中國棉花期貨與現貨價格關系的實證研究

周暢，鞠榮華，楊智玲，楊汭華

（中國農業大學經濟管理學院，北京100083）

中國棉花期貨與現貨價格關系的實證研究

周暢，鞠榮華*，楊智玲，楊汭華

（中國農業大學經濟管理學院，北京100083）

通過協整檢驗、誤差修正模型、Granger因果關系檢驗、脈沖響應函數以及方差分解等方法，對棉花期貨價格與現貨價格之間的關系進行了實證研究。結果發現我國棉花期貨市場有較強的價格發現和套期保值功能，棉花期貨價格對現貨價格的影響程度較大，但現貨價格對期貨價格的影響程度較小?，F有結論表明棉花相關企業可以利用期貨市場規避價格風險，同時保險公司可以考慮推出棉花價格保險。

棉花；現貨價格；期貨價格；Granger因果關系檢驗；脈沖響應函數

國外對農產品期貨市場價格發現功能的研究較多，研究方法也較為成熟。Robert[3]證明了期貨市場具有價格發現和套期保值的功能。Wakita[4]利用大阪堂島谷物期貨市場上1760―1864年的月度數據和對應的現貨數據進行了協整檢驗，表明兩者之間存在長期均衡關系。Andrew等[5]運用協整檢驗和誤差修正模型（Error correction model，ECM）分析了玉米、大豆、牛以及豬的期貨價格和現貨價格，發現從長遠來看，這4個市場都是無偏的，但是在短期內玉米、牛以及豬的期貨市場表現出低效率以及價格偏差。Maruiwa等[6]以美國棉花期貨市場為例，利用1976年6月15日至1982年4月30日的日收盤價研究了棉花期貨價格和現貨價格之間的動態關系，研究表明棉花期貨市場居于主導地位，具有價格發現功能。Kumar等[7]利用格蘭杰（Granger）因果檢驗、協整檢驗以及ECM等模型研究了印度部分農產品期貨市場的價格發現功能。中國關于期貨價格與現貨價格關系的實證研究起步較晚，大多直接使用國外較為成熟的理論和方法，但是，現有的對棉花期貨價格發現功能的研究不僅沒有得出一致的結論，而且還存在一定的不足。首先，朱桂賓[8]與王俊等[9]的研究均發現棉花的期貨價格和現貨價格之間只存在單向引導的關系，即期貨價格對現貨價格具有很強的引導作用，而現貨價格對期貨價格并沒有引導作用，但劉磊等[10]、陳雪飛等[11]則認為棉花的期貨價格和現貨價格之間存在雙向引導關系；其次，王俊等[9]的研究發現棉花期貨的價格發現功能在短期內并不明顯，而師樹興等[12]卻發現棉花期貨對現貨價格已經形成了較明顯的短期預測作用；再次，李慧茹[13]、李天忠等[14]、曾屹然[15]對棉花價格發現功能的研究選取了臨近交割日的期貨合約收盤價來代表期貨價格，而臨近交割期的期貨合約交易量較小，并不能真實地反映當日期貨市場的供求狀況；最后，2013年9月16日我國正式實施新修訂的《棉花細絨棉》標準（GB 1103―2012），中國棉花價格指數相應調整，棉花期貨合約的基準交割品有所改變，故樣本區間若跨越2013年9月則需檢驗數據是否發生結構性變化，以上研究都沒有涉及棉花期貨和現貨價格的斷點檢驗問題。本研究擬選取主力合約的收盤價，對棉花的期貨、現貨價格關系進行研究，在彌補現有研究不足的基礎上，對棉花期貨的價格發現功能做進一步研究，進而對已有研究結論進行檢驗。

