商品交易所棉花期貨2012年度的主力合約CF301、CF305、CF309，近月合約選取本次研究中參與套期保值的棉花加工企業(yè)在套期保值期間的近月合約CF211，主力合約和近月合約的期貨價(jià)格選用的是當(dāng)日結(jié)算價(jià)，現(xiàn)貨價(jià)格選擇的是中國(guó)棉花價(jià)格328指數(shù)，數(shù)據(jù)日期選自棉花價(jià)格波動(dòng)較為劇烈的2011年11月15日到2013年9月13日共計(jì)1 022組數(shù)據(jù)，為消除序列中的異方差，對(duì)這些組數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。其中的期貨數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)期貨業(yè)協(xié)會(huì)及博易大師軟件所提供的交易數(shù)據(jù)，現(xiàn)貨數(shù)據(jù)來(lái)自于中國(guó)棉花信息網(wǎng)。

在對(duì)鄭州商品交易所棉花期貨的主力合約和近交割月合約的價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率進(jìn)行相關(guān)性分析和均衡關(guān)系分析的基礎(chǔ)上，構(gòu)建VAR模型，針對(duì)脈沖相應(yīng)函數(shù)分析內(nèi)生變量對(duì)由誤差項(xiàng)所帶來(lái)沖擊的反應(yīng)和VAR模型的動(dòng)態(tài)特征，在此基礎(chǔ)上通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，驗(yàn)證各棉花期貨合約與棉花現(xiàn)貨指數(shù)之間是否具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，并在存在協(xié)整關(guān)系的變量間建立VEC誤差修正模型；再通過(guò)基差和套期保值效率分析，進(jìn)行棉花加工企業(yè)的套期保值操作。

(二)期貨合約與中國(guó)棉花價(jià)格均衡關(guān)系分析

1.ADF檢驗(yàn)

首先采用ADF檢驗(yàn)法對(duì)各期貨合約和棉花價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，在1%的顯著性水平下，所有變量的水平原序列都是非平穩(wěn)的，而CF301、CF211與其對(duì)應(yīng)的現(xiàn)貨價(jià)格(棉花328指數(shù))Spot的一階差分都是平穩(wěn)的；CF305、CF309與其對(duì)應(yīng)的現(xiàn)貨價(jià)格Spot的二階差分都是平穩(wěn)的。

2.Granger因果檢驗(yàn)

表1　Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果

以CF301為例，在1%的顯著性水平下，CF301 是Spot(棉花328指數(shù))的Granger因，P值為0.000 1<0.01，可以拒絕原假設(shè)；Spot 不是CF301的因，P值為0.6153>0.01，可以接受原假設(shè)。

由于CF211&Spot、CF301&Spot經(jīng)過(guò)Granger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)CF211和CF301與現(xiàn)貨328指數(shù)之間存在Granger關(guān)系，且都是一階差分的平穩(wěn)序列，可以建立滯后期為1的VAR模型；CF305&Spot、CF309&Spot經(jīng)過(guò)Granger因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)CF305和CF309與現(xiàn)貨328指數(shù)之間也存在Granger關(guān)系，且都是二階差分的平穩(wěn)序列，可以建立滯后期為1的VAR模型。

3.建立期貨合約與中國(guó)棉花價(jià)格328指數(shù)*中國(guó)棉花價(jià)格指數(shù)是指國(guó)家棉花市場(chǎng)監(jiān)測(cè)系統(tǒng)對(duì)國(guó)內(nèi)棉花及棉紡織企業(yè)實(shí)際成交價(jià)格和棉花企業(yè)的收購(gòu)成本進(jìn)行跟蹤匯總得出的現(xiàn)貨成交價(jià)格，能較為全面反映當(dāng)日國(guó)內(nèi)主要地區(qū)棉花平均成交價(jià)格水平，國(guó)棉A、B指數(shù)分別代表229級(jí)、328級(jí)皮棉內(nèi)地市場(chǎng)成交均價(jià)，此外我國(guó)棉花市場(chǎng)還有527棉花價(jià)格指數(shù)。中國(guó)棉花價(jià)格328指數(shù)即指328級(jí)皮棉在我國(guó)現(xiàn)貨市場(chǎng)的成交均價(jià)。鑒于328棉花價(jià)格指數(shù)具有較強(qiáng)的影響力和代表性，因此筆者選擇328棉花價(jià)格指數(shù)作為本次研究現(xiàn)貨價(jià)格的樣本。的VAR模型

