最低收购价政策改革背景下小麦期货市场价格发现功能再检验

（河南工业大学 经济贸易学院，河南郑州 450001）

一、引言

我国是世界上小麦产量和消费量最大的国家之一，小麦价格波动关系国计民生，小麦期货市场的价格发现功能问题一直是学术界关注的热点。但从当前的研究结果看，小麦期货市场的价格发现功能较弱，主要原因是受到相关政策的影响较多，尤其是最低收购价政策。然而，近年来国内外经济增速明显放缓，国际市场粮食价格大幅下滑，而国内由于最低收购价政策的托市作用使得小麦价格持续上行。在这种情况下，我国出现了国际小麦到岸价格低于国内小麦市场价格的“倒挂”现象，使得小麦库存压力陡增。在此背景下，国家从2015年开始改变逐年上调小麦最低收购价的政策，采取保持稳定或逐步下调的做法。小麦最低收购价政策的变化必然会对小麦期现货市场的价格及其传导机制造成一定的影响，继而影响到小麦期货市场价格发现功能的发挥。因此，在最低收购价政策改革背景下对小麦期货市场价格的发现功能进行实证研究具有重要意义。

关于小麦期货市场价格发现功能的研究，以往学者的研究结果存在较大差异,总的来说存在以下三种观点。其一，小麦期现货价格之间具有长期均衡关系，小麦期货市场的价格发现功能比较强。王川（2011）[1]和申文冠等（2011）[2]对小麦期现货价格的长短期均衡关系进行分析，认为小麦期货市场具有较强的价格发现功能；殷善福等（2009）利用Garbade-Silber等一系列模型分析小麦期货市场的价格发现功能，认为小麦期现货价格之间相关性程度显著,小麦期货市场的价格发现功能很强；[3]邵永同等（2008）对比中美小麦期现货价格传导关系，认为中国和美国的小麦期货市场都存在长期均衡和双向传导关系。[4]其二，小麦期货市场存在价格发现功能，但比较弱。杨惠珍等（2017）对小麦期货市场价格发现功能的实证研究结果表明，小麦期货市场的价格发现功能发挥程度仍不充分；[5]同样，蔡慧（2007）的实证研究结果也认为小麦期货市场的价格发现功能较弱，主要原因是政府直接或间接的宏观调控。[6]其三，小麦期货市场不具有价格发现功能。刘庆富等（2006）通过对比分析1997年到2004年小麦期货市场的价格发现功能，发现小麦期货市场并不存在这种功能；[7]陈力等（2010）选取大豆和小麦两个期货品种进行比较分析，并截取2008年～2010年的日度数据，所得结论与刘庆富的研究一致；[8]宋博等（2018）对比玉米、小麦和大豆三个品种的期货市场的价格发现功能，研究结果表明玉米、大豆期货市场具有价格发现功能，而小麦期货市场的价格发现功能并不显著。[9]

总之，已有研究对其他粮食品种期货市场价格发现功能的研究结论已基本达成了共识[10-12]，但对小麦期货市场的价格发现功能问题一直存在很大争议。可能的原因，一方面是小麦现货价格受政策因素影响较大[13]，另一方面是研究数据、模型方法的选择不同。近年来国内外经济形势已发生了较大变化，粮食最低收购价政策也在发生深刻变革。在这种背景下，很有必要对小麦期货市场的价格发现功能进行再检验。

二、理论框架

在小麦期现货价格信息通道充分发挥作用的条件下，小麦期货市场对现货价格具有价格发现功能，同时小麦现货市场对期货价格具有价格反馈功能。然而，由于小麦最低收购价政策的存在，小麦期货价格与现货价格之间的价格传导作用在一定程度上受到了限制。一方面，小麦期货价格为小麦最低收购价标准提供了参考依据，从而对小麦最低收购价政策的制定与实施具有重要影响；另一方面，小麦最低收购价政策也对小麦现货价格起到一定的调控作用。最低收购价政策影响下小麦期货价格与现货价格之间的传导机制如图1所示。

