康曉玲，邢李志平，劉京，張霞

（西安電子科技大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，陜西西安 710071）

一、引言

大宗商品現(xiàn)貨價格在新冠疫情爆發(fā)之后大幅下跌，但從2020年4月之后開始反轉(zhuǎn)上漲。根據(jù)美國商品調(diào)查局公布的數(shù)據(jù)顯示，從2020年4月27日到2021年7月29日，現(xiàn)貨綜合指數(shù)從347.55點上升至563.78點，升幅高達62%。面對大宗商品現(xiàn)貨價格的大幅上漲，我國監(jiān)管層、其他政府部門及各大商品交易所紛紛出臺了各項措施意在抑制投機活動，顯然已經(jīng)意識到期貨市場投機活動對現(xiàn)貨價格的影響作用。分析師也認為投機活動是導(dǎo)致當前大宗商品現(xiàn)貨價格上漲的主要原因之一。隨著大宗商品市場金融化進程不斷推進，投機活動總量大幅增加，投機活動引起的現(xiàn)貨市場投機活動總量與現(xiàn)貨市場供求量相對比率不斷增大，期貨市場投機活動對大宗商品現(xiàn)貨價格的影響已然不可忽視。

有關(guān)投機活動對大宗商品價格的影響，現(xiàn)有文獻主要存在兩種觀點。一種觀點認為，投機活動不是大宗商品現(xiàn)貨價格上漲的主要驅(qū)動力。比如，學(xué)者Irwin 和Sanders使用CFTC的指數(shù)投資季度數(shù)據(jù)進行Fama-MacBeth 檢驗發(fā)現(xiàn)，幾乎沒有證據(jù)表明指數(shù)頭寸會影響19種商品期貨市場的收益率及波動[1]。Miffre 和Brooks以5種金屬、5種能源期貨、4種牲畜期貨和12種農(nóng)產(chǎn)品期貨市場為例，就多空投機者行為對市場穩(wěn)定性的影響進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)投機行為對價格波動沒有影響[2]。Kim 基于1992-2012年美國期貨市場21種商品期貨數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，期貨市場投機者不應(yīng)為樣本期內(nèi)商品價格大幅波動負責(zé)[3]。Boyd 等學(xué)者認為，投機與金融化對大宗商品市場價格的影響只存在于理論上，有關(guān)大宗商品指數(shù)交易會扭曲價格的擔(dān)憂幾乎沒有實證數(shù)據(jù)的支持[4]。Kruse 和Wegener 通過對實際油價的時變持續(xù)性進行實證研究，發(fā)現(xiàn)是基本面而非投機活動造成了2000年的油價暴漲[5]。Thomas Wimmer 等學(xué)者采用Meta-Granger 分析方法，對金融投機活動影響商品價格的混合結(jié)果進行了解釋和總結(jié)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)不能拒絕投機與商品現(xiàn)貨價格之間的格蘭杰非因果關(guān)系假設(shè)[6]。

另一種觀點認為，大宗商品價格的大幅波動主要源自投機活動。如學(xué)者杜偉構(gòu)建了自回歸分布滯后模型，對國際油價自2002年以來的大幅波動進行實證分析后發(fā)現(xiàn)，與供需等傳統(tǒng)因素相比，非商業(yè)交易商對國際原油價格波動造成了更大的影響[7,8]。學(xué)者Ghosh 認為現(xiàn)貨市場的實際價格波動已經(jīng)遠非生產(chǎn)和需求等基本要素所能解釋，造成這種價格扭曲的潛在來源就是期貨市場投機活動[9]。Guilleminot 等學(xué)者發(fā)現(xiàn)流動性壓力期內(nèi)投機活動與指數(shù)持倉高度相關(guān)，美國12種農(nóng)產(chǎn)品的指數(shù)資金流量對商品現(xiàn)貨價格波動產(chǎn)生了很大影響[10]。Algieri Bernardina 對投機行為與價格波動進行了格蘭杰因果關(guān)系檢驗，結(jié)果表明是過度投機導(dǎo)致了美國1995-2012年玉米、大米、大豆和小麥的價格波動[11]。學(xué)者MansoorMaitah和LubosSmutka 對2000-2016 年國際白糖價格的研究表明，投機基金是導(dǎo)致白糖價格波動的主要因素[12]。