(1)期貨合約CF301與中國(guó)棉花價(jià)格328指數(shù)VAR模型

構(gòu)建VAR模型[8]139-149如下，模型的擬合優(yōu)度為0.984 7，并滿足穩(wěn)定性條件。

Log(CF301)=-0.009 7+1.221 4log(CF301(-1))-0.243 3log(CF301(-2)) +0.329 8log(Spot(-1))-0.305 9log(Spot(-2))

s.e.=(0.229 9)(0.661)(0.067 8)(0.449 3)(-0.305 9)

t=[-0.042 3 ][ 18.492 8 ][-3.588 9 ][0.732 0 ] [0.439 5 ]

Log(Spot) =0.0452+0.0177log(CF301(-1))-0.014 4log(CF301(-2)) +1.772log(Spot(-1)) -0.779 8log(Spot(-2))

s.e.=(0.02)(0.0058)(0.005 9)(0.039 2) (0.038 3)

t=[ 2.254 4] [3.066 1] [-2.4397] [45.241 1][-20.355 5]

R2=0.984 7AdjustedR2=0.984 5F-statistic=3611.171Log likelihood=839.132 8

模型建立之后，對(duì)VAR模型進(jìn)行模型滯后結(jié)構(gòu)的確定，判斷模型的穩(wěn)定性，可以通過(guò)對(duì)VAR模型進(jìn)行AR根檢驗(yàn)和Granger因果檢驗(yàn)。此外，以CF301和Spot建立的VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的。

在以上分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行響應(yīng)度分析，見(jiàn)圖1，當(dāng)在本期給棉花328指數(shù)一個(gè)正沖擊后，CF301在第10周以后達(dá)到高點(diǎn)，然后開(kāi)始穩(wěn)定增長(zhǎng)，在第27—38周達(dá)到最高峰。這表明，棉花328指數(shù)的某一正沖擊會(huì)給CF301帶來(lái)同向的沖擊，10個(gè)周后，棉花328指數(shù)將會(huì)對(duì)CF301產(chǎn)生拉動(dòng)作用。隨著期貨到期日的臨近，棉花期貨主力合約CF301對(duì)棉花328指數(shù)的貢獻(xiàn)率達(dá)到了40%以上。

圖1　Log(CF301)對(duì)Log(Spot)的響應(yīng)

(2)期貨合約CF305與328指數(shù)VAR模型

構(gòu)建VAR模型如下，模型的擬合優(yōu)度為0.945 3。

Log(CF305)=0.144+1.189log(CF305(-1))-0.248 3log(CF305(-2)) -0.454 6log(Spot(-1)) +0.499 5log(Spot(-2))

s.e.=(0.198 2)(0.071 7)(0.072 8) (0.506 9)(0.51)

t=[0.726 8][16.582 4][-3.410 4] [-0.896 7][0.979 4]

Log(Spot) =0.016 7+0.011 2log(CF305(-1))-0.012 3log(CF305(-2)) +1.762 6log(Spot(-1)) -0.763 1log(Spot(-2))

s.e.=(0.014 1)(0.005 1)(0.005 2) (0.036)(0.036 2)

t=[1.186 8][2.194 3] [-2.381 8] [49.020 2][-21.095 1]

R2=0.946 3AdjustedR2=0.945 3

F-statistic=982.111 7Log likelihood=834.985 6

以CF305和Spot建立的 VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的。

圖2　Log(CF305)對(duì)Log(Spot)的響應(yīng)

