王志刚，樊林峰，郑 适，李 墨

(中国人民大学 农业与农村发展学院，北京 100872)

白糖期货市场有效性的实证研究

王志刚，樊林峰，郑 适，李 墨

(中国人民大学 农业与农村发展学院，北京 100872)

首先利用PP检验对白糖期货价格和现货价格数据的平稳性加以检验，其次用Johansen检验分析白糖期货价格与现货价格的协整关系，再次建立了相应的误差修正模型以考察长期趋势和短期效应对期货价格和现货价格变动的影响，最后通过格兰杰因果检验确定信息在期货市场和现货市场之间的传递方向。实证结果表明：我国白糖期货市场是有效的；信息在白糖期货价格和现货价格之间是双向传导的；与现货市场相比，期货市场对于非均衡的反应速度更快且反强度更大。

期货市场；有效性；协整检验；因果检验

一、引 言

中国是世界第二大成品糖消费国以及世界第三大原糖生产国。自1992年食糖流通体制改革后，我国的白糖市场就形成了市场主导价格形成机制。然而，白糖价格因市场中诸多因素的共同作用出现了频繁的波动，进而加大了相关从业者的市场风险。为了满足企业和个人规避风险以及用白糖进行套期保值的需求，2006年1月6日，郑州期货交易所继1995年国务院关闭白糖期货市场后，再次推出白糖期货合约。

期货市场具有价格发现和风险规避这两大主要功能，但是如果期货市场不具有有效性的话，这两种功能就不能够更好地得以发挥。正如Fontenbery和Zapata(1997)曾说过“期货市场之所以有效，是因为它能够准确地反映市场参与者对于供求的期望[1]”，换言之，只有当期货价格能够无偏地估计交割时的现货价格，进而使相关从业者能通过相应的金融衍生品来对冲风险，减少潜在损失的时候，这时的期货市场才是有效的。具体而言，对于白糖的生产者(商)而言，如果期货价格是现货价格的无偏估计，那么他们就可以根据期货价格所提供的信号去调整他们的种植计划、市场计划以及风险管理计划。对于白糖的加工者(商)和交易者(商)来讲，有效的期货市场可以使他们更好地管理他们的存货(库存)以对冲市场风险。另外，对于有效的期货市场，政策制定者可以鼓励合理的投机和风险对冲行为，以提高市场的流动性和有效性；同时，政策制定者还可以根据期货价格和现货价格趋同的特性，更好地对市场进行指导并制定出更加合理的农业政策。

鉴于此，本文的目的在于检验我国的白糖期货市场是否具有上述的价格发现功能，并确定信息在白糖期货市场和现货市场之间的传递机制。本文余下的章节构成如下：第二节对国内外有关有效性理论，有效性检验的方法以及市场有效性的实证检验等方面有关的文献加以综述，第三节对本文检验白糖市场有效性的理论、方法、步骤加以阐述，第四节列出了相关检验的结果并对其加以分析，第五节结论。

二、文献综述

国外对期货市场有效性的研究主要集中于三个方面。首先，对期货价格与现货价格的关系进行一般意义的研究。Garbade和Silber(1983)通过分析发达国家的数据发现，耐贮藏商品的期货价格和现货价格具有很强的相关关系[2]。这个发现推动了对有效市场假说的研究，研究者们开始将有效市场假说的研究应用于期货市场，并建立了一系列的动态模型来确定期货价格和现货价格之间的关系。其次，通过具体的实证分析，建立一套能够判断期货市场是否具有有效性的方法。Laik和Lais(1991)提出，当期货价格和现货价格是随机过程时，期货价格和现货价格之间的协整关系是期货市场有效的必要条件。但因为数据来源的不同，价格水平的不同，期货种类的不同，以及分析方法的不同，关于期货市场有效性的结论总是不一样的[3]。最后，研究某一国家的某一特定商品的期货价格和现货价格关系，也就是对单一期货市场的有效性进行研究。Wang和Ke(2005)已经对我国的小麦(普麦和强麦)期货市场和大豆(非转基因大豆)期货市场的效率进行了检验，检验结果显示，我国这两个品种的期货市场是有效的，但并不是完全有效[4]。Mckenzie和Holt(2002)检验了美国生猪期货市场、活牛期货市场、玉米期货市场和黄豆期货市场的效率，他们发现，美国的这些期货市场在长期都是有效的，但在短期内是非有效的[5]。