图1 最低收购价政策影响下小麦期现货价格传导机制

由图1可知，小麦最低收购价政策作为政府进行宏观调控的重要手段，能够直接对小麦现货市场价格产生影响，并通过反馈功能对小麦期货市场价格产生间接影响。现货市场的价格反馈功能是指期货价格在变动过程中，逐渐向现货价格收敛的现象。根据套利理论，当期货合约接近到期日时，期货价格必定趋同于现货价格，否则就会出现无风险套利的机会。期货市场价格发现功能是指期货价格在市场力量的推动下渐渐向未来某一特定时刻的现货均衡价格逐步接近的过程。小麦期货市场价格功能的发挥，一方面，能够帮助农户对未来小麦价格变化趋势进行预测，并据此调整小麦生产种植结构，合理安排小麦销售时间，以获得稳定的小麦种植收益；另一方面，对于小麦产业链相关涉农企业而言，小麦期货价格可以指导小麦现货交易商把握小麦价格趋势，并据此进行采购、生产、库存、营销等供应链管理，进而有效避免小麦现货价格的滞后性、分散性等一系列问题所引起的市场风险。小麦现货价格变动给小麦期货市场的套期保值者提供了价格支持，引导套利者进行正确的投资交易，增大交易规模，并进而使得小麦期货市场的价格发现功能得到充分发挥。

小麦期货价格作为小麦市场现货价格的 “晴雨表”，通过小麦期货市场价格的预警机制，能够为政府制定和实施稳定粮食生产的相关宏观调控政策提供理论支撑。同时，政府部门也可以通过实时监测小麦期货市场价格波动情况，进而有序地调节小麦现货市场供应，合理安排小麦在国际贸易中的吞吐与轮换，并根据国内、国外两个市场的供需变化及时调节小麦进出口政策和小麦最低收购价政策等。相应地，小麦最低收购价政策也能够对小麦现货价格进行有效的宏观调控。小麦最低收购价政策具有明显的“托市”作用，可以有效保护和激发农户种植小麦的积极性，从而增加小麦的种植面积，稳定小麦的市场供给量，进而稳定小麦价格。但需要注意的是，粮食市场化改革以后小麦最低收购价政策虽然对小麦市场的供需平衡产生了积极的影响，但随着近年来国内外粮食市场风云变化，小麦最低收购价政策也会产生小麦市场价格扭曲、农业生产资源错配和农业种植结构失衡等消极作用。

三、实证分析

（一）样本数据的获取与处理

我国的小麦最低收购价政策起始于2006年，连年上调的最低收购价在稳定小麦生产的同时也扭曲了小麦价格，导致我国小麦价格与国际小麦市场价格相比出现了严重的“倒挂”现象，继而使得我国小麦承受巨大的库存压力。于是从2014年开始，历年的“中央一号文件”均提出要深化农产品收储制度和价格形成机制改革，小麦最低收购价也从2015年开始不再上调而是保持稳定或下调。因此，为了考察最低收购价政策改革前后小麦期货市场价格发现功能的发挥状况，本研究的样本区间分为两部分，分别为2011年1月2日～2014年12月28日和2015年1月 4日～2018年12月30日。目前，我国小麦期货分为普麦和强麦两个品种。由于普麦期货于2013年1月替代硬白小麦期货上市，故在2013年1月之前选择硬白小麦期货的周结算价，2013年1月之后选择普麦期货的周结算价；强麦期货于2013年5月上市，故在2013年5月之前选择强筋小麦期货的周结算价，2013年5月之后选择强麦期货的周结算价。其中，小麦现货价格为小麦的全国现货平均价，数据来源于中华粮网；小麦期货价格为郑州商品交易所小麦的周结算价，数据来源于国泰安数据库，所有价格数据的单位均为元/吨。

另外，每个期货合约都有到期日，且在期货交易过程中存在周末和假期，此时不进行交易，导致期货价格无法形成连续序列，因此需要手动构造连续的期货价格序列，使期货价格的走势得到充分反映，笔者采用的是近交割月构造法。具体做法为：先使用最近期的期货合约结算价，在这一期货合约开始交割时，用下一个最近期的期货合约结算价代替，从而得到连续的期货合约序列。例如2011年1月时选取WS103强筋小麦期货合约和WT103硬白小麦期货合约，到2011年3月则分别选择WS105强筋小麦期货合约和WT105硬白小麦期货合约，以此类推。现货市场价格数据选取的是全国小麦的周平均价。由此便获得了836组小麦期现货价格数据，每次建模分别使用209个数据，计量软件为E-views8.0。

（二）实证分析过程及结果

1.平稳性检验

平稳性是进行时间序列分析的前提，首先对小麦期现货价格的时间序列进行ADF单位根检验。分别将小麦现货价格、强麦期货价格、普麦期货价格3个时间序列分别记为SP、FP1和FP2，对其取自然对数以减小原始时间序列的波动性，从而构成3个新的时间序列，分别记为LNSP、LNFP1和LNFP2。对2015年前后两个时间段 LNSP和 LNFP、LNSP和LNFP2所组成的4组时间序列及其差分序列分别进行ADF单位根检验,结果如表1所示。