2 數據處理與研究方法

2.1 數據來源與處理

2.1.1數據來源。期貨品種選取鄭州商品交易所一號棉花期貨合約，棉花期貨價格來自于鄭州商品交易所官方網站公布的每日行情。選取主力合約（即成交量最大的合約）的每日收盤價作為當日的期貨價格。棉花現貨價格選取中國棉花價格指數，該指數是國內最早代表棉花現貨價格水平的綜合指標，也是棉花現貨價格的權威指標。棉花現貨價格主要來自中國棉花協會官網 （www.china-cotton.org）上發布的每日數據。由于2013年9月16日發布了新標準下的中國棉花價格指數，鄭州商品交易所的一號棉花期貨合約的基準交割品也由328級鋸齒加工細絨棉改為3128B級鋸齒加工細絨棉，本研究在選取現貨價格時，2005年1月至2013年9月的現貨價格選用的是CC Index 328的價格指數，2013年10月至2016年12月的現貨價格選用的是CC Index 3128B的價格指數。同樣，根據棉花價格指數的變化，棉花期貨交割品級也從CF311合約開始由CC Index 328級細絨棉改為CC Index 3128B級細絨棉，該合約從2013年6月開始成為主力合約，因此選取2013年6月為期貨價格序列的分界點。

2.1.2數據處理方法。棉花期貨與現貨價格均根據去除節假日后的每日數據求得月度平均數。本研究首先采用虛擬變量法[16]和鄒（Chow）檢驗法[17]進行斷點檢驗，判斷2013年9月前后的棉花現貨價格和2013年6月前后的棉花期貨價格數據有無結構性變化，若沒有結構性變化，則可使用棉花期貨上市以來至2017年8月的價格連續數據，若有結構性變化，則只能使用2013年10月至2017年8月的價格連續數據。其次，由于棉花期、現貨價格有較大幅度的波動且受季節變化的影響，因此對原始時間序列取對數并使用X-11-ARIMA方法進行了季節調整處理[18]，得到期貨價格、現貨價格2組時間序列數據LNFPSA和LNSPSA。

2.2 研究方法及步驟

首先，設置虛擬變量0和1，對樣本期間棉花期、現貨價格數據進行斷點檢驗；其次，用擴展的迪克―富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）檢驗[19]分析棉花期貨價格、現貨價格序列是否平穩，并判斷兩者之間是否存在長期協整關系；再次，用誤差修正模型[20]判斷期貨價格和現貨價格在短期偏離均衡狀態時是否存在修正機制，并用格蘭杰因果關系[21]來檢驗棉花期貨價格對現貨價格以及現貨價格對期貨價格的影響；最后，用脈沖響應函數以及方差分解來判斷棉花期貨價格與現貨價格的影響方式及貢獻度[22]。本研究實證分析所使用的軟件是Eviews 8.0。

3 實證分析

3.1 棉花現貨價格、期貨價格斷點檢驗

先采用虛擬變量法對棉花期貨和現貨價格這2組時間序列分別進行檢驗。對于棉花現貨價格，設2005年1月至2013年9月的虛擬變量X1=0，2013年10月至2017年8月的虛擬變量X1=1；對于棉花期貨價格，設2005年1月至2013年5月的虛擬變量X2=0，2013年6月至2017年8月的虛擬變 量X2=1，建立如下方程 ：SP=α1+β1X1+μt，FP=α2+β2X2+μt.其中SP代表棉花現貨價格，FP代表棉花期貨價格，X1和X2代表虛擬變量。對上述2個方程進行普通最小二乘 （Ordinary least square，OLS）回歸，分別得如表1和表2所示的結果。

表1 棉花現貨價格與虛擬變量的OLS回歸結果

表2 棉花期貨價格與虛擬變量的OLS回歸結果

在棉花現貨價格與虛擬變量的OLS回歸結果中，虛擬變量回歸系數的t統計量為－1.61，未通過10%顯著性水平上的檢驗，由此看出，虛擬變量不能解釋因變量SP，即棉花現貨價格序列在2013年10月這個分界點沒有發生結構性變化。在棉花期貨價格與虛擬變量的OLS回歸結果中，虛擬變量的回歸系數在1%的水平上顯著，可以解釋因變量FP的變動，即期貨價格數據存在斷點，因此使用2005年1月至2017年8月的連續數據會影響實證分析結果的可信度。

再用Chow檢驗法對棉花期貨價格和現貨價格這2組時間序列進行斷點檢驗，結果見表3。Chow檢驗的F值和P值顯示，棉花現貨價格與期貨價格分別在2013年10月和2013年6月發生了結構性變化，因此不宜使用2005年至2017年的連續數據進行后續分析。因為最近的數據能更好地預測以后的情況，因此，在以下的實證分析中將使用2013年10月至2017年8月棉花期貨和現貨價格的月度數據作為樣本。

