王 萌，樊燕萍,2

(1.太原理工大學經(jīng)濟管理學院，山西 晉中 030600； 2.山西財經(jīng)大學會計學院，山西 太原 030006)

鐵礦石作為我國重要的戰(zhàn)略性資源商品，其價格變化會引起我國鋼材價格的波動。而我國作為鋼材生產(chǎn)和鐵礦石消費大國，為了保障鐵礦石貿(mào)易的利益，幫助鋼鐵和礦山等企業(yè)規(guī)避風險，實現(xiàn)套期保值。鐵礦石期貨在2013年10月18日大連商品交易所由中國證券監(jiān)督管理委員會立項，并于2014年3月19日完成首次交割，意味著中國的鐵礦石期貨的誕生。2016年我國進口鐵礦石首次突破10億t大關，達到102 412.43萬t，成為了以往鐵礦石進口量的歷史最高點。但是，由于國際鐵礦石貿(mào)易仍然被巴西淡水河谷公司、澳大利亞必和必拓公司和FMG集團、英國力拓集團四大巨頭壟斷，導致我國鐵礦石定價在國際上缺乏話語權。因此，對鐵礦石現(xiàn)貨價格和期貨價格進行研究，能夠幫助企業(yè)和投資者發(fā)現(xiàn)價格的內(nèi)在規(guī)律，提高我國鐵礦石定價在國際上的話語權，更好地保障貿(mào)易多方的利益。

鐵礦石期貨建立之初，學者們的研究主要圍繞鐵礦石期貨價格與現(xiàn)貨價格間的相互關系。肖明等[1]采用VAR模型檢驗鐵礦石期貨與現(xiàn)貨價格間的關系，認為鐵礦石期貨價格對現(xiàn)貨價格未能表現(xiàn)出引導作用。但是隨著我國鐵礦石市場制度和機制的日益完善，鐵礦石期貨市場呈現(xiàn)出新的發(fā)展態(tài)勢。尤其是近年來，鋼鐵行業(yè)供給側改革的持續(xù)深化，對鐵礦石價格產(chǎn)生了新的影響。洪水峰等[2]通過對鐵礦石期貨與現(xiàn)貨價格波動特征的研究，證實了目前我國鐵礦石期貨價格對現(xiàn)貨價格表現(xiàn)出了價格發(fā)現(xiàn)功能。李莉[3]通過研究供給側改革階段鐵礦石現(xiàn)貨價格波動的影響因素，指出現(xiàn)階段由于供需關系未能得到有效改善，使得鐵礦石期貨價格未能推動現(xiàn)貨價格的上漲。徐長生等[4]基于向量誤差校正模型和狀態(tài)空間模型，研究了鐵礦石期貨價格與現(xiàn)貨價格間的關系。實證結果顯示，鐵礦石的期貨價格在價格發(fā)現(xiàn)功能方面占據(jù)了主導地位，起到了引導現(xiàn)貨價格的作用。

關于情緒與期貨價格或現(xiàn)貨價格的研究，楊陽等[5]研究了投資者情緒與商品期貨間的相互關系。劉金娥等[6]通過脈沖響應函數(shù)和Granger因果檢驗實證分析了投資者情緒對黃金期貨價格的影響。陳標金等[7]采用成交量和持倉量代表投資者情緒，探討了投資者情緒與期貨價格波動間的關系。研究結論顯示，市場情緒也是造成期貨、現(xiàn)貨價格波動的影響因素之一。

綜上所述，現(xiàn)有的文獻研究結果證實了鐵礦石期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能以及市場情緒對期貨價格的影響，但并未將市場情緒引入期貨價格、現(xiàn)貨價格同一框架下進行研究。以往的線性計量方法難以準確刻畫價格的動態(tài)變化，考慮到時間序列的持續(xù)性和波動性，本文采用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換自回歸模型(MSVAR)檢驗市場情緒與鐵礦石期貨價格、現(xiàn)貨價格的相互關系，彌補了靜態(tài)研究的不足。并通過脈沖響應圖的分析了解三者間的內(nèi)在聯(lián)系，為鋼鐵企業(yè)和廣大投資者防范風險保護自身利益，為政府完善鐵礦石期貨市場機制提供理論依據(jù)。