由此看來，有關(guān)投機活動對商品現(xiàn)貨價格的影響研究，需要結(jié)合時間、市場金融化程度和商品種類等因素進行具體研究。已有的文獻研究大多集中于美國等金融化程度較高的國家，商品種類大多以硬質(zhì)金融銅等為研究對象。本文以金融化程度相對較低的中國期貨市場為例，研究品種選取了2020年全球豆油期貨合約全年成交量位居第一的大連商品期貨交易所豆油期貨，從期現(xiàn)供求彈性角度探討投機活動對現(xiàn)貨價格的影響機制，進而使用2009年1月6日到2021年5月31日，共3014對期貨價格與現(xiàn)貨價格數(shù)據(jù)研究豆油期貨與現(xiàn)貨市場單個市場效率檢驗及兩個市場之間的信息傳遞效率檢驗，以期為不同期現(xiàn)狀態(tài)下，投機活動對現(xiàn)貨價格的影響研究、投資者進行期現(xiàn)套利策略調(diào)整、政府進行有效監(jiān)管提供有益參考。

本文的結(jié)構(gòu)安排如下：第一部分是引言，第二部分是理論基礎(chǔ)，第三部分是研究設(shè)計，第四部分是實證結(jié)果與分析，最后是結(jié)論。

二、理論基礎(chǔ)

在現(xiàn)有文獻研究的基礎(chǔ)上，本文試著從期現(xiàn)供求彈性角度研究了投機活動對現(xiàn)貨價格的影響機制，進而進行了硬質(zhì)金屬銅與軟商品豆油市場投機活動影響現(xiàn)貨價格的理論對比分析。

（一）投機活動影響現(xiàn)貨價格的機制

遵照基本的經(jīng)濟邏輯，期貨價格與現(xiàn)貨價格的變動源于市場供給曲線或需求曲線的移動。為了便于分析，本文假定供給曲線與需求曲線都不是完全的水平線，即均不存在無限彈性的可能。顯然，該假定對豆油來說非常合理。為了滿足效用函數(shù)與生產(chǎn)函數(shù)的擬凹特征，本文現(xiàn)假定所討論的需求曲線與供給曲線均為凹形曲線?？紤]到期貨市場投機活動影響期貨價格的機制從來都不存在任何爭議，因此，下來進行投機活動影響現(xiàn)貨價格的機制研究。遵照Tilton 等學(xué)者和?stenssonOlle的研究[13-17]，本文對投機活動影響現(xiàn)貨價格的機制進行了更為深入地分析，具體過程如下。

現(xiàn)將期現(xiàn)狀態(tài)劃分為三種，即強升水、弱升水和貼水，具體的劃分標準見文后部分。當期現(xiàn)價差大于持有成本（即無套利期現(xiàn)價差）時，期現(xiàn)市場就會處于強升水狀態(tài)，此時因期現(xiàn)價差過大，投資者會進行現(xiàn)貨買入與期貨賣出，投資者現(xiàn)貨持倉會隨著現(xiàn)貨買入而持續(xù)增加。當期現(xiàn)價差小于持有成本時，期現(xiàn)市場就會處于弱升水或貼水狀態(tài)，因期現(xiàn)價差過小，投資者會進行現(xiàn)貨賣出與期貨買入，投資者現(xiàn)貨持倉隨著現(xiàn)貨拋售而持續(xù)減少。根據(jù)?stenssonOlle的觀點[16]，投機活動是期貨價格與現(xiàn)貨價格差值的函數(shù)。當其他條件不變時，強升水時，期貨價格上漲會導(dǎo)致投機活動增加，現(xiàn)貨價格上漲會導(dǎo)致投機活動減少；弱升水與貼水時，期貨價格上漲導(dǎo)致投機活動減少，現(xiàn)貨價格上漲導(dǎo)致投機活動增加。圖1中a 點的期現(xiàn)價差等于無套利時期現(xiàn)價差的絕對值，b點的期現(xiàn)價差等于無套利時期現(xiàn)價差絕對值的相反數(shù)。因此在期現(xiàn)價差縱軸上，a 點以上部分對應(yīng)于期現(xiàn)市場的強升水狀態(tài)，a、b點之間對應(yīng)于期現(xiàn)市場的弱升水狀態(tài)，b點以下部分對應(yīng)于期現(xiàn)市場的貼水狀態(tài)。

