远期现货电子交易市场价格发现功能研究
韩 刚 ，刘玉贵
(安徽财经大学a．经济学院；b．金融学院，安徽蚌埠 233030)
摘 要：近年来，我国远期现货电子交易市场发展迅速但运行极不规范，由此引起 了人们对远期现货市场
运行效率的质疑。文章通过构建向量误差纠正模型，以渤海商品交易所热卷轧板品种为例对远期现货与现货
价格序列间的动态关系进行了实证检验。结果发现，热卷轧板远期现货和现货价格间存在长期均衡关系，并且
远期现货对现货价格的影响力较强，在价格发现功能方面处于主导地位。
关键词：远期现货；价格发现；VECM模型
中图分类号：F830．9 文献标识码：A 文章编号：1002—6487(2014)16—0154—03
0 引言
20世纪80年代中期，物资流通体制改革全面推开后，
在我国郑州粮食批发市场等批发中心开始出现计算机撮
合成交的远期现货交易方式。进入21世纪以来，随着电
子商务和INTERNET网络技术在商品贸易领域的广泛应
用，以INTERNET网络和电子商务平台为基础构建的远期
现货电子交易市场在我国快速扩张，现在这种地域性的远
期现货电子交易市场已达几百家之多，其中以渤海商品交
易所为代表的少数远期市场已经初具规模。这些远期现
货电子交易市场大多依托现货市场以公司制的形式建立，
并在市场交易中大量借鉴和采用了期货或类期货的交易
模式，由于发展速度过快、市场监管薄弱、外部发展环境尚
不完善等因素的制约，使得业界开始越来越多地质疑远期
现货电子交易市场的运行效率。
远期现货市场的价格发现功能是其运行效率的体现，
一 般来说，如果远期现货市场是高效率的，则远期现货价
格和现货价格之间应当存在长期稳定的均衡关系，即两者
之间应当变动方向一致、变动幅度接近。关于价格发现能
力的研究，国内外学者主要是针对期货市场进行了大量实
证分析，但相关研究主要聚焦于期货市场，对远期现货市
场的考察则相对欠缺，因此，深化远期现货价格发现功能
的研究尤为必要，本文将以热卷轧板数据为例，利用向量
误差修正模型及相关方法对远期现货市场价格发现功能
做出客观评价。
1 研究方法
本文首先建立热卷轧板远期现货和现货价格序列的
向量 自回归模型(VAR)，并在此基础上展开研究。VAR
模型的数学表达式为：
P P
Ft：Cl+∑ fFt—f+∑ 一 + l (1)
l= l = l
P P
St=C2+Zof —f+∑ fFt～f+ 2 (2)
I= l I= l
其中C为常数项 ，F 为热卷轧板远期现货价格， ，
为热卷轧板现货价格， 为残差项。根据该VAR模型，我
们可以给出最优滞后阶值并据此判断热卷轧板远期现货
和现货价格间是否存在协整关系。若协整关系存在，则进
一 步构建向量误差纠正模型(VECM)分析远期现货和现
货价格间的引导关系，VECM模型的数学表达式为：
P P
aFt= l+y1ecm +∑0【11(i)aFt—f+∑ 12(／)ASH+￡1， (3)
= l f=l
P P
= 2+y2ecmf_1+∑o【21(OaF,一 +∑0【22(i)ASt—f+s2 (4)
l= l l= l
其中，6c11(f)、al2(f)、a21(i)、a22④为短期调整系数 ，
ecm 为远期现货与现货价格协整关系的误差修正项，y
和 y 为误差修正项系数，P为滞后阶数。y 和 y 反映当
短期与长期均衡关系偏离时的调整力度，如果Iy I< ，
则说明现货价格向长期均衡状态的回复速度较慢，调整过
程主要由远期现货的价格波动实现，也即远期现货在价格
发现中将起主导作用。
2 实证分析
2．1 数据来源
本文研究的远期现货品种为渤海商品交易所上市交
易的热卷轧板(中原)，研究数据选用2011年 l2月7日上
基金项目：国家社会科学基金资助项目(13CJY119)；教育部人文社会科学研究青年基金项目(11YJC790054)
作者简介：韩 刚(1977一)，男，安徽宿州人，博士，副教授，研究方向：投融资理论与政策。
刘玉责(1976一)，男，江西赣州人，博士，副教授，研究方向：金融市场。
154 统计与决策 2 01 4年第 l6期 ·总第412期
市以来至2013年3月22日的日收盘数据。渤海商品交易
所是 目前国内最有影响的远期现货交易所，交投量居于行
业前茅，热卷轧板在钢材生产总量中占有较高的比重，被
广泛应用于造船、汽车、机械制造和轻工业等领域，而中原
地区是国内热卷轧板的重要生产基地和核心集散地，上市
以来热卷轧板(中原)的交投一直较活跃，因此，选择热卷
轧板(中原)进行研究具有较好的代表性。现货品种选择
河北邯郸地区牌号为Q235／SS4OO的9．5}15oo的热卷轧板
产品，其质量规格等同于渤海商品交易所热卷轧板(中原)
的交割标准品。远期现货价格数据来源于渤海商品交易