1 鐵礦石期貨價格與現(xiàn)貨價格走勢分析

圖1為2015年5月到2018年3月鐵礦石期貨價格、現(xiàn)貨價格的走勢圖。由圖1可知,2017年2月份，由于鋼材利潤上漲使得鋼鐵行業(yè)對鐵礦石需求增加，造成鐵礦石期貨價格、現(xiàn)貨價格呈現(xiàn)明顯的上升趨勢，創(chuàng)下2015年以來的最高水平；另一特點是，鐵礦石的現(xiàn)貨價格略高于期貨價格，且期貨價格與現(xiàn)貨價格在整體上保持一致，但期貨價格的拐點一般先于鐵礦石現(xiàn)貨價格到達，部分證實了鐵礦石期貨價格的價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能。參與鐵礦石期貨交易的鋼鐵集團及其他企業(yè)可以利用期貨價格的功能，規(guī)避現(xiàn)貨價格波動造成的風險，更好地保障企業(yè)未來的發(fā)展。

圖1 鐵礦石現(xiàn)貨價格和期貨價格走勢Fig.1 The trend of spot price and futures price of iron ore(資料來源：Wind資訊金融終端)

2 市場情緒與鐵礦石期貨、現(xiàn)貨價格的實證分析

2.1 數(shù)據(jù)選取

本文選取鐵礦石的期貨價格、現(xiàn)貨價格和市場情緒作為變量，選取2015年5月至2018年5月的152個周度數(shù)據(jù)進行研究，數(shù)據(jù)均來源于Wind資訊金融終端。為避免異方差，本文對數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理?？紤]到活躍合約更能反映期貨與現(xiàn)貨之間的聯(lián)動關系，本文采用大連商品交易所鐵礦石期貨合約結算價(單位：元/t)作為鐵礦石期貨價格的衡量指標，用QP列示；采用鐵礦石的平均價(單位：元/t)作為現(xiàn)貨價格的衡量指標，用XP列示；采用活躍合約期貨持倉量(單位：手)作為市場情緒的衡量指標[8]，用ME列示。

為了全面研究鐵礦石市場情緒與期貨價格、現(xiàn)貨價格間的相互關系，本文在單位根檢驗價格序列的平穩(wěn)性的基礎上，構建脈沖響應函數(shù)來分析鐵礦石市場情緒與期貨價格、現(xiàn)貨價格間的影響機制。

2.1.1 描述性統(tǒng)計

由表1可知,現(xiàn)階段鐵礦石的現(xiàn)貨平均價高于期貨平均價，從標準差可以看出，鐵礦石成交量即市場情緒變化最為劇烈，期貨價格的波動略大于現(xiàn)貨價格的波動；另一方面，鐵礦石期貨、現(xiàn)貨價格序列峰度均小于3，但是期貨價格的偏度大于0，呈右偏、尖峰的特性，而現(xiàn)貨價格偏度小于0，呈左偏、尖峰的特性。

表1 描述性統(tǒng)計Table 1 Descriptive statistics

2.1.2 單位根檢驗

考慮到時間序列的不平穩(wěn)，為了防止出現(xiàn)“偽回歸”，造成實證結果缺乏價值，進行實證分析前對變量進行單位根檢驗。本文通過ADF檢驗和PP檢驗兩種方法發(fā)現(xiàn)，市場情緒、鐵礦石期貨價格和現(xiàn)貨價格這三個變量的原序列是非平穩(wěn)的，但是在取一階差分后三個變量都變得平穩(wěn)。因此，在以下實證研究過程中，都運用三個變量的一階差分來進行計量分析。