圖2部分顯示了不同期現(xiàn)狀態(tài)下投機活動對現(xiàn)貨價格的影響過程。

當期現(xiàn)市場處于強升水時，如圖2a 所示。當期貨價格不變時，現(xiàn)貨市場的投機活動表現(xiàn)為現(xiàn)貨需求曲線ID1,與消費者需求曲線CD一起構(gòu)成現(xiàn)貨市場的總需求曲線TD1。當現(xiàn)貨價格上升時，投機活動減少，對應(yīng)于投資者現(xiàn)貨需求曲線的彈性越來越小，相應(yīng)的現(xiàn)貨增倉速度不斷減慢，但是現(xiàn)貨持倉總量仍然增加。當期貨價格上升時，投機活動增加，投機活動曲線從ID1向右移至ID2，總需求曲線從TD1向右移至TD2，此時現(xiàn)貨市場均衡價格從P1升高至P2，均衡產(chǎn)量從TQ1增多至TQ2，現(xiàn)貨市場均衡價格上升導(dǎo)致消費需求量減少及廠商供給量增加，對應(yīng)地，投資者現(xiàn)貨持倉的增量等于前面二者絕對值之和。由此看來，因為投機活動的存在會使實際現(xiàn)貨價格超出傳統(tǒng)供需因素所能決定的價格水平，同時，投機活動的增加會導(dǎo)致這種偏差進一步加大。

圖1：投機活動在現(xiàn)貨市場的現(xiàn)貨需求與現(xiàn)貨供給

當期現(xiàn)市場處于弱升水與貼水時，如圖2b所示。當期貨價格不變，現(xiàn)貨市場投機活動表現(xiàn)為現(xiàn)貨供給曲線IS1,其與廠商供給曲線MS一起構(gòu)成現(xiàn)貨市場總供給曲線TS1。當現(xiàn)貨價格上升時，投機活動增加，因投資者現(xiàn)貨供給曲線彈性越來越小，相應(yīng)地，現(xiàn)貨減倉速度不斷減慢，但是現(xiàn)貨持倉總量仍在減少。當期貨價格下跌，投機活動增加，投機活動曲線從IS1向右移至IS2時，總供給曲線從TS1向右移至TS2，此時現(xiàn)貨市場均衡價格從P1減少至P2，均衡產(chǎn)量從TQ1增加至TQ2。因現(xiàn)貨市場均衡價格下降引起消費者需求量增加及廠商供給量減少，同時，投資者現(xiàn)貨持倉減少量等于前面二者的絕對值之和。由此看來，因投機活動的存在而使實際現(xiàn)貨價格波動被進一步放大。

圖2：不同市場狀態(tài)下投機活動對現(xiàn)貨價格的影響

（二）銅與豆油市場投機活動影響現(xiàn)貨價格的理論對比分析

現(xiàn)對銅與豆油在不同期現(xiàn)狀態(tài)下投機活動影響現(xiàn)貨價格的不同表現(xiàn)做出純粹的理論分析：

一方面，商品種類不同則其供求彈性也往往不同，如軟商品豆油的供求彈性就小于硬質(zhì)金屬銅。另一方面，期貨市場的供求彈性與現(xiàn)貨市場的供求彈性也不同，而前者通常大于后者。因此，與消費者和生產(chǎn)者相比，投機活動對現(xiàn)貨價格造成了更大的影響。表現(xiàn)為圖2a、2b中的投資者現(xiàn)貨需求曲線與現(xiàn)貨供給曲線比消費者需求曲線和廠商供給曲線更為平坦。因此，投資者現(xiàn)貨需求量與消費者需求量的比率越大，投機活動會比消費者需求量對現(xiàn)貨價格影響作用更大。投資者現(xiàn)貨供給量與廠商供給量的比率越大，投機活動會比廠商供給量對現(xiàn)貨價格影響作用也就更大。

強升水時，因銅現(xiàn)貨需求彈性大于豆油現(xiàn)貨需求彈性，所以銅市場投機活動對現(xiàn)貨價格的影響要大于豆油市場?？紤]到豆油易腐因素的存在，這種影響差距會被進一步放大。弱升水時，盡管銅市場比豆油市場的現(xiàn)貨供給彈性大，但因季節(jié)性生產(chǎn)因素的存在而導(dǎo)致豆油市場的投資者現(xiàn)貨供給量與生產(chǎn)者供應(yīng)量的比率大于銅市場，因此豆油市場在弱升水時投機活動對現(xiàn)貨價格的影響作用更大。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)介紹