表3 棉花現貨價格與期貨價格Chow檢驗結果

3.2 相關性分析

從圖1可以看出，2013年10月8日至2015年12月31日我國棉花期貨與現貨價格的變動趨勢基本一致。

圖1 我國棉花期貨價格與現貨價格走勢

進一步計算我國棉花期、現貨價格的相關系數為0.927 4。從統計分析標準來看，我國棉花期、現貨價格的相關系數大于強相關指標（r=0.8），在一定程度上說明棉花期貨價格對于棉花現貨價格具有一定的發現作用。

3.3 ADF單位根檢驗

只有同階單整的序列才能進行協整檢驗，需要分別對這2組數據序列進行ADF單位根檢驗，以判斷這2組序列是否平穩。根據表4的結果，棉花期貨價格、現貨價格數據都是非平穩時間序列，但2個序列的一階差分是平穩的，即序列LNFPSA和LNSPSA均為一階單整序列。

表4 棉花期貨和現貨價格的ADF檢驗

3.4 協整檢驗

在時間序列LNFPSA和LNSPSA一階單整的條件下，可以進一步判斷它們之間是否存在協整關系。首先對LNFPSA和LNSPSA建立協整回歸模型：LNSPSA=α+βLNFPSA+μt。 使用該模型進行OLS回歸，得回歸方程：LNSPSA=0.924 088+0.908 721LNFPSA.其中，LNFPSA回歸系數的t統計量為17.80，在1%水平上顯著；調整后的R2為0.872 773，擬合優度較好。該回歸方程殘差序列的ADF統計量為－2.402 467，小于5%顯著性水平的臨界值（－1.948 495），可以認為殘差序列不存在單位根，為平穩序列。因此，序列LNFPSA和LNSPSA具有長期協整關系，可以建立誤差修正模型。由上面的回歸方程式可以定義現貨價格誤差修正項（ECM1）為：ECM1t－1=LNSPSAt－1－0.242 185LNFPSAt－1.同理，定義期貨價格的誤差修正項（ECM2）為：ECM2t－1=LNFPSAt－1－0.989 579LNSPSAt－1.

誤差修正模型的估計結果見表5。棉花現貨價格的ECM項系數是負值，在1%的水平上顯著，說明現貨市場價格具有反向修正機制，當棉花現貨市場價格偏離均衡狀態時，誤差修正項會使其向均衡狀態收斂。棉花期貨價格的ECM項系數也是負值，在10%的水平上顯著，說明期貨價格也存在反向修正機制，當棉花期貨價格偏離均衡狀態時，誤差修正項也會使其向均衡狀態收斂。但因2個誤差修正項系數絕對值較小，所以其均衡調整的力度并不大。

表5 誤差修正模型檢驗結果

3.5 Granger因果關系檢驗

格蘭杰因果關系檢驗對于變量是否平穩非常敏感，由于序列LNFPSA和LNSPSA都是非平穩序列，而一階差分序列是平穩序列，所以使用一階差分序列DLNFPSA和DLNSPSA來進行格蘭杰因果關系檢驗[7]，檢驗結果見表6?？梢钥闯?，棉花現貨價格與期貨價格存在相互引導的關系。

表6 Granger因果關系檢驗結果

3.6 脈沖響應函數

得出棉花期貨與現貨價格相互引導的結論之后，用脈沖響應函數來分析棉花期貨價格和現貨價格這2個變量對其自身以及另一變量的擾動的響應，檢驗結果見圖2（縱軸為單位沖擊引起的波動，橫軸為波動持續的期數）。