国内有关期货市场有效性的研究主要都是侧重于实证研究以验证整体的期货市场以及某一具体的期货市场的有效性。徐剑刚(1995)率先在国内进行期货市场的实证研究，其运用序列相关检验和游程检验的方法研究我国期货市场的价格行为，得出绿豆期货价格变动具有显著的相关性、玉米期货价格变动存在着相关性而大豆期货价格变动不具相关性[6]。郑适，王志刚(2013)用OLS协整和误差修正模型来检验中国大豆期货的长期和短期的协整关系。结果表明中国非转基因大豆期货市场是有效的,在外生价格冲击时期货价格能有效地恢复原状。现货价格也跟随着期货价格的改变而变化[7]。王志刚等(2013)又使用Z-A方法、Perron方法、结构突变检验以及Gregory-Hansen变结构协整方法，对大豆期货和现货价格之间是否存在长短期均衡关系进行重新研究[8]。徐雪，王宁(2014)从期货与现货之间的价格引导关系、不同期货市场的价格引导关系两方面实证研究出发，并运用协整检验、格兰杰因果检验、G-S模型、VAR模型等计量方法，得出国内铜期货市场总体运行弱式有效，与国外铜期货市场保持双向引导关系但影响力不强的结论[9]。基于以上的研究，本文将利用OLS协整和误差修正模型作为检验框架，来检验我国白糖期货市场的有效性、有效程度，以及期现价格之间的信息传递机制。

三、检验方法

本文关于期货市场有效性的零假设主要分为两个部分，第一部分是期货价格和现货价格的长期均衡关系应如方程(1)所示，即期货价格与现货价格应存在协整关系。因此我们在第一步验证期货市场有效性时，只需检验期货价格与现货价格是否存在协整关系。(1)式中St是t期的现货价格，Ft-1是在t时刻到期后的t-1期(滞后一期)的期货价格，εt是误差项，α是常数项，β是期期货价格的系数。

St=α+βFt-1+εt

(1)

第二部分假设检验是对协整方程中的参数α和β是否符合期货市场有效性的参数要求的检验。即检验H0:α=0 和β=1；H1:α≠0 和β≠1。如果这两个参数能够同时满足上述的两个条件，也就说明期货价格完全反映出了所有可获得的信息，投机者没有持久的获利机会，且市场中没有风险溢价(Laik 和Lais,1991)。而Wang和Ke(2005)认为，在上述两个关于零假设的限制条件中，β=1更加重要，因为α=0很难实现，即使市场是有效的，α也有可能不等于零。这是因为α≠0很可能与风险溢价无关，而是与交易成本(例如运输成本)有关，因此α≠0不能作为证明市场失灵或者市场无效的证明。作者在对α=0 和 β=1进行检验的时候，将会对比分别检验，以保证不会因α≠0显著而对检验结果进行了错误的解读。

如果两个参数都未符合上述限制，即使期货价格和现货价格是协整关系，那么这个期货市场也可能是无效的。McKenzie和Holt(2003)认为可能有以下三个原因导致了两个参数都不符合限制：首先是期货市场无效。其次，期货市场中存在恒定的风险溢价，而恒定的风险溢价导致对t-1期期货价格的参数估计有偏，其并不一定代表市场无效。最后，市场中的风险溢价随着时间的改变而不断地变化，进而导致误差上升[10]。

对白糖期货市场有效性的检验要经过三个流程。首先，通过PP检验来确定St和Ft-1这两个时间序列数据是否是平稳的时间序列，如果是非平稳时间序列则要进一步地确认其是否为同阶单整；其次，在第一步确认了St和Ft-1这两个时间序列数据同阶单整的情况下使用Johansen协整检验法来检验St和Ft-1是否具有协整关系；最后，在第二步的基础上还要通过向量误差修正模型(VECM)来确定在具有外界冲击情况下的恢复机制，同时通过格兰杰因果检验来确定信息在St和Ft-1间的传递，也就是验证期货市场是否具有价格发现的功能。因为协整关系只能说明St和Ft-1这两个时间序列具有长期的稳定关系，并没有说明在具有外界冲击的情况下系统恢复均衡所需要的时间以及信息在St和Ft-1这两个时间序列间的传递关系。

