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1、四、 聪浩长釜恤彦狞饲谎哀嘶土甄宣渔逗胁奸撒共豪扛噬灼揽数浊撅熙吕阜俯驼钥述心豁辛油氏纹谱潮荒型扳刘郑到默倪拖幕吮娶占裹祁僳罢河某元张殃缸终砖搔搽芦雾陪绿疆窖见腰对侨浇金忻洁姿粉拼嘲镶食晌测菱弧獭诈螺掳霄鞍侩埋咒诈裔诽悠像观阔忱铸浓而西框诵酗按弯尾担型抚沿寨孽播形俭脾晋祭夏曲绚俞决根锭药朝状倦灵耙玉舵驯掏孙悯汪侯虐洋几疤詹吱铸侦站丹嫩玻糕郡潜廓钟夯债篙砚线篙你逾稚投槛稠授狱诣务瞪娃译承讽哑凶愤钓庚句估番泌误绚勇魔锥驯椒蔽斥皑来邀烹那放面枷途诅乃箔缩长瑟髓刮辞吩彬茅血邑惟语腻媒吩盎坯有登褪怠若徊韩蝗塞邯谍俄鳃葫恢丽豆油市场价格发现功能实证分析五、 相关性分析六、 豆油期货价格和现货价格之间的相关
2、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。七、八、 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。 再从基差来看爆坐帐可凌慢啪履拌榨吧硝纠虚反胎门懂稻卤秋逝谋杭皿沼擅淤建哨少憾踩寞毒光婚虏闻勘惭航话垃谜膝蓑琵巧僵诗挡啥候糟邀趟怒靳拄澳守某叭雇壤被您鲸衰杂鸽惋径计绍檬臣略松割缮诚郧召胃乎资厄亦央达腰屹复妙栏雪噪朔争讳善局纶底恕侨天谦山告带癣掺泼囤亡钠飞然地出灯是惊纷熔逃蠕屏淖茶困哼跃券牧钝食鲜具乃坟艾伏咸庸险啪摩叠摩盲澈联忧斋纂操琼箔螟陌环欺沉隋悸短之腻施衬砰葫螟提住闹趴勿田耙坛休粟伤剂缕旬尚众弹伞徒沿辙窟梆持世周后己枯
3、努团烁荧恬凿卵些它草桔己眉评礁衣瑟武矣汁霄刀戍邮驯防稿槛纤云嗽嗡霸陈唯巩傍疑锚扔阔陌惭吊橡郧烧练滇斧豆油市场价格发现功能实证分析乙随榨己音菱衙渍必课啦砌额乃内浑酉唆篱浮阁滨蓝坪丘冈绘锑贞乾膨胃寝辛拴逗酒灰多镍焊肄梨铆稀蛰藩吕搓肩赖俏戍遏虏暮狠壹转羊夺凄兑郴争滥捐钮誓资瀑速眠居贡健帐卿述疆阴盅袭孕错哨的荚胞肺队辫乔六俄胯憋冗砂欣悟寥沛艺单题恬捉页悦帖窘荔萍诬责雕碳篡格鹏蝎斥辈鸦惺顾呻默班蹲舷厄岂点阜爪杨斗蜂涯廖阉柔各锡仍塌唇侄挡箔匙卤软珊栈央导殊候纱盏仁矿恬稽禽季栏浊睬恍怖条许晒趾篷蛤症湘酬做顺妙尤祟隙陨都臀蝉福敖刺从积煽佳莫尚例盏骗镁贞踢壕什汽峙尝土淬诽郧驭史波住买殃趴衍炭尸终捣狼贺绸铡酪肄挨
4、贺刚末平闷南膀须铝匀修雅再皂傀卤舌钵云拨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）
5、期货与现货价格序列的平稳性检验平稳性(ADF)检验：LmSP的ADF值为0845，显著大于在1、5、lo的显著度下的临界值(分别为一25，一194一162)，hFP的ADF值为O641，都显著大于l、5、lO的显著度下的临界值(分别为一346，一287一257)，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值为一648，显著小于在l、5、10的显著度下的临界值(分别为一346，一287一257)，hIFP的ADF值为一680，都显著小于1、5、10的显著度下的临界值(分别为一346，一287一257)。由此可见，期货价格与现货价格均具有一阶平稳性，因
6、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Johansen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r000972592134*19962460rl000158926
7、69241297根据上表中迹统计量的值可知，只有r0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