根據(jù)圖2的響應(yīng)度分析，當(dāng)在本期給Spot一個(gè)正沖擊后，CF305在第0—6周呈現(xiàn)正增長(zhǎng)，但從第6周以后開(kāi)始負(fù)增長(zhǎng)。這表明，棉花328指數(shù)的某一正沖擊會(huì)先給CF305帶來(lái)正向沖擊，而后變?yōu)榉聪驔_擊，棉花328指數(shù)會(huì)在6個(gè)周后對(duì)CF305產(chǎn)生較小的反向拉動(dòng)作用。在觀察期內(nèi)，棉花期貨主力合約CF305對(duì)棉花328指數(shù)的貢獻(xiàn)率不到5%。

(3)期貨合約CF309與中國(guó)棉花價(jià)格328指數(shù)VAR模型

構(gòu)建VAR模型如下，模型的擬合優(yōu)度較高達(dá)到0.982 1，但該模型不夠穩(wěn)定。

Log(CF309)=-0.403 8+1.089 2log(CF309(-1))-0.105 3log(CF309(-2))-0.021 8log(Spot(-1)) +0.078 1log(Spot(-2))

s.e.=(0.220 6) (0.066 4) (0.0661) (0.049 9)(0.054 4)

t=[-1.830 7] [16.404 4] [-1.591 7] [-0.420 5] [1.435 7]

Log(Spot) =0.158 2+0.047 3log(CF309(-1))-0.030 9log(CF309(-2)) +0.957 2log(Spot(-1)) -0.010 3log(Spot(-2))

s.e.=(0.298 2) (0.089 8) (0.089 4)(0.067 4) (0.073 5)

t=[0.530 6][0.527 2][-0.345 3][14.199 6][0.139 7]

R2=0.982 1AdjustedR2=0.981 7

F-statistic=3 009.46Log likelihood=893.872 8

以CF309和Spot建立的 VAR模型所有根模的倒數(shù)不都小于1，即至少有一個(gè)根在圓外，則該模型是不穩(wěn)定的。

圖3顯示，當(dāng)給Spot一個(gè)正沖擊后，CF309在觀察期內(nèi)均呈現(xiàn)正增長(zhǎng)，但增長(zhǎng)速度不高，并且不夠穩(wěn)定。這表明，棉花328指數(shù)的某一正沖擊會(huì)給CF309帶來(lái)正向沖擊，棉花328指數(shù)會(huì)始終對(duì)CF309產(chǎn)生一定的拉動(dòng)作用，但是整個(gè)過(guò)程不夠穩(wěn)定。在觀察期內(nèi)，棉花期貨主力合約CF309對(duì)棉花328指數(shù)的貢獻(xiàn)率不到10%。

(4)期貨合約CF211與328指數(shù)VAR模型

構(gòu)建VAR模型如下，模型的擬合優(yōu)度較高達(dá)到0.989 4，并滿足穩(wěn)定性條件。

圖3　Log(CF309)對(duì)Log(Spot)的響應(yīng)圖

Log(CF211)=0.166 1+1.179 6log(CF211(-1))-0.179 1log(CF211(-2)) +0.158 1log(Spot(-1)) -0.175 4log(Spot(-2))

s.e.=(0.288)(0.067) (0.071)(0.49)(0.465 2)

t=[0.576 8][17.625 6][-2.523 8][0.322 9][-0.377 1]

Log(Spot) =0.102 7+0.025 4log(CF211(-1))-0.018log(CF211(-2)) +1.682 1log(Spot(-1)) -0.7log(Spot(-2))

s.e.=(0.026 2)(0.006 1)(0.006 5) (0.044 6)(0.042 4)

t=[3.915 1] [4.157] [-2.771][37.713 3][-16.512 6]

R2=0.989 4AdjustedR2=0.989 2

F-statistic=5 249.619Log likelihood=853.634

CF211&Spot的VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的。

圖4　Log(CF211)對(duì)Log(Spot)的響應(yīng)