2.2 模型構建

據(jù)學者對鐵礦石價格的研究可以發(fā)現(xiàn)，鐵礦石價格的變化并非簡單的線性關系可以解釋，采用非線性模型能更準確地刻畫出價格的動態(tài)變化情況。馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)換模型(MSVER)是非線性模型的一種，將變量分為不同的區(qū)制，在不同的區(qū)制下研究變量間的相互作用。因此，本文采取MSVAR來構建鐵礦石期貨價格、現(xiàn)貨價格與市場情緒之間關系的轉(zhuǎn)換模型。MSVAR模型又可以細分為MSI-VAR、MSM-VAR、MSH-VAR、MSA-VAR等多種類型[9]。滯后p階的MSVAR模型一般有如式(1)所示的簡化形式。

Yt=c(st)+B1(st)(Yt-1)+…+Bp(st)(Yt-p)+εt

εt～i,i,d.,N～(0,∑(st)

(1)

式中：st為不可觀測的機制；Yt=(QP,XP,ME)。

2.3 實證分析

2.3.1 模型區(qū)制分析

由圖2可知，區(qū)制1為市場低迷，區(qū)制2為市場平穩(wěn)，區(qū)制3為市場高漲。分析圖2可知，我國鐵礦石市場總體上處于平穩(wěn)的狀態(tài)，低迷和高漲的市場狀態(tài)穿插其中，使得鐵礦石的價格出現(xiàn)波動。2015年國內(nèi)經(jīng)濟下行和環(huán)保的壓力使得鋼鐵行業(yè)首次出現(xiàn)年度負增長，進入寒冬季，降低了對鐵礦石的需求，而力拓、必和必拓和淡水河谷等礦業(yè)公司仍然持續(xù)降本增產(chǎn)，導致全球鐵礦石產(chǎn)能投放進入高峰期；同時青島港騙貸案引發(fā)了鐵礦石行業(yè)融資收緊和資金緊張，使得2015年的鐵礦石價格處于持續(xù)低迷狀態(tài)。雖然2016年第二季度至第三季度鐵礦石需求量下降，但是鋼鐵行業(yè)扭虧為盈使得鋼價暴漲，帶動鐵礦石價格出現(xiàn)了過去兩年的新高；進入年末，由于鋼材需求和價格的下跌，導致對鐵礦石需求進一步減少，使得鐵礦石價格再次進入低迷狀態(tài)。2017年鐵礦石價格整體寬幅震蕩，第一季度由于鋼鐵行業(yè)對鐵礦石整體需求增加，使得鐵礦石價格呈現(xiàn)短暫的高漲，但是此后，由于主要港口礦庫存創(chuàng)紀錄為14 413萬t，導致國內(nèi)鐵礦石供過于求的現(xiàn)象持續(xù)惡化；同時鋼鐵行業(yè)供給側改革的持續(xù)深化以及鐵礦石替代品(廢鋼)使用量的日漸增加，使得鐵礦石價格再次出現(xiàn)了下跌。

圖2 區(qū)制轉(zhuǎn)移概率圖Fig.2 Regime transfer probability chart

根據(jù)表2各區(qū)制轉(zhuǎn)移概率與性質(zhì)分析，各區(qū)制維持原狀態(tài)的概率代表了系統(tǒng)在各區(qū)制的穩(wěn)定性。在區(qū)制1時，系統(tǒng)維持在區(qū)制1的概率為0.5907，持續(xù)的平均周期為2.44個月。在區(qū)制2時，系統(tǒng)維持在區(qū)制2的概率為0.8057，持續(xù)的平均周期為5.15個月。在區(qū)制3時，系統(tǒng)維持在區(qū)制3的概率為0.4948，持續(xù)的平均周期為1.98個月。由此得出，在整個研究區(qū)間，區(qū)制所占樣本的比例越大，所維持的平均周期越長。從穩(wěn)定性方面來說，區(qū)制2的穩(wěn)定性最強，區(qū)制3的穩(wěn)定性最弱，區(qū)制1介于兩者之間。