本文使用的研究數(shù)據(jù)是從 2009年1月 6日到2021年5月31日共 3014對期貨價格與現(xiàn)貨價格，其中期貨價格為豆油期貨主力合約收盤價，現(xiàn)貨價格為全國豆油現(xiàn)貨平均價格，數(shù)據(jù)均來自 Wind 資訊。同時為避免主力合約切換造成的價格跳躍，本文參照 Ma等學(xué)者的價格調(diào)整方法[18]，通過對合約切換日的期貨價格減去切換前后價格的一半價差來進行價格調(diào)整。

樣本期內(nèi)的活期存款利率數(shù)據(jù)均來自中國人民銀行官網(wǎng)。

因為豆油季節(jié)性生產(chǎn)等因素的存在，豆油現(xiàn)貨儲存成本會不斷地發(fā)生變化。本文參考大連商品交易所給出的期貨倉儲費標準及綜合考慮豆油易損特性、保險、運輸?shù)纫蛩?，對豆油儲存成本做出為其現(xiàn)貨價格5%的假定。

（二）實證框架

本文的研究思路如下：首先，根據(jù)持有成本理論進行了期現(xiàn)市場狀態(tài)劃分；其次，利用方差比檢驗研究了單個市場的市場效率；再次，利用期現(xiàn)價格變動之間的相關(guān)系數(shù)研究期貨市場與現(xiàn)貨市場之間的信息傳遞效率；最后，基于Fischer 變換對各期現(xiàn)狀態(tài)下期現(xiàn)價格相關(guān)性進行了差異性檢驗。同時，為了了解現(xiàn)貨庫存在此過程中發(fā)揮的影響作用，本文引入了便利收益率，并對其分別進行0%、2.5%、5%、10%的數(shù)值設(shè)置。

1.豆油期現(xiàn)市場狀態(tài)劃分

根據(jù)持有成本理論，t 時刻無套利商品期貨價格FTt與現(xiàn)貨價格St之間的關(guān)系如下：

其中，rt代表資金成本，本文選取t 時的活期存款利率作為其代理變量；Ct為資金成本以外的持有成本，本文選取現(xiàn)貨價格的一定百分比作為代表相應(yīng)時間段內(nèi)儲存、易腐、收縮、運輸和保險等的合計成本；ψ t為t 時的便利收益率；T為期貨合約到期時間，本文用期貨合約到期日除以360作為其代理變量。

接下來，我們進行期現(xiàn)市場狀態(tài)劃分，具體劃分標準如下：

當Ft＞ max[St，F(xiàn)Tt]時，期現(xiàn)狀態(tài)為強升水；

當min[S t,FTt] ≤Ft≤ max[S t,FTt]時，期現(xiàn)狀態(tài)為弱升水；

當Ft＜min[St,FTt]時，期現(xiàn)狀態(tài)為貼水。

這里值得特別說明的是，參照學(xué)者Pindyck 的期現(xiàn)市場狀態(tài)劃分標準[19]，不同于一般意義上貼水概念即期貨從業(yè)者認為只要現(xiàn)貨價格超過期貨價格即為貼水，本文將實際期貨價格等于無套利期貨價格的零貼水和實際期貨價格小于現(xiàn)貨價格但大于無套利下的期貨價格的弱貼水都劃入弱升水狀態(tài)。

2.方差比檢驗

盡管市場效率作為金融界的一大支柱理論，但對市場效率的概念界定至今仍然難于形成統(tǒng)一的認識。本文遵照學(xué)者Fama 對市場效率所作的定義：一個有效的市場應(yīng)該能夠充分、及時地處理新信息[20]。這表明大宗商品價格應(yīng)遵循隨機游走過程，不存在任何基于過去價格變動和基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的價格預(yù)測。換言之，任何收益率的自相關(guān)都代表著投資者對新信息的誤解及錯誤反應(yīng)。

