豆油市场价格发现功能实证分析

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1、四、豆油市场价格发现功能实证分析（一）相关性分析豆油期货价格和现货价格之间的相关性反映了市场的有效性。我们先来看期货价格和现货价格及基差的走势图。由图1可知，近年来豆油期货价格和现货价格的走势高度一致。尤其是近期，两者的趋势几乎重合。再从基差来看，在整个时期内豆油基差都在零基差附近波动，且波动较小。尤其是近段时间，基差趋近于零。另外一个较为显著的特征是，在此期间豆油期货和现货价格表现出了较为显著的上涨趋势。在整个时期内，期货价格和现货价格的相关系数是0.8884，表现出了较高的相关性，表明了我国期货市场具有一定的价格发现功能。（二）期货与现货价格序列

2、的平稳性检验平稳性(ADF)检验：LmSP的ADF值为0．845，显著大于在1％、5％、lo％的显著度下的临界值(分别为一2．5，一1．94．一1．62)，hFP的ADF值为O．641，都显著大于l％、5％、lO％的显著度下的临界值(分别为一3．46，一2．87．一2．57)，由此期货价格与现货价格均是非平稳时间序列。一阶差分后的ADF检验结果为：△LnSP的ADF值为一6．48，显著小于在l％、5％、10％的显著度下的临界值(分别为一3．46，一2．87．一2．57)，△hIFP的ADF值为一6．80，都显著小于1％、5％、10％的显著度下的临界值

3、(分别为一3．46，一2．87．一2．57)。由此可见，期货价格与现货价格均具有一阶平稳性，因此可以进行协整检验。（三）乔汉森(Johansen)协整检验误差修正模型检验如果一组非平稳时间序列存在一个长期的线性组合，即该组合不具有随机趋势，那么这组序列就是协整的，表示一种长期的均衡关系。协整检验的目的是考察这种稳定的均衡关系是否存在，一种有效的检验方法由Johansen(1990)提出，被称为johansen协整检验。其基本思想在于：如果两个或多个时间序列变量是不平稳的，但它们的同阶差分是平稳的，则这些非平稳的时间序列变量存在长期的协整关系。本文的J

4、ohansen协整检验结果如下：表l零假设特征值迹统计量5％临界值l％临界值r≤00．09725921．34**19．9624．60r≤l0．0015892．669．2412．97根据上表中迹统计量的值可知，只有r≤0时的迹统计量大于5％置信水平下的临界值，依据协整理论，只有一个协整关系，期货价格与现货价格之间存在某种长期稳定的均衡关系。（四）向量误差修正模型与格兰杰因果检验向量误差修正模型(VEc模型)是一个有约束的VAR模型，而且VEC模型适用于具有协整关系的非平稳序列。约束其内生变量的长期变动满足它们的协整关系，但允许短期动态波动。VEc表达式

5、会约束内生变量的长期行为收敛于它们的协整关系。经过协整关系的检验，表明硬麦期货价格和现货价格之间存在协整关系，但是不能说明在硬麦期货市场上现货价格和期货价格的因果关系，换句话说，就是不能说明期货价格和现货价格谁是因变量谁是自变量。因此需要进行Granger因果检验。本文的估计结果如下：△Ln如。=O．028e。一。一O．079△hlspt—l+0．1△hlstt-2+0．06△L正卸t-l+0．1△螂t-2+82t'△LIlspt=一0．067et-l+0．22△Lnspt—I+0．05△hlspt一2+O．06△h却t-l+0．026△昂t_2+8

6、no此外，期货价格与现货价格之间的相互引导关系可以通过格兰杰因果检验来考察，结果如表2：格兰杰因果检验原假设F统计值概率是否引导大连期货不引导现货15．89243．9E—07引导现货不引导大连期货O．082310．92624不引导检验表明：大连期货交易所豆油期货价格是引导豆油现货价格的原因，而豆油现货价格不是引导豆油期货价格的原因。综上所述，我们发现：短期内期货、现货相互影响，任何一方的偏离必将引起另一方的连锁反应；长期内，二者实现动态均衡，豆油期货价格单向引导现货价格。（五）误差修正模型检验根据赤池信息准则(AIC)和施瓦茨准则(SC)“少而精”的

7、原则,确定滞后期的选择为4。中国豆油期货价格和现货价格的误差修正模型检验结果见表3。从表3可知,期货价格和现货价格的误差修正项系数的估计结果分别为-01003444和010451042。其中,期货价格的误差修正项系数没有通过统计显著性检验,表明当中国豆油期货市场价格偏离均衡价格时,难以在短期内恢复长期均衡;而现货价格的误差修正项系数虽在统计上显著,但系数较小,表明中国豆油现货市场在传递价格方面缺乏效率。Δyt=α0+∑αkΔxt-k+∑βkΔyt-k+δ(yt-1-λt-1)+ut变量误差修正项系数δT值△F-0.0034440.02645△P0.0

8、4510423.0031注:△表示差分。数据来源:国家粮油信息中心;天琪期货网(http://www.tqf