郭 康 粟子賢

(湖南農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南 長沙 410128)

一、引言

粳米作為我國三大米種之一，市場需求面極廣，在糧食安全中占據(jù)重要地位。但在粳米交易發(fā)展的過程中，不斷有新的問題被提出。特別是因受“稻強米弱”，供大于求等因素的影響，粳米行業(yè)出現(xiàn)了加工利潤低，價格波動大，經(jīng)營風(fēng)險高等問題。這無論是對農(nóng)戶還是銷售廠商都造成了巨大的沖擊，甚至危及到了粳米整個產(chǎn)業(yè)鏈的發(fā)展。

在此背景下粳米期貨于2019年8月16日正式在大連商品交易所上市。粳米期貨的上市為上下游企業(yè)提供了公開透明的未來價格信號和高效的風(fēng)險管理工具，促進(jìn)了粳米產(chǎn)業(yè)相關(guān)主體的穩(wěn)定經(jīng)營和平穩(wěn)健康發(fā)展，與粳稻期貨一起為稻米產(chǎn)業(yè)構(gòu)建了完整的避險鏈條。然而，從粳米期貨上市發(fā)展至今，其價格發(fā)現(xiàn)功能并沒有得到很好地利用，這正是目前粳米期貨面臨的一大挑戰(zhàn)。

二、數(shù)據(jù)來源與處理

1.數(shù)據(jù)來源

為真實反映每日交易情況和價格的連續(xù)性，本文選取粳米主連結(jié)算價為期貨價格，且黑龍江是我國粳米的重要產(chǎn)地，而佳木斯則是黑龍江粳米的主產(chǎn)區(qū)，因此在研究中將選擇佳木斯粳米價格作為現(xiàn)貨價格，期貨和現(xiàn)貨價格區(qū)間都為2019年8月16日至2020年8月17日，以上數(shù)據(jù)均來自wind數(shù)據(jù)庫。

2.數(shù)據(jù)處理

在本文的模型中，用sp表示粳米現(xiàn)貨日價格，用fp表示粳米期貨日價格，用lnsp和lnfp分別表示對數(shù)化的期貨與現(xiàn)貨價格。

三、研究方法

向量自回歸模型(VAR)是非結(jié)構(gòu)化的多方程模型，通常用于多變量時間序列系統(tǒng)的預(yù)測和描述隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響[1]。本文中的VAR模型設(shè)定形式如下：

其中：Yt=(lnspt,lnfpt)是時間序列向量;a是常數(shù)向量;B是(2×2)階的待估參數(shù)矩陣。本文在此基礎(chǔ)上運用協(xié)整分析，格蘭杰因果檢驗，脈沖響應(yīng)和方差分解對期貨和現(xiàn)貨價格的量價關(guān)系進(jìn)行分析。

四、實證分析

1.數(shù)據(jù)特征

在整個樣本區(qū)間內(nèi)，通過標(biāo)準(zhǔn)差可以得出，期貨市場的價格風(fēng)險明顯高于現(xiàn)貨市場。從峰度和偏度看，期貨和現(xiàn)貨價格均呈現(xiàn)出低峰右偏的特征，不滿足正態(tài)分布的基本要求。自粳米期貨上市以來，現(xiàn)貨價格走勢保持平穩(wěn)，而期貨價格的波動較大，并且從2019年11月開始，基差不斷擴(kuò)大，到了2020年年初，基差呈現(xiàn)逐步縮小的趨勢，而后繼續(xù)波動，說明期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)作用較弱。經(jīng)過計算，期貨與現(xiàn)貨價格的相關(guān)系數(shù)為-0.098，表明期貨與現(xiàn)貨價格的相關(guān)程度較低，期貨與現(xiàn)貨的價格聯(lián)動效應(yīng)未能得到良好發(fā)揮。

2.平穩(wěn)性檢驗

在建立VAR模型之前，需要對變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，檢驗結(jié)果得出，在5%的顯著性水平下，對數(shù)化后的期貨和現(xiàn)貨價格均為一階單整序列，從而可以進(jìn)行協(xié)整檢驗。

表1 ADF單位根檢驗結(jié)果

3.Johansen協(xié)整檢驗

通過信息準(zhǔn)則等原理可確定最佳滯后階數(shù)為1階，并據(jù)此進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗，檢驗結(jié)果證明粳米期貨價格與現(xiàn)貨價格不存在長期均衡關(guān)系，對此需進(jìn)一步檢驗兩者間的因果關(guān)系是否顯著。

4.Granger因果檢驗

Granger因果檢驗是檢驗變量間是否存在直接因果關(guān)系的一種方法，在5%的顯著性水平下，均不能拒絕原假設(shè)，說明粳米期貨價格和現(xiàn)貨價格不存在直接因果關(guān)系。究其原因，一方面，是因為粳米作為一種大眾消費品，價格彈性較小，價格不易受外部各種因素影響，另一方面，是由于到粳米現(xiàn)貨市場不夠成熟，期貨上市時間較短，從而導(dǎo)致粳米期貨的交易量相較于其他農(nóng)產(chǎn)品期貨明顯不足，影響到其價格發(fā)現(xiàn)功能的發(fā)揮。