盡管存在著一些反對的聲音，比如Conrad 和Kaul、Conrad 等學(xué)者、Mech、Boudoukh 等學(xué)者都先后認為，收益率存在自相關(guān)不一定就意味著其市場效率低下，也有可能是預(yù)期收益的時變特征所致[21-24]。本文采用每日的期貨價格與現(xiàn)貨價格數(shù)據(jù)，這樣就可以解決預(yù)期收益率的時變特征問題，因此上述觀點不會對本文的研究結(jié)果造成影響。

為了量化市場效率水平以及對市場效率進行檢驗，現(xiàn)有文獻發(fā)展了多種度量指標。本文使用方差比率（Variance Ratio）來對收益率時間序列的自相關(guān)進行度量。學(xué)者Lo和MacKinlay 提出了方差比檢驗，該理論基于這一事實：如果某一價格時間序列遵循隨機游走模式，則其連續(xù)增量不相關(guān)且其隨機游走增量的方差呈線性增加，此時時間序列方差比應(yīng)該等于1[25]。

Lo和MacKinlay(1988)提出了當q為常數(shù)且T→∝時VR(r;q)的漸進分布。在VR(q)=1的零假設(shè)下，他們給出了同方差和條件異方差的檢驗統(tǒng)計量。因為文后研究數(shù)據(jù)的異方差性，所以這里只給出條件異方差統(tǒng)計量Z(r;q) 的公式：

在一定的顯著性水平下，如果Z(r;q) 處于臨界值之內(nèi)，則認為價格序列隨機，否則認為價格序列存在自相關(guān)。作為金融市場定價水平的度量指標，當VR值小于1時，表示在長期范圍內(nèi)存在著負序列相關(guān)(均值回歸)；當VR 值大于1時，表示長期范圍內(nèi)存在著正序列相關(guān)(均值厭惡)。

四、實證結(jié)果與分析

（一）豆油期現(xiàn)市場狀態(tài)劃分

從圖3可以看出，強升水主要發(fā)生在2009年8 月至2013 年6 月，該時期對應(yīng)國家大豆臨儲政策期，臨儲政策下的投資者對大豆未來價格有著強烈地上漲預(yù)期，致使作為大豆加工品的豆油期貨價格遠超現(xiàn)貨價格，所以豆油期現(xiàn)市場大多處于強升水狀態(tài)。自2014年1月大豆臨儲政策取消以后，因國內(nèi)一直面臨豆油現(xiàn)貨供應(yīng)不足的現(xiàn)狀，因此豆油的期現(xiàn)市場大都處于貼水或弱升水狀態(tài)。隨著便利收益率從0%升至10%，強升水出現(xiàn)的頻率不斷增加，這意味著即使期貨價格遠超現(xiàn)貨價格，投資者也愿意持有豆油現(xiàn)貨來獲取較高的便利收益率。然而，貼水的發(fā)生頻率不斷減少，說明了在現(xiàn)貨價格遠超期貨價格時，隨著便利收益率的不斷提高投資者進行了更為頻繁地期現(xiàn)套利。從圖中我們可以看到，弱貼水的發(fā)生頻率對便利收益率的變化不太敏感。

圖3-1：2009年1月-2021年5月處于強升水、弱升水和貼水時的豆油期現(xiàn)收益率

圖3-2：2009年1月-2021年5月處于強升水、弱升水和貼水時的豆油期現(xiàn)收益率

（二）各期現(xiàn)狀態(tài)下豆油日期現(xiàn)價格的描述性統(tǒng)計

表1分別給出了強升水、弱升水和貼水時日期現(xiàn)價格變化的描述性統(tǒng)計。貼水時，期貨價格變動偏度為負且現(xiàn)貨價格變動偏度為正，除了便利收益率為0%外，二者的偏度幅度大致相同。強升水與弱升水的現(xiàn)貨價格偏度都大于期貨價格，并且隨著便利收益率的不斷提高，現(xiàn)貨價格出現(xiàn)“右尾”的風(fēng)險越來越高。此時，特別是弱升水狀態(tài)下投資者進行期現(xiàn)套利時應(yīng)該警惕現(xiàn)貨價格的“右尾”風(fēng)險，在現(xiàn)貨供應(yīng)緊張時，更是要做好風(fēng)險防范工作。