表1 ADF单位根检验结果

由表1可知，在2011年～2014年样本期间，无论是强麦还是普麦，其期现货价格的时间序列在10%的显著性水平上均不能拒绝原假设，即这4组时间序列中均存在单位根，这说明它们都不是平稳的时间序列；但分别对这4组时间序列进行一阶差分后，其ADF单位根检验结果均在1%的显著性水平上拒绝了原假设，即这4组新的一阶差分时间序列中均不存在单位根，说明它们都是一阶单整的平稳时间序列。同理，在2015年～2018年样本期间，强麦和普麦期货价格时间序列在10%的显著性水平上拒绝原假设，这说明它们都是平稳的时间序列；但强麦和普麦现货价格的时间序列在10%的显著性水平上均不能拒绝原假设，说明它们不是平稳的时间序列。因此，需要分别对它们的一阶差分序列再次进行ADF单位根检验，结果表明新的时间序列均在1%的显著性水平上拒绝了原假设，即新的时间序列都是一阶单整的平稳时间序列，可以进行协整检验。

2.协整分析

Johansen协整检验需要通过建立VAR模型，来判断最优滞后阶数。根据AIC、SC和HQ三个检验量,最终确定强麦期货与现货价格协整检验的最优滞后阶数为2，而普麦期货与现货价格协整检验的最优滞后阶数为1。则强麦和普麦期现货价格的Johansen协整检验结果如表2所示。

由表2可知，在10%的显著性水平上，2011年～2014年样本期间的强麦品种无论是迹统计量还是最大特征值统计量在10%的显著性水平上均未拒绝原假设，这说明在最低收购价政策改革之前强麦期货价格与现货价格之间并不存在稳定的均衡关系。而在2015年～2018年样本期间，强麦品种迹统计量的P值小于0.05，在5%的显著性水平上拒绝了原假设；最大特征值统计量的P值小于0.1，在10%的显著性水平上拒绝了原假设，这说明在最低收购价政策改革以后强麦期货价格与现货价格之间已初步形成了稳定的均衡关系。对于普麦品种而言，在2011年～2014年样本期间迹统计量和最大特征值统计量均在5%的显著性水平上拒绝了原假设；而在2015年～2018年样本期间无论是迹统计量还是最大特征值统计量则均是在1%的显著性水平上拒绝了原假设。这说明普麦期现货价格之间存在长期均衡关系，但最低收购价政策改革以后这种稳定的均衡关系更加显著。因此，无论是从强麦品种还是普麦品种看，最低收购价政策改革对于小麦期现货价格均衡关系的形成均具有促进作用。

表2 Johansen协整检验结果

表3 Granger因果关系检验结果

3.因果关系检验

为了进一步考察小麦期货价格与现货价格之间的引导方向，接下来运用Granger因果关系检验对强麦和普麦期货价格与现货价格在最低收购价政策改革前后的引导关系进行分析。则强麦及普麦期现货价格之间的Granger因果关系检验结果如表3所示。

由表3可知，对于在2011年～2014年样本期间的强麦品种而言，在10%的显著性水平上均不能拒绝原假设；这说明在最低收购价政策改革之前，强麦期现货价格之间并不存在显著的引导关系。而在2015年～2018年样本期间，在5%的显著性水平上拒绝了“强麦期货价格不是现货价格的Granger原因”的原假设，且在10%的显著性水平上不能拒绝“强麦现货价格不是期货价格的Granger原因”的原假设。这说明在最低收购价政策改革之后，强麦期货价格出现了对现货价格的单向引导关系。对于普麦品种而言，无论是在2011年～2014年还是在 2015年～2018年样本期间，在5%的显著性水平上均拒绝了 “普麦期货价格不是现货价格的Granger原因”的原假设，且在10%的显著性水平上不能拒绝“普麦现货价格不是期货价格的Granger原因”的原假设。这说明在整个样本期间普麦期货价格均存在对现货价格的单向引导关系。

结合前文的协整分析结果可以充分的说明，在最低收购价政策实施改革以前强麦期货市场并不具有价格发现功能，而在最低收购价政策改革实施之后强麦期货市场的价格发现功能才逐渐得以发挥。另外，虽然普麦期货市场在整个样本期间均具有价格发现功能，但最低收购价政策实施改革以后这种作用变得更为显著。

4.方差分解

由于前文已经得出在2011年～2014年样本期间强麦期货市场并不具有价格发现功能，这里仅对强麦品种2015年～2018年样本期间，普麦品种2011年～2014年和2015年～2018年样本期间期现货市场的价格波动进行方差分解分析。则强麦和普麦期现货市场价格波动的方差分解结果分别如表4和表5所示。

