期货价格与现货价格关系的实证检验
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中图分类号:F014.3 文献标识:A 文章编号:1009-4202(2010)03-019-02
摘 要 本文结合中国棉花市场建立四年来期货和现货价格的实际数据进行实证研究,选用2007年1月到2008年12月我国棉花期货市场与现货市场价格数据进行分析。结果表明我国棉花期货价格可以减缓现货价格的波动,并且可以引导现货价格的形成,在价格发现功能上起了很重要乃至决定性的作用。最后提出了相应建议。
关键词 棉花期货 实证检验 期货价格 价格发现
一、引言
伴随我国进入WTO以后,我国棉花主题在价格发现和价格竞争上面临着严峻的考验,2004年6月1日我国棉花期货在郑州商品交易所正式挂牌上市。迄今为止已经运行了四年的时间,目前来看还不够成熟。对于我国棉花期货在价格发现功能上能否发挥重要作用,并因此指导有关棉花企业在棉花现货价格上做出相应的风险规避和预警提示的功能,有待研究和探索。但在学术界涉及到我国棉花期货价格发现功能的文章比较少,本文意图在对我国棉花期货进行实证研究的基础上明确期货价格与现货价格之间的关系,并且提出一些具有实际意义的政策建议。
二、检验方法以及结果
(一)相关性分析
相关性分析,利用期货和现货原始数据运用Eviews进行相关性检验,分析我国棉花期货市场与现货市场的相关拟合程度。为方便对我国棉花期货价格与现货价格有个直观认识,我们选取了2007年1月到2008年12月我国棉花期货与现货价格数据,其中每月数据均为每月的第一个交易日,节假日除外。
从图中可以看出,我国棉花期货价格和现货价格的走势大体一致,并且棉花期货价格波动要先于棉花现货的价格波动,经过Eviews测算,二者的相关系数为0.752(见下表1所示),可见棉花期货价格与现货价格相关性很高,能发现真实有效价格,同时也为套期保值操作提供了比较理想的条件。
(二)基差分析
基差分析,现货价格和期货价格之差。在供求均衡的静态市场上,根据持有成本理论解释,期货价格(Ft)与现货价格(ct)及持有成本(CR)之间的关系可以表示为:Ft=Ct+CR。
因为影响现货市场和期货市场的内在要素不同,因此两个市场中价格波动幅度存在时间上的不一致性,前者反映了即时商品的需求平衡,而后者则表明了期货合约交割时点上的对将来现货市场供求平衡的预期,基差包含着现货和期货两个市场间的运输成本和持有成本即持仓成本,分别对应空间因素和时间因素。依据持有成本理论推算,基差模型为:Jc=Ft―Ct,MAX{Std(Ct),Std(Jc)}。
基差的变化对套期保值者至关重要,因为基差是现货价格与期货价格的变动幅度和方向不一致所引起的,同时由于基差的变动较价格的变动相对稳定,这是套利的前提条件,而套利的效果主要是由基差变化决定的。
上表1显示,2007年1月到2007年12月期间,我国棉花基差标准差小于现货价格的标准差,说明此期间棉花合约的基差波动性小于现货价格的波动性,套期保值效果良好,从而能够有效地进行套期保值规避风险。2008年1月到2008年12月期间,我国棉花基差标准差大于现货价格标准差,套期保值效果欠佳,期货市场不能有效规避风险,套期保值者参与热情不高,市场上投机氛围浓重。
(三)ADF检验
模型方程为:AX=α。+δt+βXt-1+ΣλtΔXt-1+Vt
其中,α。、δt、β、λt是待估计的参数;
t表示时间趋势;
Vt表示白噪声(即随机扰动项);
Xt表示原始序列(期货价格用Ft代替,现货价格用Ct代替);
Xt-1表示滞后一期;Xt-i表示滞后i期;
利用Eviews计算出参数t的统计量与ADF分布临界值比较。在这里我们设原假设:
Ho:β=0,备选假设Hl:β
为检验棉花期货价格与新疆棉花现货价格的平稳性,采用含有截距项但不包括趋势项的ADF检验方法对以上两组时间序列进行单位根检验,滞后阶数由AIC准则自动确定,检验结果见表2。