強升水時期現(xiàn)市場收益率均值都為正，且隨著便利收益率不斷增加，期現(xiàn)市場收益率均值也隨之增加。這說明投資者從期現(xiàn)市場獲得的收益在不斷增加。對于弱升水時，當便利收益率為0%時，期現(xiàn)市場收益率均值都為負，說明當現(xiàn)貨供應(yīng)充足時，此時投資者無法從期現(xiàn)市場進行獲利。當便利收益率為2.5%時，隨著現(xiàn)貨庫存的減少，進行期現(xiàn)套利的投資者在期現(xiàn)市場都實現(xiàn)了盈利。當便利收益率大于2.5%時，期貨市場收益率均值為正而現(xiàn)貨市場收益率均值為負，且前者大于后者，說明期現(xiàn)套利投資者此時可以用期貨市場的盈利完全彌補了現(xiàn)貨市場的虧損。對于貼水時的期現(xiàn)市場，當便利收益率為0%時，期現(xiàn)市場收益率均值都為正，說明現(xiàn)貨供應(yīng)充足時投資者可以實現(xiàn)期現(xiàn)市場的雙重盈利。此后，隨著現(xiàn)貨庫存的不斷減少，期貨市場收益率先下降后上升而現(xiàn)貨市場的收益率先上升后下降，但是投資者總體面臨期現(xiàn)市場的雙重損失。此外，不同便利收益率下的期貨市場偏度雖小于現(xiàn)貨市場，但其標準差卻大于現(xiàn)貨市場。這說明相比現(xiàn)貨價格，期貨價格的波動更為劇烈。

所有便利收益率下的期現(xiàn)價格變動時間序列峰度都大于3，這表明相比正態(tài)分布，期貨價格與現(xiàn)貨價格的時間序列分布均存在著高峰厚尾。本文用Jarque-Bera（JB）統(tǒng)計量來對期現(xiàn)價格變動分布做出檢驗，檢驗結(jié)果顯示，除強升水時的期貨市場外，其余均在1%的顯著性水平上拒絕了正態(tài)分布的原假設(shè)。這也反映了期貨與現(xiàn)貨價格時間序列發(fā)生的波動聚集現(xiàn)象，從而導(dǎo)致期貨與現(xiàn)貨價格時間序列的序列相關(guān)系數(shù)不斷地發(fā)生變化。

（三）各期現(xiàn)狀態(tài)下豆油期貨市場效率與現(xiàn)貨市場效率

為了檢驗期現(xiàn)價格是否遵從隨機游走，本文估計了q=2、4、8和16時期貨價格與現(xiàn)貨價格的方差比率。

從表2可以看出，除了少數(shù)幾個外，大部分的方差比檢驗結(jié)果都沒有拒絕隨機游走的原假設(shè)。這說明中國豆油期現(xiàn)市場效率水平在整體上都比較高。強升水時大部分市場方差比率大于1，弱貼水時各個市場的方差比率大都小于1，貼水時期貨市場方差比率小于1而現(xiàn)貨市場方差比率大都大于1。說明弱升水時期貨與現(xiàn)貨市場的市場效率水平都比較高，貼水時期貨市場效率水平較高而現(xiàn)貨市場效率水平較低，強升水時期貨與現(xiàn)貨市場的市場效率水平都較低。

（四）各期現(xiàn)狀態(tài)下日期現(xiàn)價格變化的相關(guān)系數(shù)

從表3可以看出，所有便利收益率下不同期現(xiàn)市場狀態(tài)的置信區(qū)間都不包括零且都大于零。這表明期現(xiàn)價格變動的相關(guān)性系數(shù)顯著不為零并且每日期貨與現(xiàn)貨價格進行同向變動。

強升水時，期現(xiàn)套利操作因豆油易損特質(zhì)的存在而常常難于持有至交割日進行交割，因此降低了期現(xiàn)套利的可操作性，進而使得期現(xiàn)價格相關(guān)系數(shù)減少，如表3所示。然而隨著便利收益率的升高，現(xiàn)貨庫存的不斷減少，期現(xiàn)價格變動的相關(guān)系數(shù)變化很小。弱升水時，隨著便利收益率的升高，現(xiàn)貨庫存的不斷減少，期現(xiàn)價格變動的相關(guān)系數(shù)在不斷減少。貼水時，隨著便利收益率的升高，現(xiàn)貨庫存的不斷減少，期現(xiàn)價格變動的相關(guān)系數(shù)在不斷增加，這是源于豆油現(xiàn)貨供應(yīng)緊張，投資者頻繁進行期現(xiàn)套利所致。