圖4表明，當(dāng)在本期給Spot一個(gè)正沖擊后，CF211在觀察期內(nèi)呈現(xiàn)正增長(zhǎng)，并在0—35周內(nèi)快速增長(zhǎng)，并在第35周達(dá)到最高峰。這表明棉花328指數(shù)的某一正沖擊會(huì)先給CF211帶來(lái)正向沖擊，棉花328指數(shù)會(huì)在整個(gè)觀察期內(nèi)都對(duì)CF211產(chǎn)生較大的拉動(dòng)作用，隨著到期日的臨近，棉花期貨近月合約CF211對(duì)棉花328指數(shù)的貢獻(xiàn)率高達(dá)80%以上。

4.Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是基于回歸系數(shù)的協(xié)整檢驗(yàn)，是在VAR模型的基礎(chǔ)上對(duì)回歸系數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)的方法，以分析經(jīng)濟(jì)變量間是否具有長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

表2　Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果及標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)

在5%顯著性水平下，當(dāng)P大于0.05時(shí)接受原假設(shè)，反之，拒絕原假設(shè)。由上表可見(jiàn)，變量logCF211和變量logSpot之間有1個(gè)協(xié)整關(guān)系存在。協(xié)整方程為：log(CF211)=2.335 4log(Spot)

s.e.=(0.212 2)

可見(jiàn)，變量logCF211和變量logSpot之間存在長(zhǎng)期變動(dòng)關(guān)系，當(dāng)現(xiàn)貨328價(jià)格增長(zhǎng)1%時(shí)，棉花期貨CF211的價(jià)格增長(zhǎng)2.3354%。

5.VEC模型

鑒于只有變量間存在協(xié)整關(guān)系時(shí)才可以建立VEC模型，因此只有變量logCF211和變量logSpot符合要求，建立的VEC模型如下：

從誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果中可以看出，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)為0.019 1，說(shuō)明當(dāng)期貨CF211短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，將以(0.019 1)的調(diào)整力度將非均衡狀態(tài)拉回均衡狀態(tài)。

通過(guò)以上對(duì)鄭州商品交易所的棉花期貨主力合約CF301、CF305、CF309和近月合約CF211與中國(guó)棉花328指數(shù)均衡關(guān)系的比較分析，可以看出，近月合約CF211與主力合約相比與現(xiàn)貨價(jià)格之間具有長(zhǎng)期較穩(wěn)定的均衡關(guān)系。

(三)基差分析

基差是在某一特定時(shí)間和地點(diǎn)某種商品或資產(chǎn)的現(xiàn)貨價(jià)格與相同商品或資產(chǎn)的期貨合約價(jià)格之間的價(jià)差。期貨價(jià)格高于現(xiàn)貨價(jià)格或者遠(yuǎn)期期貨合約大于近期期貨合約時(shí)的市場(chǎng)狀態(tài)稱為正向市場(chǎng)，此時(shí)基差為負(fù)值。反之，稱為反向市場(chǎng)，基差為正。套期保值的實(shí)質(zhì)是用較小的基差風(fēng)險(xiǎn)代替較大的現(xiàn)貨價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)[9]99-102。本研究以某棉花加工企業(yè)為例，對(duì)該企業(yè)2012年9月—11月的期貨合約進(jìn)行套期保值操作。該棉花加工企業(yè)于2012年9月中旬開(kāi)始出動(dòng)人力進(jìn)行收購(gòu)陸續(xù)上市的棉花，到11月份棉花收購(gòu)接近尾聲，為了與收購(gòu)上來(lái)的棉花同步，企業(yè)于9月20日在期貨市場(chǎng)參與賣期保值，于2012年11月5日買入平倉(cāng)。

圖5　各期貨合約在套期保值期間的基差對(duì)比圖

對(duì)于賣出套期保值，當(dāng)基差不變的情況下，可以實(shí)現(xiàn)完全套保，即兩個(gè)市場(chǎng)盈虧剛好完全相抵，基差走強(qiáng)意味著不完全套期保值，兩個(gè)市場(chǎng)盈虧相抵后存在凈盈利，基差走弱意味著不完全套期保值，兩個(gè)是從盈虧相抵后存在凈虧損。圖5是各期貨合約在套期保值期間的基差對(duì)比圖，從圖5可以看出CF211的基差走勢(shì)相比各主力合約的基差走勢(shì)圖要相對(duì)平緩，即如果棉花加工企業(yè)選擇主力合約做賣出套期保值要比選擇近月合約的盈利大，但相對(duì)來(lái)說(shuō)，承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)要大于近月合約。