由表2可知:棉花期货价格序列与棉花现货价格序列都是非平稳的时间序列,而他们的一阶差分都是平稳的。所以,棉花期货价格序列与棉花现货价格序列均是一阶平稳过程。
(四)协整检验
对我国棉花期货价格指数、现货价格指数等阶差分回归并进行协整检验。由于现实生活中的原始时间序列往往都是非平稳的,为了使回归有意义,我们就要对原始时间序列进行等阶差分,然后对差分序列进行回归,观察在等阶差分情况下是否平稳。
假设存在某个线性组合Ut=m+aXt+bYt是I(O)且具有零均值,则称Xt与Yt之间存在协整关系。如果Ft和Ct序列是协整的,则序列LnFt应该是序列LnCt的无偏估计量,设立协整检验方程。模型方程:Ut=LnFt―LnCt
其中,LnFt表示对棉花期货价格取对数;
LnCt表示对棉花现货价格取对数;
对Ut再进行ADF检验,观察Ft和Ct两组新序列是否存在长期均衡关系。
选择含常数项但不合趋势项的Johansen检验进行检验,由表3的检验结果可知,零假设r≤0被拒绝,而零假设r≤l不能被拒绝。这说明棉花期货价格与棉花现货价格之间存在协整关系。
(五)格兰杰因果检验
协整关系只能说明两个变量之间的长期均衡关系,无法说明两个变量中谁占主导作用。因此需要对两组变量进行进一步的因果关系分析。设立Granger因果检验模型,模型方程:
Ct=Σα1iFt-1+Σα2iCt-1+ε1i
Ft=Σβ1iCt-1+Σβ2iFt-1+ε2i
其中,Cf和Ft分别表示现货和期货市场价格;ε1i和ε2i是白噪声且不相关;如果存在β1i不为0,则称期货价格Ft引导现货价格Ct;如果存在α2i不为0,则称现货价格Ct引导期货价格Ft;如果同时存在β1i和α2i均不为0,则称期货价格Ft和现货价格Ct相互引导。
从结果中不难发现,郑棉期货价格和国家棉花价格指数之间只存在显著的单项引导关系,即郑棉期货价格显著引导棉花现货价格,而不存在现货价格对期货价格的引导关系。这说明期货价格发现作用明显,而现货价格对期货价格影响却十分有限。
(六)长期均衡方程
我们选用分布滞后(ADL(p,q))模型,根据AIC原则,经过参数重整得到棉花期货与现货价格的长期均衡方程是:X-0.949229q*0
三、结论以及对我国的启示
本文采用多种统计方法,对棉花期货价格与现货价格之间的定量关系进行了全面的研究。结果显示:
第一,2007年1月到2008年12月期间,通过相关性分析表明,我国棉花期货价格和棉花现货价格表现出高度相关性,相关系数为:0.752;通过ADF和协整检验表明,期货价格(Ft)和现货价格(Ct)原始序列是非平稳的,一阶差分后平稳并且协整;进一步的Granger因果检验证明,期货价格(Ft)和现货价格(Ct)互为Granger原因,期货价格和现货价格之间存在着互相引导关系。此结论论证了我国棉花期货市场与现货市场关联关系。
第二,棉花期货价格对现货价格具有引导能力,其变化能先于现货市场较早变动,表现出了期货市场的价格发现功能.可以为我国制定产业发展政策提供参考和依据.同时为规避棉企业的风险提供了必要的保障。
第三,格兰杰检验表明不存在现货价格对期货价格的引导关系,这有悖于期货价格形成理论。我国棉花现货市场交易容量量大、交易更频繁,现货市场应该对期货市场具有更大的影响力,因此我困棉花期货市场还不够成熟,价格的形成还不够合理。这可能是因为目前我国棉花期货市场流动性不足、交易机制和投机行为造成了现货价格对期货价格的影响有限。
以上结论说明我国棉花期货的价格功能良好。通过棉花期货市场的价格可以预测未来的现货价格,期货价格可以为现货市场的交易定价。各级政府应根据棉花的期货价格去引导棉农安排棉花种植计划并根据棉花的期货价格走势决定棉花的出售时机并且积极鼓励棉花种植企业进入棉花期货市场,探索利用棉花期货市场制定棉花产业的保护政策。
参考文献:
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