我国玉米期货价格与现货价格关系的实证研究

马元元 魏瑶

［摘 要］运用Granger因果检验、Johansen协整检验、误差修正模型对我国玉米期货价格与现货价格之间的引导关系作了实证分析。结果发现：玉米期货价格与现货价格之间存在双向的Granger因果关系、长期均衡关系,在实现长期均衡的过程中,期货市场发挥主导作用。

［关键词］玉米；期货价格；现货价格

［中图分类号］F752［文献标识码］A［文章编号］1005-6432（2012）18-0037-02

1 文献综述

在玉米期货市场的有效性、期现货价格之间的引导关系以及价格发现功能的发挥程度等方面的研究文献主要有：田彩云、郭心义(2006)对大商所玉米期货市场的价格发现功能运用协整检验、格兰杰因果检验以及GS模型对玉米每周同一天的收盘价进行实证分析,发现仅存在从期货价格到现货价格的单向格兰杰因果关系,玉米期货价格在价格发现作用中起主导作用；贾兆立等(2008)发现玉米期现货价格之间存在双向的格兰杰引导关系、协整关系,价格发现功能中期货价格起着决定性的作用；张烨(2009)运用协整检验和误差修正模型对从大连和上海两交易所玉米、铜期货市场的价格发现功能进行比较分析,发现上海铜期、现货价格之间存在的长期均衡关系强于大连玉米的；当现货价格变动时,玉米期货价格的修正速度远远低于铜的修正速度,说明玉米期货市场的有效性低于铜期货市场的有效性。

2 实证分析

本文选取2009年1月5日到2011年5月3日大商所玉米期货合约的日结算价(单位：元/吨),以及同期的玉米现货价格日平均价格作为实证分析对象,剔除了无交易的交易日和期货价格与现货价格日期不匹配的观测值,共有560个观测值,数据来源于Wind资讯金融终端。

2.1 协整性实证分析

从玉米期货、现货价格的散点图形状近似呈现一根向上倾斜的棒状,并且线性趋势集中,可以看出两者之间的线性相关性比较强。通过Eviews软件计算得到玉米期货、现货价格的相关系数高达0.97。

玉米期现货价格对数序列走势图

由下图看出,序列呈现出明显的上升趋势,在检验其期货价格、现货价格对数序列平稳性时,选择了带有常数项和趋势项的检验模型,玉米期货价格、现货价格序列的一阶差分序列则是没有常数项和趋势项的,依据AIC准则和SC准则最小化的原则确定滞后阶数。根据玉米期货价格、现货价格取对数后的价格序列走势图,选择了带有常数项的Johansen协整检验模型。利用迹统计量和最大特征值统计量来检验玉米的期、现货价格之间是否存在协整关系,检验结果如表1所示。

表1 玉米期货价格与现货价格Johansen协整检验

H0 特征值 迹统计量 最大特征值统计量

λtrace 5%

临界值 P-

value** λmax 5%

临界值 P-

value**

r=0* 0.046122 28.53990 15.49471 0.0003 26.20701 14.26460 0.0004

r≤1 0.004195 2.332885 3.841466 0.1267 2.332885 3.841466 0.1267

从玉米期货价格与现货价格的Johansen协整检验结果中可以看出：在5%的显著性水平下,对于零假设r=0来说,无论是迹统计量还是最大特征值统计量的值都大于临界值,因此拒绝零假设；对于零假设r≤1来说,迹统计量以及最大特征值统计量的相伴概率均小于显著性水平0.05,因此不能拒绝r≤1的零假设。这就说明玉米的期货价格与现货价格之间存在一种长期均衡的关系。

2.2 Granger因果检验

表2 玉米期货价格与现货价格Granger因果检验

零假设 样本数 F统计量 相伴概率

Lncs不是lncf的格兰杰原因 559 8.70525 0.0033

Lncf不是lncs的格兰杰原因 559 17.8278 0.0000

由表2可以看到,零假设“玉米现货价格不是期货价格的格兰杰原因”这一事件发生的概率为0.0033,小于5%显著性水平,所以应该拒绝接受零假设,即玉米现货价格是期货价格的格兰杰原因；零假设“玉米的期货价格不是现货价格的格兰杰原因”这一事件发生的概率也小于显著性水平5%,因此拒绝接受零假设,即玉米的期货价格是现货价格的格兰杰原因。综合上述分析可以看出,玉米的期货价格与现货价格之间存在双向的格兰杰因果关系。

3 误差修正模型

协整检验表明玉米的期货价格与现货价格之间存在长期均衡关系,Granger因果检验证明二者之间存在双向的格兰杰因果关系,在此基础上,通过误差修正模型进一步刻画玉米市场短期偏离时的误差调整过程及长期均衡的实现。由最小二乘法估计,在5%的显著性水平下,逐步剔除掉方程中回归系数不显著的项之后得到玉米期、现货价格之间的误差修正模型为：

ΔlnSt=0.0822×Zt-1-0.0125×ΔlnSt-1+0.4750×ΔlnFt-1

ΔlnFt=0.0004-0.0072×Zt-1+0.4565×ΔlnFt-1

表3 玉米误差修正模型的参数估计结果

被解释变量

ΔlnSt ΔlnFt

解释变量 系数 t统计值 相伴概率 系数 t统计值 相伴概率

C 0.000433 0.811190 0.4176 0.000390 5.418420 0.0000

Z(-1) 0.082222 4.191826 0.0000 -0.007248 -2.741171 0.0063

d(lncs(-1)) -0.012476 -0.291528 0.7708 -0.000220 -0.038122 0.9696

d(lnwf (-1)) 0.475044 1.703502 0.0890 0.456527 12.14527 0.0000

从表3的参数估计结果来看,玉米现货价格的误差修正项系数为正,期货价格的误差修正项系数为负,说明当上一期的玉米现货价格高于均衡水平,本期现货价格的涨幅ΔlnSt将会减小,本期期货价格的涨幅ΔlnFt将会增大,使玉米的期货价格与现货价格向均衡水平回归；反之亦然。

根据期货价格误差修正项的系数为-0.0072,说明期货价格在上一期偏离均衡水平的部分在下一个交易日会有0.72%的比例得到反向调整；现货价格误差修正项的系数为0.0822,则说明现货价格偏离均衡水平的部分在下一个交易日有8.22%的比例得到调整。另外,现货价格的误差修正项系数的绝对值大于期货价格的,表明在实现长期均衡过程中现货市场起主要的作用,但两者的系数均是非常小,因此向长期均衡状态回归的速度较慢。

4 相关结论

本文运用平稳性检验、协整检验、Granger检验、误差修正模型和GS模型这几个方法,从不同的角度对大商所玉米期、现货价格之间的引导关系做了全面分析。研究发现：我国玉米期货价格与现货价格均是一阶单整的,二者具有协整关系即存在长期均衡；玉米的期、现货价格之间存在双向Granger因果引导关系；在价格发现功能中,误差修正模型表明现货市场发挥主导作用。

参考文献:

［1］王川.我国粮食期货市场与现货市场价格关系的研究［D］.北京：中国农业科学院,2009.

［2］田彩云,郭心义.我国玉米期货市场价格发现功能的实证分析［J］.中国农村经济,2006(6)：52-71.

［3］贾兆立,白玫,王海军,等.中国玉米期货市场价格发现功能的实证分析［J］.数学的实践与认识,2008,38(15)：81-85.

［4］张烨.大连玉米与上海铜期货市场价格发现功能比较分析［J］.江西农业学报,2009,21(7)：195-197.