所官方网站(http：／／www．boce．cn)，现货价格数据西本新干
线(http：／／www．96369．net)，在上述时间跨度内剔除周末和
节假 日等因素的影响，得到有效样本301个。在不改变数
据性质的前提下为了避免数据处理中的异方差现象，分别
对每个价格序列取自然对数，以变量F 和 ，表示。
2．2 平稳性检验
为检验远期现货和现货价格序列的平稳性，选择含常
数项而不含趋势项的ADF检验。从表1的检验结果来看：
远期现货价格F 和现货价格s 有单位根的原假设在1％和
5％的显著性水平下都不能被拒绝，表明它们都是非平稳
序列；而其一阶差分序列D(FI)和D(S。)在l％和5％的显著性
水平下有单位根的原假设都被拒绝，表明它们均为一阶单
整序列。
表1 热卷轧板远期现货价格和现货价格ADF检验结果
变量 ADF值 1％水平下的临界值 5％水平下的l临界值 结论
— 1．3986 -3．452l 一2．8710 非平稳
S。 一1．425l -3．4521 —2．8710 非平稳
D( ) —．14．7739 —3．4521 -2．8710 平稳
D(S ) 一1 1．5484 -3．452l 一2．8710 平稳
2．3 VAR模型与Tohansen协整检验
对建立的VAR模型进行最优滞后阶数检验发现，当
滞后阶数为2时，AIC和SC信息准则值最小，由此得到滞
后2阶的VAR估计结果：
= 0．0589+1～168LnFt
—
l一0．2485LnFt
一
2+0．1475
LnSf_1-0．0232LNSf_2 (5)
R-squared=O．9853；Aaj．R-squared=0．955 1；F-statis-
tic=4930．83
LnS,=O．0586+0．5334LnF,
一
1一O．2793LnFt
一
2+0．9447
LnSt
—
l-0．2052LNS,
一 2 (6)
R-squared=0．9955；Adj．R-squared=0．9955；F-starts-
tic=16390．71
整体 而言 ，AIC=一14．3378，SC一14．2140，对拟合 的
VAR模型进行平稳性检验可知存在的四个根都小于1，因
此是一个平稳的系统。进一步，在 VAR对象中应用Jo—
hansen协整检验的检验结果(见表2)表明，没有协整关系
的原假设被拒绝，而至多有 1个协整关系的原假设在5％
的显著性水平下不能被拒绝，即热卷轧板的远期现货和现
货价格间存在1个协整关系。因此，即便现货与远期现货
价格问可能由于随机因素的扰动而在短期出现偏离，但从
长期来看，现货与远期现货价格间的这种长期均衡关系仍
然存在。
表2 dohansen协整检验结果
协整方程个数 特征值 迹统计量 5％显著水平 P值
None 0．1O64 35．1995 15．4947 O．O0oO
Atmost1 0．OO56 1．6791 3．8415 O．1950
2．4 向量误差修正模型的参数估计
由于存在协整关系，热卷轧板远期现货和现货价格的
VAR模型可以转化为向量误差修正模型(VECM)，对估计
结果整理后可得热卷轧板的VECM模型为：
AF,=0．9584ecmf
一
1+0．3532AFt
～
1+0．2190AF,
～
2—0．520
1AS,
一
l一0|2186AS,
一
2+sl (7)
ASt：一0．7242ecmf1 l一0．2650AFt
一
1+0．0049zM~'t
一
2—0．14
07AS,
一
1—0．1684ASt
一 2+s2f (8)
这一结果显示了远期现货与现货价格间的长期均衡
状况，同时，7 =0．9584>0，表明热卷轧板远期现货价格
在t期的变化可以正向消除t-1期95．84％的非均衡水平；
y，=一0．7242<0，表明热卷轧板现货价格在t期的变化可
以负向消除t-1期 72．42％的非均衡水平。热卷轧板现货
价格是短期现货市场供求状况的反映，而远期价格则是未
来供求格局演变和价格长期变动趋势的反映。上式中 y，
的绝对值较小，表明当存在短期偏离时，热卷轧板远期现
货和现货价格回复长期均衡状态的调整中，现货价格调整
力度较小而远期现货价格调整力度较大，这也在一定程度
上表明，相比现货市场来说，远期现货市场更具有价格发
现功能。
2．5 格兰杰(Granger)因果关系检验
Granger因果检验结果对滞后期数的选择非常敏感，
本文相应选择不同滞后期数进行检验。从表2的检验结
果来看，在滞后 1期和滞后3期时，远期现货价格不是现货
价格的Granger原因在5％显著性水平下被拒绝，而现货价
格不是远期现货价格的Granger原因则被接受，表明在热
卷轧板远期现货合约前3期内，远期现货价格变动引导着
现货价格变动。当滞后超过4期时，两种原假设在5％显