圖3顯示了處于不同區(qū)制時h步預測概率。由圖3可知，無論開始于什么區(qū)制，區(qū)制2都占據(jù)了主導地位，其次為區(qū)制1、區(qū)制3。當開始于區(qū)制3時，區(qū)制2占主導的時間要比開始于其他區(qū)制時快一些。2個月后，三個區(qū)制的概率區(qū)域穩(wěn)定，處于區(qū)制2的概率為0.65，區(qū)制1的概率為0.25，區(qū)制3的概率為0.1。

2.3.2 各區(qū)制的脈沖響應分析

圖4說明現(xiàn)貨價格對市場情緒的正向沖擊在三個區(qū)制下均表現(xiàn)為正向響應，且在區(qū)制1響應更為顯著。說明在低迷時期，悲觀市場情緒對現(xiàn)貨價格的作用更加顯著。圖5說明期貨價格對市場情緒正向沖擊在三個區(qū)制下均產(chǎn)生正向響應。

表2 各區(qū)制轉(zhuǎn)移概率與性質(zhì)Table 2 Transition probability and nature of each regime

圖3 開始于某一區(qū)制時轉(zhuǎn)換到其他區(qū)制的h步預測概率Fig.3 The probability of h step change from one zone to another

圖4 現(xiàn)貨價格對市場情緒的沖擊響應Fig.4 Impact of spot price on market sentiment

圖6表明市場情緒對現(xiàn)貨價格的正向沖擊在三個區(qū)制下均產(chǎn)生負向響應，且在區(qū)制1下更加顯著。圖7表明市場情緒對期貨價格的正向沖擊在區(qū)制2和區(qū)制3下均產(chǎn)生正向響應，但效應有下降的趨勢，但是，在區(qū)制1下產(chǎn)生更加顯著的負向響應。

由圖4和圖5可知，鐵礦石現(xiàn)貨價格和期貨價格均對市場情緒的正向沖擊在三個區(qū)制下產(chǎn)生正向響應；圖6和圖7則表明市場情緒對現(xiàn)貨價格和期貨價格的正向沖擊產(chǎn)生顯著的負向響應。

圖5 期貨價格對市場情緒的沖擊響應Fig.5 Impact of futures price on market sentiment

圖6 市場情緒對現(xiàn)貨價格的沖擊響應Fig.6 Impact of market sentiment on spot price

圖7 市場情緒對期貨價格的沖擊響應Fig.7 Impact of market sentiment on futures price

2.3.3 模型回歸結果分析

根據(jù)極大似然值和AIC、SC信息準則，本文構建三區(qū)制滯后三階，即MSIH(3)-VAR(3)模型驗證市場情緒、鐵礦石現(xiàn)貨價格和期貨價格間是否具有均值溢出關系，模型回歸結果見表3。

由表3回歸結果分析可知，市場情緒、鐵礦石期貨價格、鐵礦石現(xiàn)貨價格的滯后值都能對各變量當期值產(chǎn)生顯著作用，說明各變量間存在序列自相關關系。在鐵礦石期貨價格回歸方程中，滯后1期的鐵礦石現(xiàn)貨價格和滯后3期的市場情緒系數(shù)不為0，說明鐵礦石現(xiàn)貨價格和市場情緒對鐵礦石期貨價格具有均值溢出效應；鐵礦石現(xiàn)貨價格回歸方程中，滯后1期和滯后2期的期貨價格能夠?qū)ΜF(xiàn)貨價格產(chǎn)生顯著影響，說明期貨價格對現(xiàn)貨價格也具有均值溢出效應，且滯后2期和滯后3期的市場情緒系數(shù)也不為0，同樣表明市場情緒對現(xiàn)貨價格具有均值溢出效應；在市場情緒的回歸方程中，除自身滯后期(滯后1期、滯后2期)外，其余系數(shù)均不顯著，說明鐵礦石的期貨價格和現(xiàn)貨價格未能對市場情緒產(chǎn)生均值溢出效應。