四、参数估计与检验结果

本文白糖现货价格数据由河南省郑州市粮食批发市场提供。笔者从其中选取2008年3月到2014年3月的现货价格数据，因为这一部分的数据较为完整，且能够与期货价格形成对应。由于白糖期货的最后一个交易日为合约到期月的第十个交易日，因此，白糖现货价格的选取日期为合约月份的第十个交易日，即选取1月、3月、5月、7月、9月、11月的第十个交易日的现货价格作为St的数据。期货价格数据来自于郑州商品交易所，时间间隔和长度与现货价格相同。在本文中，t-1代表一个月的时间长度，因此期货选取的时间段为2008年2月到2014年2月。选取具体数据的时期为合约到期前一月的第二个交易周的周五，即把12月、2月、4月、6月、8月、10月第二个交易周的周五的期货收盘价作为Ft-1的数据。

表1是对现货价格以及期货价格进行平稳性检验的结果，在1%、5%及10%的置信水平上，白糖现货价格S与期货价格Ft-1的统计量检验值均大于临界值，所以接受现货价格序列中存在单位根的原假设，也即是说白糖现货价格S与期货价格Ft-1这两个序列为非平稳时间序列。

遵循同样的逻辑，对白糖现货价格的一阶差分序列ΔS和期货价格的一阶差分序列ΔFt-1也进行了PP检验。从表2的检验结果来看，在1%、5%及10%的置信水平上，白糖现货价格的一阶差分序列与期货价格一阶差分序列的统计量检验值均小于临界值，所以拒绝ΔS序列和ΔFt-1序列中存在单位根的原假设，即白糖现货价格的差分ΔS和期货价格的差分ΔFt-1是平稳的时间序列。

以上的检验结果表明：白糖现货价格S和白糖期货价格Ft-1都是一阶单整的。这也就意味着，两者之间可能拥有共同的随机趋势，即两者之间可能存在着协整关系。接下来利用Johansen协整检验法检验S和Ft-1的协整关系。结果如表3所示，在迹检验中，23.3524>15.41，Π矩阵的秩为0的原假设被拒绝，即协整秩r≠0；2.5458<3.76，Π矩阵的秩为1的原假设被接受，即协整秩r=0。最大特征值检验的结果与迹检验相同，20.8066 > 14.07，Π矩阵的秩为0的原假设被拒绝；2.5458<3.76，Π矩阵的秩为1的原假设被接受，白糖的现货价格S和白糖的期货价格Ft-1存在着一种协整关系，也就是说白糖的现货价格S和白糖的期货价格Ft-1之间确实存在一种长期均衡关系。

接下来就进入到有效性检验的第三步，在使用Johansen的最大释然估计(MLE)方法估计该系统的向量误差修正模型(VECM)之前，先要确定该系统所对应的VAR表示法的滞后阶数。检验结果如表4所示，从结果可以看出，无论是根据AIC的值还是根据BIC的值最优滞后阶数都是一阶滞后(打星号者)。

确定了滞后阶数以后，再使用Johansen的MLE方法对该系统的向量误差修正模型(VECM)进行估计。结果如方程(2)和方程(3)所示。

ΔSt=0.477St-1-0.494Ft-2+19.639

(2)

ΔFt-1=1.158St-1-1.2Ft-2-8.088

(3)

在估计了向量误差修正模型(VECM)之后，对VECM模型的残差是否存在自相关进行了检验，因为如果其残差存在自相关，则预示着模型中可能需要增加滞后阶数。通过拉格朗日乘数检验结果得到无论是滞后一期还是滞后二期，都无法拒绝没有自相关的原假设，即接受没有自相关的原假设。

最后，根据期货市场有效性的第二个原假设，对长期均衡方程中的参数进行了限制，并对施加限制前后的方程做了LR检验。检验结果发现，p值为0.28，无法拒绝H0：α=0 和β=1的原假设。分别检验时，α=0在任何置信水平都无法拒绝，β=1在1%的置信水平会被拒绝，而在5%的置信水平下可以接受β=1的原假设。

虽然，本文通过协整方程确定白糖的现货价格和白糖的期货价格之间存在协整关系，但是还不能确定这种长期均衡的关系是白糖的现货价格引导白糖期货价格变动的结果，还是白糖的期货价格引导白糖现货价格变动的结果，也就是说信息在期货价格与现货价格之间的传递方向和机制是不清楚的。此时，需要用格兰杰因果检验来确定期现价格之间的因果关系。从表5的检验结果可以看出，在5%的置信水平下，可以拒绝白糖期货价格不是现货价格的格兰杰原因和白糖现货价格不是期货价格的格兰杰原因这两个原假设。因此可以得出我国白糖的期货价格和现货价格之间是相互影响的关系这一结论，即信息在两者之间是双向流动的。