表4 强麦期现货市场价格波动的方差分解结果

表5 普麦期现货市场价格波动的方差分解结果

由表4可知，在2015年～2018年样本期间，对强麦期货市场价格波动长期作用部分的方差当滞后1期时，总方差全部来自于期货市场；当滞后10期时，总方差的99.95%来自于期货市场。对强麦现货市场价格波动长期作用部分的方差，当滞后1期时，总方差的99.58%来自于现货市场；当滞后10期时，总方差来自于期货市场的部分下降到88.68%。因此，对强麦期现货市场的总体状况进行分析，可以得到滞后10期的方差分解结果如下。

强麦期货市场的总体平均方差为：(99.95%+11.32%)/2=55.64%；

强麦现货市场的总体平均方差为：(88.68%+0.05%)/2=44.36%。

由此可知，在2015年～2018年样本期间，在强麦期现货价格的传导过程中期货市场的影响力强于现货市场，从而在价格发现功能中占据了主导作用。

由表5可知，在2011年～2014年样本期间，对普麦期货市场价格波动长期作用部分的方差当滞后1期时，总方差全部来自于期货市场；当滞后10期时，总方差的99.31%来自于期货市场。对普麦现货价格波动长期作用部分的方差，当滞后1期时，总方差的96.95%来自于现货市场；当滞后10期时，总方差来自于期货市场的部分迅速下降到64.03%。同样的，在2015年～2018年样本期间，对普麦期货市场价格波动长期作用部分的方差当滞后1期时，总方差全部来自于期货市场；当滞后10期时，总方差的99.56%来自于期货市场。对普麦现货价格波动长期作用部分的方差，当滞后1期时，总方差的98.42%来自于现货市场；当滞后10期时，总方差来自于期货市场的部分下降到86.12%。因此，对普麦期现货市场的总体状况进行分析，可以得到滞后10期的方差分解结果如下。

（1）2011 年～2014 年样本期间

普麦期货市场的总体平均方差为：(99.31%+35.97%)/2=67.64%；

普麦现货市场的总体平均方差为：(64.03%+0.69%)/2=32.36%。

（2）2015 年～2018 年样本期间

普麦期货市场的总体平均方差为：(99.56%+13.88%)/2=56.72%；

普麦现货市场的总体平均方差为：(86.12%+0.44%)/2=43.28%。

由此可知，在两个样本期间，普麦期货市场的影响力均强于现货市场，从而在其价格发现功能中占据了主导作用。并且与强麦期货市场相比，普麦期货市场的影响力更强，其向普麦现货市场价格的传导效率也更高。

四、结论与启示

笔者的主要研究结论如下：

首先，在最低收购价政策改革之前，强麦期货价格与现货价格之间并不存在稳定的均衡关系，而在最低收购价政策改革以后，强麦期现货价格之间已初步形成了稳定的均衡关系。普麦的期现货价格之间存在长期均衡关系，但最低收购价政策改革以后，这种稳定的均衡关系更加显著。这说明无论是强麦还是普麦，最低收购价政策改革对于小麦期货价格与现货价格均衡关系的形成均具有促进作用。

其次，在最低收购价政策改革之前，强麦期货价格与现货价格之间并不存在显著的引导关系，而在最低收购价政策改革之后，强麦期货价格出现了对现货价格的单向引导关系。普麦期货价格在最低收购价政策改革前后均对普麦现货价格具有单向引导关系。这说明在最低收购价政策改革以前，硬麦期货市场并不具有价格发现功能，而在最低收购价政策改革实施之后，强麦期货市场的价格发现功能才逐渐得以发挥，同时普麦期货市场的价格发现功能变得更为显著。

再次，最低收购价政策改革实施以后，在强麦期现货价格的传导过程中期货市场的影响力强于现货市场，在价格发现功能中占据了主导作用；而普麦期货市场的影响力在最低收购价政策改革前后均强于现货市场，从而在价格发现功能中一直占据主导作用。并且与强麦期货市场相比，普麦期货市场的影响力更强，其向普麦现货市场价格的传导效率也更高。

基于上述研究结论可以得到如下几点启示：（1）继续深化最低收购价政策改革，逐步下调小麦最低收购价，以使小麦期货市场的价格发现功能得到有效发挥；（2）进一步完善小麦现货市场的标准化、规范化和信息化建设，着力增强小麦现货市场的在价格形成中的影响力，并切实提高小麦现货市场信息向期货市场的传导效率；（3）小麦产业链上的相关农户和企业可以利用小麦期货市场对未来小麦价格进行预测，为小麦种植和下游产品的生产经营决策提供科学依据，也可以利用小麦期货进行套期保值规避市场风险。