表3 模型回歸結果Table 3 Regression results

注：C為常數(shù)項；*、**和***分別為1%、5%和10%的顯著性水平，拒絕原假設

綜上所述，鐵礦石期貨價格和現(xiàn)貨價格之間具有雙向溢出效應，市場情緒對鐵礦石期貨價格和現(xiàn)貨價格產(chǎn)生單向均值溢出效應。

3 結論及建議

3.1 結論

1) 鐵礦石現(xiàn)貨價格和期貨價格對市場情緒的正向沖擊產(chǎn)生正效應。當投資者市場情緒高漲時，會助漲鐵礦石價格的上升；相反，當投資者對鐵礦石持有悲觀的市場情緒時，會造成鐵礦石價格下跌。

2) 市場情緒對期貨價格和現(xiàn)貨價格的正向沖擊產(chǎn)生負向響應。在我國鋼鐵行業(yè)供給側改革持續(xù)深化以及鐵礦石替代品用量日趨增加的新時代背景下，投資者對鐵礦石價格的上漲更多持觀察態(tài)度，而鐵礦石作為重要的資源，其價格的下跌也不會引發(fā)投資者情緒的過度悲觀。由此可見，鐵礦石的投資者對其價格的波動持審慎態(tài)度，不會受到價格波動的過多影響，屬于較為理性的投資者，才會導致鐵礦石價格對審慎投資者情緒沖擊產(chǎn)生正向響應。

3) 鐵礦石期貨價格與現(xiàn)貨價格間的雙向均值溢出效應，再次驗證了鐵礦石期貨價格的價格發(fā)現(xiàn)功能，而市場情緒與鐵礦石的期貨價格和現(xiàn)貨價格間是單向均值溢出效應，表明市場情緒能夠?qū)﹁F礦石的期貨價格和現(xiàn)貨價格產(chǎn)生作用。

3.2 建議

1) 現(xiàn)階段，我國鐵礦石期貨市場的交易環(huán)境與制度仍然有很大的改進空間。政府承擔著鐵礦石期貨市場中監(jiān)督交易和維護市場的重要責任，對維護我國鐵礦石期貨市場的交易環(huán)境與制度起重要作用。首先，需要完善鐵礦石期貨市場的交易機制和定價模式，為貿(mào)易多方的利益提供制度保障；其次，為了調(diào)動投資者的積極性、拓展鐵礦石期貨市場服務范圍的廣度和深度，政府應該適當放寬對市場管制、鼓勵鐵礦石期貨市場品種的開發(fā)，為市場長久發(fā)展奠定良好基礎；最后，在“一帶一路”倡議下，政府應該為我國鋼鐵企業(yè)和礦業(yè)企業(yè)等提供更多與國際礦業(yè)巨頭合作的機會，在幫助我國企業(yè)創(chuàng)造收益的同時，也能夠提高我國鐵礦石價格指數(shù)在國際上的影響力，增強我國在國際鐵礦石市場中的話語權。

2) 作為期貨市場的重要參與者，企業(yè)也需要不斷完善自身才能為市場和自身發(fā)展謀求出路。一是要客觀認識和利用期貨價格的發(fā)現(xiàn)功能。研究結果顯示，隨著市場的不斷發(fā)展，我國鐵礦石的期貨價格確實起到引導現(xiàn)貨價格的作用。因此，作為企業(yè)要充分利用價格發(fā)現(xiàn)功能，降低由于價格波動所帶來的損失和風險，以達到套期保值和風險規(guī)避的目的。二是持續(xù)貫徹落實供給側改革，為發(fā)展謀出路。過去為了實現(xiàn)經(jīng)濟的發(fā)展，大量小規(guī)模企業(yè)、高污染高能耗企業(yè)應運而生，然而此類企業(yè)所造成的產(chǎn)能過剩、環(huán)境污染等問題也給我國的資源安全帶來很大隱患。因此，從短期看，供給側改革造成了對鐵礦石需求的減少，但從長久看，供給側改革的執(zhí)行和深化才是淘汰落后產(chǎn)能、完成企業(yè)結構的優(yōu)化和轉(zhuǎn)型升級、維持鐵礦石期貨市場穩(wěn)定發(fā)展的正確道路。