著性水平下均被拒绝，说明当滞后期大于4时，远期现货
和现货价格间具有双向Granger因果关系，即两者互相引
导。由此可见，在商品衍生品市场上，由于采取期货或类
期货的交易模式，商品的金融属性凸显，远期现货电子交
易市场给交易者带来了更为便利的投机机会，市场预期在
短期内得以集中体现，使得远期合约的价格波动领先于现
货价格。随着时间的推移，在无套利机制的作用下，现货
市场与远期现货市场间的联系越来越紧密，从而形成现货
价格与远期现货价格间互为引导的价格发现机制。
2．6 脉冲响应分析
对向量误差纠正模型应用脉冲响应分析可以进一步
衡量随机扰动项一个标准差的冲击对内生变量的动态影
响，本文据此来描述一个标准差新息冲击对现货与远期现
货价格变动的动态影响路径。现货价格对于来自远期现
货价格一个标准差新息冲击的反应见图1，从图中可见，
现货价格的反应是极其迅速和强烈的，在第三期价格即迅
统计与决策 2 0 l 4年第 l6期 ·总第412期 155
速增加到0．9％左右，并持续维持在0．95％的水平。图2显
示了来 自现货价格一个标准差新息的冲击对远期现货价
格的作用，反映出远期现货价格的反应相对迟钝，但这一
反应也是正向的，并随着时间的推移在第 10期逐渐增加
到0．25％左右。脉冲响应的结果表明，相对于热卷轧板现
货对远期现货价格的影响而言，远期现货对现货价格的影
响更为迅速和强烈。
图1 现货价格对远期现货价格 图2 远期现货价格对现货价格
的冲击反应 的冲击反应
表3 Granger因果关系检验结果
综合上述分析结果 ，就热卷轧板品种来看，远期现货
价格和现货价格存在长期稳定的均衡关系。这一结论说
明，虽然目前远期现货电子交易市场大量采用了期货或类
期货的交易模式，并且由于监管薄弱导致市场投机氛围浓
重，但远期现货市场仍然是以现货市场为基础的，这种长
期均衡关系并没有被破坏。进一步的研究还表明，现货和
远期现货价格间存在双向引导关系，并且远期现货对现货
价格的引导作用更强，显示出远期现货市场具有较强的价
格发现能力。我国远期现货电子交易市场经过近年来的
快速发展已经初步具备了价格发现功能，一方面是由于这
些远期现货电子交易市场普遍与现货市场存在密切的联
系，一般是在商品主产区或者大规模现货集散区的基础上发
展而来，市场参与主体对市场价格信息有比较充分的了解；
滞后1期 滞后3期 滞后4期 滞后8期 原假设
F值 l P值 F值 P值 F值 P值 F值 P值
远期现货价格不是现货价格的Granger原因 190．06l00000 83 13 0 00o0 63．73 0 0000 37．84 0．0000
现货价格不是远期现货价格的Granger原因 0．0372l0 8472 1．8299 0．1418 2．4l69 O．O489 2．8296 0．o050
2．7方差分解
Hasbrouck(1995)提出的方差分解方法将模型中内生
变量的方差分解到扰动项上，从而判断每个扰动因素影响
模型中各变量的相对程度，借鉴这一思路，我们将对现货
和远期现货价格产生影响的方差分解，从而可以定量地判
断现货市场和远期现货市场在价格发现功能中作用的大
小。从表4中热卷轧板的Hasbrouck方差分析结果来看，
在远期现货价格变动的方差中，来源于远期现货市场的部
分逐渐下降并趋近于96．64％，来源于现货市场的部分逐
渐上升并趋近于3．36％，可见远期现货价格的变动主要由
其自身的变动来解释。另一方面，在现货价格变动的方差
中，来源于远期现货市场的部分趋于87．01％，而来源于现
货市场的部分仅趋于12．99％，表明现货价格的变动也主
要由远期现货价格的变动来解释。从最终趋势值的平均
数来看，来源于远期现货市场的方差(91．825％)要远大于
来源于现货市场的方差(8．175％)，这也表明热卷轧板远期
现货市场在价格发现功能中起到主导作用。
表4 方差分解结果
滞后期 远翥 格的 远期 鬈 蓑自勺方 格
3 结论
1【x】oo
99．62
99 3O
98．94
98．52
0．o0
O．38
0 70
1．06
1．48
1O．95 89．O5
5239 47．6l
72 33 27．67
78 79 21．2l
81．75 18．25
156 统计与决策2 0 1 4年第 l6期 ·总第412期
另一方面也是由于在商品金融化的远期
现货电子交易市场上，买卖双方众多、交
投活跃且大都采用集中公开竞价方
式，市场供求的变化和投资者的预期
得以充分及时的反映，因此，在这种接
近完全竞争的市场结构中，价格形成机制更为完善，从而
能够对现货市场发挥较好的引导作用。
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(责任编辑／浩 天)