(四)套期保值比率比較

套期保值比率是指套期保值者在建立交易頭寸時(shí)所確定的期貨合約的數(shù)量與相對(duì)應(yīng)的現(xiàn)貨數(shù)量之間的比率。傳統(tǒng)的套期保值理論認(rèn)為套期保值比率為1，但由于期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格波動(dòng)幅度不完全相同，采取套期保值比率為1會(huì)帶來(lái)基差變動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)，造成不完全套期保值。本次研究主要是基于近月合約和主力合約價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率的比較和套保選擇，在此筆者僅選擇在實(shí)踐操作中常用的簡(jiǎn)便方法來(lái)計(jì)算套期保值比率。套保比率公式R=ρ*(σSt/σFt)，其中R代表套保比率，ρ是期貨合約與現(xiàn)貨的相關(guān)系數(shù)，St代表現(xiàn)貨價(jià)格，F(xiàn)t代表期貨合約的價(jià)格，即套保比率等于套保期限內(nèi)現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差與期貨價(jià)格變動(dòng)的標(biāo)準(zhǔn)差的商乘以二者之相關(guān)系數(shù)。

表3　套保比率對(duì)比圖

從套保比率對(duì)比可以看出，由于各期貨合約與現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)的差異造成不完全套保，應(yīng)該用各期貨合約套保比率作為參與套期保值數(shù)量的參考。

(五)套期保值操作

本次參與套期保值操作的棉花加工企業(yè)是從2012年9月20日在期貨市場(chǎng)參與賣期保值，并于2012年11月5日買入平倉(cāng)。2012年9月20日，當(dāng)日的主力合約是CF301，其近月合約是CF211。期貨合約CF305是在2012年10月26日才逐漸成為主力合約的，而期貨合約CF309距離本次套保日期太遠(yuǎn)。因此，本次棉花加工企業(yè)套保的具體操作優(yōu)先考慮CF301和CF211。

從圖5中，可以明顯看出，近期合約CF211與棉花328指數(shù)的基差要明顯小于主力合約CF301與棉花328指數(shù)的基差，但兩個(gè)合約的基差變動(dòng)趨勢(shì)趨于一致。

表4　近月合約CF211套期保值結(jié)果

表5　主力合約CF301套期保值結(jié)果

從表4和表5套期保值盈利情況來(lái)看，主力合約的盈利要高于近月合約的盈利情況，為企業(yè)在一定程度上挽回了更多的虧損，但是從風(fēng)險(xiǎn)角度考慮，近月合約要更加穩(wěn)定，且其價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率要高于主力合約。

四、結(jié)論

棉花期貨的近月合約與棉花現(xiàn)貨價(jià)格存在協(xié)整關(guān)系，同時(shí)，無(wú)論ADF檢驗(yàn)結(jié)果、VAR模型的擬合優(yōu)度，還是Johansen協(xié)整檢驗(yàn)和VEC誤差修正模型得到的結(jié)果，都可以在某種程度上認(rèn)為，近月合約與現(xiàn)貨價(jià)格的協(xié)整關(guān)系要比主力合約與現(xiàn)貨價(jià)格更加穩(wěn)定。此外，近月合約由于距離交割日期更近，所以其價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格的價(jià)差更小，即其基差要明顯小于主力合約和遠(yuǎn)期合約與現(xiàn)貨的基差，棉花期貨的近月合約在價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率方面要優(yōu)于主力合約，其與現(xiàn)貨價(jià)格的均衡關(guān)系也更加穩(wěn)定。但是也應(yīng)該看到，由于主力合約的成交量大，信息更加全面，從某種意義上被認(rèn)為是當(dāng)期的權(quán)威期貨價(jià)格，通過(guò)套期保值操作實(shí)踐操作來(lái)看，用主力合約參與棉花套期保值也具有一定的優(yōu)勢(shì)，涉棉企業(yè)可以根據(jù)企業(yè)自身的風(fēng)險(xiǎn)控制能力來(lái)選擇使用近月合約還是主力合約，也可以按照一定的權(quán)重同時(shí)使用近月合約和主力合約參與套期保值，規(guī)避價(jià)格波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)，為企業(yè)的長(zhǎng)期穩(wěn)定經(jīng)營(yíng)保駕護(hù)航。