5.VAR模型的平穩(wěn)性檢驗

模型的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果顯示，VAR模型的兩個特征根都在單位圓內(nèi)，因此證明模型是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)和方差分解分析。

6.脈沖響應(yīng)分析

現(xiàn)貨價格對期貨價格呈現(xiàn)出了正向響應(yīng)，且響應(yīng)程度逐漸增強，從第1期的0逐漸上升，兩個多月后開始緩慢下降，正向響應(yīng)逐步減小，趨于收斂，說明期貨價格對現(xiàn)貨價格具有正向影響作用。期貨價格對現(xiàn)貨價格在第1期呈現(xiàn)出了正向響應(yīng)，響應(yīng)程度為0.001左右。但之后有所下降，并在第10期左右趨于0，第10期之后轉(zhuǎn)變?yōu)樨?fù)向響應(yīng)，且負(fù)向響應(yīng)程度有所增強，到兩個多月后，負(fù)向響應(yīng)持續(xù)縮小，趨于收斂。說明現(xiàn)貨價格短期內(nèi)對期貨價格具有正向影響，但長期內(nèi)對期貨價格具有抑制作用。

7.方差分解分析

基于VAR模型的方差分解結(jié)果如表2所示。

由現(xiàn)貨價格的方差分解結(jié)果可知，期貨價格對現(xiàn)貨價格在第1期的貢獻(xiàn)率為0，一個月后，期貨價格對現(xiàn)貨價格的貢獻(xiàn)率上升至0.67%左右。由期貨價格的方差分解結(jié)果可知，現(xiàn)貨價格對期貨價格在第1期的貢獻(xiàn)率為0.336，之后現(xiàn)貨價格對期貨價格的貢獻(xiàn)率有所下降，在第14期達(dá)到最低貢獻(xiàn)率，但一個月后，現(xiàn)貨價格對期貨價格的貢獻(xiàn)率上升到0.4%左右。

即粳米期貨價格和現(xiàn)貨價格的波動都主要源于自身的變化，且期貨價格對現(xiàn)貨價格的貢獻(xiàn)率要高于現(xiàn)貨價格對期貨價格的貢獻(xiàn)率。

表2 方差分解結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文通過構(gòu)建向量自回歸模型(VAR)，深入分析了粳米期貨價格和現(xiàn)貨價格的動態(tài)量價關(guān)系的內(nèi)在機理。從而進(jìn)一步探索了粳米期貨從上市至今，其價格發(fā)現(xiàn)功能尚未有效發(fā)揮的原因。

首先，研究發(fā)現(xiàn)粳米的期貨價格和現(xiàn)貨價格不存在長期均衡關(guān)系和直接因果關(guān)系。其原因主要在于兩個方面：其一，粳米現(xiàn)貨市場不夠成熟。主要體現(xiàn)為國家先后出臺的最低購價政策、最高拍賣價政策對粳米的價格進(jìn)行調(diào)控，此類干預(yù)在一定程度上造成了粳米期貨市場的失靈，導(dǎo)致粳米市場難以形成充分競爭市場，也難以形成較為權(quán)威的現(xiàn)貨市場價格。其二，粳米期貨上市時間尚短。粳米期貨作為2019年上市的農(nóng)產(chǎn)品期貨的新品種，還處于發(fā)展初期。所以應(yīng)當(dāng)加快完善該品種期貨的市場機制，穩(wěn)步提高該期貨市場的參與度。

其次，粳米期貨價格對現(xiàn)貨價格具有正向的影響作用，而現(xiàn)貨價格對期貨價格短期內(nèi)具有正向影響，從長期看則具有抑制作用。粳米期貨和其他農(nóng)產(chǎn)品期貨的作用別無二致，都具有價格發(fā)現(xiàn)的作用，買賣雙方可以從中發(fā)現(xiàn)機會以獲取利潤。而現(xiàn)貨價格對期貨價格的影響則不顯著，反而存在抑制的作用。這是因為現(xiàn)貨市場是期貨市場運行發(fā)展的基礎(chǔ)，供大于求的持續(xù)現(xiàn)狀使得期貨市場發(fā)展嚴(yán)重受阻。對此，應(yīng)當(dāng)大力解決粳米現(xiàn)貨市場供需不平衡的狀態(tài)，充分激發(fā)期貨市場的活力。

最后，粳米期貨價格和現(xiàn)貨價格的波動主要來源于自身的變化，且期貨價格對現(xiàn)貨價格的貢獻(xiàn)率高于現(xiàn)貨價格對期貨價格的貢獻(xiàn)率。這一現(xiàn)象是前面兩個研究結(jié)果的綜合，也是前兩個影響因素綜合影響的結(jié)果。因此，針對目前粳米期貨價值得不到充分發(fā)揮的原因，我們應(yīng)當(dāng)從現(xiàn)貨市場的成熟度、期貨市場自身機制的完善度、期貨市場的參與度以及政府的干預(yù)度這幾個角度綜合考慮，進(jìn)一步完善粳米期貨市場相關(guān)制度。