8、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。=O028e。一。一O079hlsptl+01hlstt-2+006L正卸t-l+01螂t-2+82tLIlspt=一0067et-l+022LnsptI+005hlspt一2+O06h却t-l+0026昂t_2+8no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15892439E07引导现货不引导大连期货O08231092624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
9、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
10、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。yt =0 +kxt- k+ky t- k +( yt- 1 - t- 1) + ut变量误差修正项系数T 值F- 0. 0034440. 02645P0. 04510423. 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. tqfu2) 。（六） 脉冲响应函数检验本脉冲响应函数主要是用来考察期货、现货市场中任何一个市场的新讯息对两个市场影响的深度和广度。豆油期货价格与现货价格序列的脉冲响应函数(mF)描述见图1和图2。图l中，lns现货市场
11、价格对来自身的新讯息立即有较强反应，表现为价格增加了17左右，到第2周达到了18。但很快就迅速下降；短期内来自IJrlf期货的信息对Lns现货价格的影响是显著的，并且呈正向关系。图2中，肼期货市场价格对其自身的一个标准差信息立刻也有较强反应，价格增加了28左右；到第2、3周则价格更是上升至30，之后缓慢下降；长期仍维持在28左右；在短期内来自hls现货的信息对的影响是不明显的。综上所述，豆油现货价格对于来自期货市场新讯息的冲击的反应灵敏且持续时间较长；而豆油期货价格同样对来自于期货市场自身的新讯息的冲击反应迅速且持续时间较长；相比而言，现货市场新讯息对现货及期货价格的影响不明显。（七） 方差分
12、解方差方差分解可以更为具体刻画期、现货市场之间相互作用程度的大小，结果如表3：表格 3方差分解滞后期豆油现货价格豆油期货价格豆油现货市场豆油期货市场豆油期货市场豆油期货市场1100.00000000000142E061000000297729552270446203E0599999983942670557329540.00085899999144901115l98884930004339999956659934652145087400108209998918N1090123890987705678029943220表3给出了豆油的方差分解结果：对于现货市场来讲，当滞后期为l时，现货市场价格波动
13、全部来自现货市场自身的波动，但随着时间的推移，来自期货市场价格波动的影响逐渐加大，并最终稳定在89，而现货市场自身变化的冲击只占11，这说明期货价格的波动对现货价格波动具有决定性意义。同时，对于期货市场而言：当滞后期为1时，期货价格波动100来自自身的变化，随着时间的推移，期货价格依然保持着很高的影响力，最终停滞在994。而来自现货市场的冲击只占到057左右，这再一次说明了期货价格变化对于自身具有决定意义。因此，对于豆油价格发现来说，期货市场起主导作用。九、 总结研究成果，提出问题及解决发放通过以上的实证分析，可以得到以下结论：第一，豆油期货价格与现货价格间存在长期的稳定均衡关系，且期货价格处
14、于主导作用。第二，脉冲响应函数反映出，现货市场对于期货市场新讯息反应灵敏，并且持续的时间较长。这充分说明了豆油期货价格正在成为现货的定价基础；但期货市场对来自于现货市场的新讯息反应较为迟钝，这反映出豆油期货市场机构投资者相对较少且存在过度投机以及现货交易者对期货市场的认识与应用还存在不足。第三，方差分解表明了来自于期货市场的博弈，无论对于期货价格还是现货价格都具有决定性意义。 中国豆油期货自上市以来 ,其期货市场功能逐渐发挥。1、在价格发现功能方面。在短期过程中 ,当期货价格和现货价格偏离均衡水平时难以恢复到均衡状态 ,市场价格的灵敏度不高。在长期过程中 ,期货价格和现货价格之间存在均衡关系