表1：2009年1月-2021年5月豆油日期現(xiàn)價格變化的描述性統(tǒng)計

總體而言，從不同置信水平的置信區(qū)間與不同顯著性水平下的期現(xiàn)市場相關(guān)系數(shù)比較檢驗中可以看出，豆油期現(xiàn)價格變動相關(guān)系數(shù)在弱升水時最高，在貼水時較高，在強升水時最小。并且隨著便利收益率的不斷提高，現(xiàn)貨庫存的不斷減少，減少了投機活動對現(xiàn)貨價格的影響作用。

表4為期現(xiàn)市場處于強升水、弱升水、貼水時的期現(xiàn)價格變動相關(guān)系數(shù)差異性檢驗的結(jié)果。各個便利收益率下，強升水時期現(xiàn)市場相關(guān)系數(shù)都在1%的顯著性水平下小于弱升水時期現(xiàn)市場相關(guān)系數(shù)。除便利收益率為10%外，其他便利收益率下的弱升水期現(xiàn)市場相關(guān)系數(shù)都顯著大于貼水時的期現(xiàn)市場相關(guān)系數(shù)。并且隨著便利收益率的不斷升高，弱升水與貼水的期現(xiàn)市場相關(guān)系數(shù)的差距在不斷縮小，這說明隨著現(xiàn)貨庫存越來越少，弱升水與貼水時的期貨市場與現(xiàn)貨市場間的信息傳遞效率走向一致。貼水時期現(xiàn)市場相關(guān)系數(shù)大于強升水時的期現(xiàn)市場相關(guān)系數(shù)，并且隨著現(xiàn)貨庫存的不斷減少，二者之間的差距在不斷加大。

表2：2009年1月-2021年5月豆油期現(xiàn)市場效率的方差比檢驗

續(xù)表

表3：2009年1月-2021年5月豆油日期現(xiàn)價格變化相關(guān)系數(shù)的置信區(qū)間

續(xù)表

表4：2009年1月-2021年5月豆油日期現(xiàn)價格變化相關(guān)系數(shù)差異性檢驗

五、結(jié)論

與Tilton 等學(xué)者的研究結(jié)果相比，本文對各個期現(xiàn)狀態(tài)的市場效率水平得出了不同的結(jié)論。Tilton等學(xué)者認為，紐約商品交易所銅期貨市場在強升水時效率最高，并對此做出的解釋是，因貼水與弱升水時的未來現(xiàn)貨無法現(xiàn)在賣出造成市場效率低下，而強升水時可以完成期現(xiàn)套利的期貨賣出與現(xiàn)貨買入，所以強升水時投機活動對現(xiàn)貨價格影響作用最強。本文的研究結(jié)果是，中國豆油期貨市場在弱升水時市場效率最高，此時投機活動對現(xiàn)貨價格的影響作用最大。豆油作為農(nóng)產(chǎn)品大豆加工的下游產(chǎn)品，具有易腐特質(zhì)。而因其易腐特質(zhì)的存在，會縮短豆油現(xiàn)貨的持有時間并且增加其持有成本，這會嚴重降低強升水時投資者期現(xiàn)套利的可操作性并且增加期現(xiàn)套利成本，從而導(dǎo)致強升水時投機活動對豆油現(xiàn)貨價格的影響作用減弱。弱升水與貼水時，投機活動放大了現(xiàn)貨價格的波動，但因豆油季節(jié)性生產(chǎn)特征的存在，弱升水時的投機活動對現(xiàn)貨價格的影響作用大于貼水狀態(tài)。由此，我們可以清楚地看出，因現(xiàn)貨市場供求彈性、期現(xiàn)市場供求彈性比率、季節(jié)性生產(chǎn)、易腐等因素的不同，不同期貨市場在不同的期現(xiàn)狀態(tài)下市場效率水平會有所不同，投機活動對現(xiàn)貨價格的影響作用也不同。據(jù)此，投資者可以根據(jù)各期現(xiàn)狀態(tài)下市場效率的不同來調(diào)整投資策略從而提高期現(xiàn)套利水平。監(jiān)管部門也可以對不同期現(xiàn)狀態(tài)下的期貨市場進行彈性監(jiān)管以此來提高期貨市場監(jiān)管效率。