圖2 棉花期貨價格與現貨價格脈沖響應函數分析

棉花期貨價格對其自身1個標準差新息的沖擊立即做出了響應，大約在0.05，之后逐步下降，并從第5期開始趨向于零。棉花現貨價格對其自身的擾動也立即做出了響應，大約為0.02，之后逐步下降，第2期僅有0.002且為負向，第3期增加至0.003且為正向，之后逐步下降并于第4期開始趨向于零。棉花期貨價格對現貨價格的擾動并沒有立即做出響應，第2期響應約為0.01且為負向，第3期逐步縮小為零，第4期稍有負向的波動，但于第5期開始趨向于零。棉花現貨價格對期貨價格的擾動立即做出了響應，第1期為0.01，第2期達到最大且為正向，第3期逐步下降，第4期又稍有上升，之后逐步下降并于第8期開始趨向于零。這表明棉花期貨價格的變動會引起棉花現貨價格的同向變動，而棉花現貨價格的變動會引起期貨價格反向變動，但是整體來看，棉花現貨價格對期貨價格的影響較小。

3.7 方差分解

利用方差分解方法對棉花期貨價格對現貨價格變化的貢獻度以及現貨價格對期貨價格變化的貢獻度進行分析，結果見表7。

表7 棉花期貨價格、現貨價格方差分解結果

由表7可以看出，在第1期預測中，棉花期貨價格自身占預測方差的100%，之后逐漸減小并于第8期開始穩定在96%左右，說明棉花期貨價格預測方差約有96%是由期貨價格自身的擾動所引起的，僅有約4%是由現貨價格擾動引起的。棉花現貨價格自身貢獻度在第1期預測中占預測方差的77.7%，隨著滯后期增加而逐漸減小，大約于第8期開始趨于穩定，棉花現貨價格預測方差約有93%是由期貨價格擾動引起的，約7%是由其自身的擾動引起的。由此推斷，棉花期貨價格變化對現貨價格的影響非常大，而現貨價格變化對期貨價格的影響相對較小。

4 結論與建議

選取2013年10月至2017年8月棉花期貨和現貨的月度價格，對我國棉花期、現貨價格之間的關系進行實證研究發現：（1）棉花期貨、現貨價格存在協整關系，并且棉花期貨價格與現貨價格相互引導，為棉花現貨的套期保值提供了前提條件。（2）期貨價格對現貨價格有較大的影響，說明棉花期貨市場有較強的定價功能；同時現貨價格也能夠在一定程度上影響期貨價格的變動，說明期貨市場定價有一定的現貨基礎。（3）期貨與現貨價格在短期偏離均衡狀態時最終均可以調整至長期均衡狀態。以上研究結論表明，我國棉花期貨市場能夠較好地發揮價格發現和套期保值兩大功能?；诖?，棉花相關企業可以利用棉花期貨市場進行套期保值，規避價格風險；同時保險公司也可以通過在棉花期貨市場上鎖定棉花的未來價格，推出棉花價格保險或收入保險；棉農可以通過購買保險公司的棉花價格保險或收入保險而規避棉花生產的價格風險。但是，方差分解分析也發現，棉花期貨價格對現貨價格的影響程度較大，而現貨價格對期貨價格的影響程度較小，表明我國棉花的期貨市場和現貨市場有待進一步完善。

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Empirical Study on the Relation between Cotton Spot and Futures Price in China

Zhou Chang,Ju Ronghua*,Yang Zhiling,Yang Ruihua

F326.12：S562

A

1000-632X（2017）10-0006-07

10.11963/1000-632X.zcjrh.20171012

1 引言

棉花價格的劇烈波動會對棉花生產者和經營者產生不利影響，甚至造成整個國民經濟的損失：對于棉農而言，價格波動使其無法合理安排種植面積，棉花產量會大起大落；對于棉花企業而言，價格波動會使其無法估算成本和收益，進而承擔較高的價格風險。棉花期貨市場的價格發現和套期保值功能對棉花產業的健康發展具有至關重要的作用。如果棉花期貨具有良好的價格發現功能，那么棉花企業就可以通過期貨市場進行套期保值，從而規避價格風險；而保險公司就會具備推出棉花價格保險的條件，被期貨市場拒之門外的棉農可以通過價格保險來穩定收入。此外，有學者也指出完善的期貨市場可以調節農作物生產結構[1]，穩定農產品價格[2]。因此，對棉花期貨市場價格發現功能的研究具有重要的意義。

2017-07-07

*通信作者：juronghua@cau.edu.cn

農業部軟科學課題（201608-2）