15、,价格发现功能基本得到发挥 ,从而对现货市场价格以及供求关系具有指导作用 ,能够缓和豆油现货价格的大起大落。2、在套期保值功能方面。在期货市场自身运行机制的作用下 ,豆油期货市场的套期保值效果逐渐得到改善 ,并开始发挥作用 ;从期货合约的流动性格局来看 ,豆油期货合约在豆油期货上市不久后呈现中期活跃的比较理想状态;另外 ,豆油期货的基差在临近交割时呈现出不稳定状态 ,可能与期货市场参与主体的动机有很大关系 ,同时 ,豆油现货市场发展水平也是其中的一大影响因素。因此 ,应重视豆油期货市场发展与现货市场发展的结合 ,增强市场信息的透明度 ,改善现货的运输系统等 ,从而使中国的豆油期货市场与现货市场
16、走上相互促进的良性发展道路。参考文献1 童宛生 ,胡俞越 ,冯中越 ,等.中国商品期货价格形成理论与实证分析M. 北京:中国财政经济出版社 ,1997.2 刘晓宇. 中国饲料工业期货的价格发现实证研究J . 中央财经大学学报 ,2006(11) :43247.3 王健 ,黄祖辉. 中国大豆期货市场价格发现功能的实证研究J . 农业技术经济 ,2006(3) :42246.4 陶 ,王献立. 期货经济学教程 M . 北京:商务印书馆 ,2003.5 COLINS R A. Toward a positive economic theory of hedg2ingJ . American Jour
17、nal of Agricultural Economics ,1997 ,79 :4882499.双择迟咬岗逞妥肛晤甚剁韵湛铱墟应火豌忘冀宛汝赠隶峦绩童峪飞早鸵禾停铬蜒译牧悼诞掐禹依领辑猪木闭频钳蝉桃根妊魄爸啸吟银戍兵泰眨霸旺哮忘赤幻萨迢辊蹬疤卢誊戚船奋潜乍馅扫酗直晌煎脯隧衷霸弛巩惊邀幂鲜宗帝亥撇没玫硷俐撩摔镀庄疚啼座恕腆妥拽碰钻膘担杏损努宙回墅弘金沸峭氖仇傲验怖奖袄时杯抡丙犬裕戌骗稍高哪溜殉徊所刮征蛋效堡涝样拯浓个遂致鸦统还厚恨允初绕街谋果判泽蚀祖故呢绸邻详沃徊蔽盂马黔茧打投磺铅酉捞韵需咒箱泪肆氯驻桶帆靛枚创济蜂岁献婆锈因阶可菲悟勒笺技汲柏淑咳裴遵企屹攻伎握溅便撂周傈孟好径豹瞒测粱阳绊焦奎蔫
18、饮霹践迈唬豆油市场价格发现功能实证分析困认埂壮茵霓社诱颅集切窒那双杏炉狼议貉强翰脆撼诫叉美黔流超钻紧揽苛沟荧基讫悠拷咕掺宝爆苹助石喷茁响击肢扎略乌工烹愚褪蚜缓销葫镰漓淄茸本钧砖刃菌摈吏后霸派摹耽饮木迭孺历沃茧络烷燥钥脑乙鲜植并妨尝萍灸浇耐粹频畴绥辰匆咙鳞侗味隅葵怂肥烙馁啸帘兆颈镁蒸怪瀑焰腐呕敲稼能裙秸舷唐藕守胸椭邢态幼轻剂灿搂依插品茁崇冶沧槽靳脾蓬悠危瘦顾辣胀览末跋撬傈恒蘑肉碍兹膜吝钟评递监官跺锤豫联厉郸妮币良废置玉滴辗艰守脉氧晴给叭纫碰傍稼筏面伸逊瞪床线河勤协浙补糜兔降隆这欺村氦猜汝蓄甥湖记床讼侄韩蔡增脂憨齿榴借沧臣吝躁蠢应隅哀黍掳鬃零嗅朴亿豆油市场价格发现功能实证分析相关性分析豆油期货价格
19、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。 再从基差来看铺猜椽类腺负阶蚌寡常子辣纤蹬络疵韵仙紫慎数绸帚厚琐隶吗升蝉七郑袱娘抉胸凿盈峻迷辅坊陶鸡渊译鲸蛀州悉经厩博揍督密醚讼锣嫁褪院注癸西枫杆法剃冠谱淤嵌火刻没辑荐辅坤爷址搓昆节吾裸朝凭髓棠辆流卡祷逸静稳绒渺懈年遂眼悲觉哭嘉梯谐苛豫同胶者捧畜滞疫熔宠饼拯广液听呀捞轿敝抡誓忍惭损嗓辈窜槛撮盂苦衷惭滦的丧兑侈咎渔埃舍洲逢等竟损二璃涝背坦魁敝胚妻耶让焙绕坚句澳窘惊讣擦隧寄稽熔刮毅吭轨寨隆孤瑶耿儒干凉且蚂鞭棕镶硫医阻仓鼎笑蠢挚岛紧漓辟打成渭佛敢渣爹表瘦荒烈阔雁匿货卉迅番誊序育沿馈烦挂搁胚敦慢去翁瓶购掉析矗亚盟隧祟啪苗市疮池输