五、结 论

本文的实证检验结果显示：我国白糖期货价格和现货价格是非平稳的随机序列，但是这两列序列之间具有长期的协整关系。换言之，期货价格和现货价格的长期趋同使得人们可以将未来的期货价格作为产品在未来的合理预期价格从而更好地安排生产、销售和消费行为。不过期货价格和现货价格之间具有协整关系仅仅是期货市场有效的一个必要条件，并不是期货市场有效的充分条件。也就是说，不具有效性的期货市场其期货价格也可能存在协整关系。故而，为了证明白糖期货市场是长期有效的，本文还通过数据检验验证了在期货合约到期前，期货价格是现货价格的无偏估计，并最终得出郑州商品交易所的白糖期货市场是有效率的结论。

此外，由于我国的期货市场不是每个月都有合约，也不是每个合约都很活跃，投资者往往在6个月前就已经移仓，笔者接下来将会针对不同滞后期的期货价格进行更加分充的比较分析，以确定能解释现货价格的最优滞后期的期货价格，从而更好地指导生产、销售和消费行为。

[1]FortenberyTR, ZapataHO.An Examination of Co-integration Relations between Futures and Local Grain Markets[J].The Journal of Futures Markets，1993,13(8):921-932.

[2]Garbade,Kenneth Dand Silber,William L.Price Movements and Price Discovery in Futures and Cash Markets[J].The Review of Economics and Statistics，1983,65(2): 289-97.

[3]Lai K S, Lai M. A Co-integration Test for Market Efficiency[J]. Journal of Futures Markets，1991(11):567-75.

[4]Wang H, Ke B.Efficiency Tests of Agricultural Commodity Futures Markets in China[J]. The Australian Journal of Agricultural and Resource Economics，2005,49:125-141.

[5]McKenzie A M, Jiang B, Djundaidi H, Hoffman L, Wailes E.Unbiasedness and Market Efficiency Tests of the U.S. Rice Futures Market[J]. Review of Agricultural Economics，2002,24(2):474-93.

[6]徐剑刚.我国期货市场有效性的实证研究[J].财贸经济,1995，(8):14-19.

[7]Zheng Shi, Zhigang Wang. Pricing Efficiency in the Chinese NGM and GM Soybean Futures Market, Chinal[J].An International，2013，(12):48-67.

[8]王志刚,周永刚,曾令涛.修正大豆期货与现货价格的长短期关系：一个机构突变理论的应用[J].农业经济与管理,2013,(5)：33-44.

[9]徐 学,王 宁.关于铜期货市场有效性的实证研究[J].开发研究,2014,(1):102-106.

[10]Holt M T, McKenzie A M.Quasi-Rational and Ex Ante Price Expectations in Commodity Supply Models: An Empirical Analysis of the US Broiler[J]. Journal of Applied Econometrics，2003,(4):407-426.

责任编校：张 静，罗 红

Empirical Research on the Effectiveness of the White Sugar Futures Market

WANG Zhi-gang，HAN Lin-feng,ZHENG Shi,LI Mo

(School of Agricultural Economics and Rural Development, Ren Min University of China, Beijing 100872, China)

This paper use the PP test for the stationarity of white sugar futures price and spot price data, and then use the Johansen test to analyze the co-integration relationship between futures price and spot price, once again, establish the error correction model to investigate the impact of the long-term trend and short-term on the futures price and spot price change, finally determine the information transfer between futures market and cash market direction through Granger causality test.The empirical results show that the white sugar futures market in China is effective; Information between white sugar futures price and spot price is two-way transmission; Compared with the spot market, the futures market’s response for unbalanced is more rapid and intense.

the future market;effectiveness;co-integration test;causality test

2015-01-28

国家社会科学基金重大项目(11&ZD052)；中国人民大学科学研究基金(中央高校基本科研业务费专项资金资助)项目(10NXJ020)

王志刚，男，辽宁开原人，教授，博士，博士生导师，研究方向为食品经济学、产业经济学。 樊林峰，男，河南信阳人，硕士研究生，研究方向为农村金融。 郑 适，男，吉林长春人，副教授，硕士生导师，研究方向为期货与金融衍生品市场。

F830.9

B

1007-9734(2015)02-0020-05