[參 考 文 獻(xiàn)]

[1] 朱世杰，王軍.中國(guó)期貨市場(chǎng)流動(dòng)性成本研究.證券市場(chǎng)[J].2012(9).

[2] 魏振祥，高勇.中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品期貨主力及近月合約套期保值效果研究[J].證券市場(chǎng)導(dǎo)報(bào)，2012(2).

[3] 周芳.我國(guó)棉花期貨市場(chǎng)套期保值的績(jī)效研究[D].中南大學(xué)，2006.

[4] Ederington L H.The Hedging Performance of the New Futures Markets[J].Journal of Finance，1979，34(1).

[5] Kroner K F，Sultan J.Time-varying distributions and dynamic hedging with foreign currency futures[J].Journal ofFinancial & Quantitative Analysis.1993，28(4).

[6] Geppert J M.A Statistical Model For the Relationship between Futures Contract Hedging Effectiveness and Investment Horizon Length[J].Journal of Futures Markets，1995，15(5).

[7] 高勇.基于中國(guó)期貨市場(chǎng)的加工企業(yè)套期保值策略研究[D].西南交通大學(xué)，2008.

[8] Jing Q.Two Step Testing Procedure for Price Discovery Role of Futures Prices[J].The Journal of Futures of Markers，1992(2).

[9] 中國(guó)期貨業(yè)協(xié)會(huì).期貨市場(chǎng)教程[D].中國(guó)財(cái)政出版社，2011.

[責(zé)任編輯：秦衛(wèi)波]

The Comparison of the Price Discovering Efficiency Between Dominant Contracts of Cotton Futures and Nearby Contacts and the Hedging Options

ZHANG Feng-rong1，CHEN Ming2，CAI Yi-fei3

(1.School of Sociology，Northeast Normal University，Changchun 130024，China；2.School of Business，Northeast Normal University，Changchun 130117，China；3.School of Economics，Northeast Normal University，Changchun 130117，China)

Abstract：This article is based on the analysis on the correlation and co-integration relationship between the dominant cotton futures contract，nearby contract and China cotton price 328 index，to build VAR model of every futures contract and cotton 328 index，and through Johansen cointegration test，verify whether the long-term stable equilibrium relationship between the futures contract with cotton and cotton spot index，and establish a VEC error correction model in the presence of cointegration between variables，through the above research to find out the causal relationship between futures contracts and the spot price of cotton and its influence，and then to compare the price discovery efficiency of futures contracts.The research found that the balance relationship between the contract price of the cotton futures in recent months and the spot price was more stable than the futures price of the dominant contract and spot price，and that the price discovery efficiency of the futures contract in recent months was superior to the dominant contracts.

Key words：Cotton Futures;China Cotton 328 Index；Hedging；Dominant Contract；Nearby Contract

[收稿日期]2014-12-10

[基金項(xiàng)目]教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目(15YJAZH107)。

[作者簡(jiǎn)介]張鳳榮(1969-)，女，吉林長(zhǎng)春人，東北師范大學(xué)博士生導(dǎo)師，副教授；陳明(1984-)，女，山東煙臺(tái)人，東北師范大學(xué)博士研究生；蔡一飛(1991-)，男，黑龍江齊齊哈爾人，東北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院碩士研究生。

[中圖分類號(hào)]F326.12

[文獻(xiàn)標(biāo)志碼]A

[文章編號(hào)]1001-6201(2016)03-0072-07

[DOI]10.16164/j.cnki.22-1062/c.2016.03.010