宏巩锃济研 2012~5期
我国大豆期货套期保值比率及
策略的有效性检验
司 石 邹 尔康
内容提要 国际大豆价格的波动对国内大豆
价格的影响日益显著，大豆种植户与加工企业面I临
着巨大的价格风险。本文着眼于我国大豆价格波动
风险，利用2004年9月到2011年6月大连商品交易
所黄大豆 1号的交易数据，对大豆套期保值比率及
策略的有效性进行了检验。研究结果发现我国大豆
套期保值具有持有期效应，但不具有到期效应；不
同期货合约对市场信息反应程度不同，近月交割合
约并不比远月交割合约有效；使用逐年回归法发现
套 期保值 比 率显示 了很 大的 波动性 。但使 用ADF
法检验套期保值比率具有平稳性。
关键词 套期保值策略 持有期效应 到期
效应 合约选择
一
、引言
经历两次大豆风波事件①后 ，我国多数大型企
业吸取惨痛教训，认识到有效利用期货、期权等风
险对冲工具已成为企业生存和竞争的必要手段。尽
管这些企业已经开始关注和利用大豆期货合约，通
过套期保值来规避价格风险 、锁定生产成本，但如
何有效地利用期货合约仍然是大家面临的棘手问
题 ，尤其是在套期保值头寸和套期保值期限的选择
上仍难以把握。
传统套期保值理论认为期、现货价格的变动具
有一致性，套期保值者可以通过在期货市场上进行
相反的操作来规避现货市场上的价格风险 ，如果
期 、现货价格变动幅度相同，那么一个市场的盈利
将会完全弥补另一个市场的亏损。例如，大豆加工
企业预测大豆将来的价格以安排采购量，如果没有
大豆期货合约的对冲，企业将面临成本价格大幅波
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动的风险，如果通过期货交易，就可以快速建立对
冲头寸而不必担心现货价格波动。然而，在现实世
界中，期 、现货价格的变动受各种因素影响并非完
全一致，这就要求套期保值者寻找最优的套期保值
比率及策略。
国外关于套期保值比率和套期保值策略的有
效性研究主要从模型的选择、合约的选择、套期保
值比率的稳定性、套期保值的持有期效应和到期效
应等各方面进行了探索。Johnson(1960)提 从投
资组合的角度来研究套期保值的问题，通过求解最
小套期保值组合收益的方差来获得最优套期保值
比率 ；Ederington(1979)将此方 法应用到 了美国
GNMA期货市场，并提出了度量套期保值策略有效
性 的方法 ；Witt(1987)在Johnson的研究之上提
了 OLS最小 套期保值模 型 。②Malliaris和 Urrutia
(1991)利用OLS方法对外汇市场进行了套期保值
研究 ，发现回归样本量的大小对套期保值效果没有
显著性影响，从而得m套期保值比率不稳定③的结
论 ；Holms(1996)运用 OLS估计方法对 FTSE100指
数进行了套期保值研究，发现套期保值比率的到期
效应并不显著，而持有期效应显著。
国内关于套期保值的研究主要以套保模型选
择为主。汪炜 、杜利辉 (2005)运用 B—VAR和 ECM
两种方法对我国大豆进行了套期保值研究，发现大
豆期货合约价格与现货价格存在显著的协整关系，
忽略这种关系会导致估计所得的最小方差套期保
值 比率偏小 ；王俊 、张宗成 、赵 昌旭 (2005)运用
OLS、B—VAR、ECM和EC—GARCH四种模型对我国
大豆进行套期保值分析，发现后两种模型的套期保
值效果明显优于前两种模型。由于不同的合约品种
在不同的样本期所使用的最优经济模型不同，且较
复杂的模型会使得套期保值的有效性产生偏差，本
宏观锃济研完2012年第5期
文将采用 OLS最小套期保值模型进行研究分析。@
另一方面，国内关于期货合约的选择、套期保
值比率的稳定性以及套期保值到期效应的文献不
多。郑明川(1997)对我国期铜市场进行了套期保值
研究，发现套期保值期限越长 ，套期保值效果越好，
并且选择近月交割合约进行套期保值的效果更好；
王赛德(2006)对我国铜 、铝期货市场进行了研究 ，
发现套期保值期限的长短对套期保值有效性没有
显著的影响，而选择近月交割合约要优于远月交割
合约；高勇(2008)运用共同趋势模型对我国多种期
货产品进行了研究，发现套期保值期限与套期保值
效果存在显著关系，但是大豆套期保值的期限效应
要明显弱于其他期货品种。
本文的主要 目的是通过 OLS模型对影响我国
大豆套期保值比率和策略有效性的多个因素进行
逐一分析。内容如下：引言后的第一部分介绍并比
较不同套期保值策略的效果；第二部分在解释说明
数据选取和处理的基础上重点分析说明套期保值
的持有期效应、到期效应、合约选择对套期保值效
果的影响以及套期保值比率稳定性等影响套保比
率及策略有效性的因素；第三部分将展示实证结
果；最后一部分为小结。
二、套期保值策略
在利用期货合约进行现货头寸套期保值时，投
资者需要先确定套期保值比率h(用于对单位现货
头寸进行套期保值所需要的期货合约头寸)，并根
据一定的方法来选定套期保值策略。常见的套期保
值策略有三类：传统套期保值策略；基差⑤逐利型套
期保值策略；最小方差套期保值策略。
传统套期保值策略是基于期、现货价格受相同
的经济因素影响而提出的，如利率和汇率的变动 ，
天气和环境的影响等，因此，在理论上期货价格与
现货价格具有趋同性。传统套期保值策略的操作非
常简单：建立与现货头寸相等、方向相反的期货合
约，也就是套期保值比率为一1。如果现货价格与期
货价格成比例变动，一个市场的盈利将会弥补另一
个市场的亏损 ，那么价格风险将会减少至零。然而，
事实上期、现货价格波动受到同一经济因素影响的
程度并不相同，我们常常可以观察到期货价格的变
动要大于现货价格的变动，也就是说，基差(期货 与
现货的价格之差)是变动的。
Workings(1962)提出了基差逐利型套期保值
策略，认为套期保值的核心不在于能否消除价格风
险，而在于能否通过预期基差的变化来谋取利润 ，
或者说通过发现期货市场与现货市场之间的价格
变化来寻找投机获益的机会。因此，在这种意义上 ，
套期保值实质是对基差进行投机，只有当套期保值
者认为有获利机会时才会进行套期保值 ，最佳套期
保值比率为 】或是0。
如果期 、现货价格的变动不完全一致 ，传统套
期 保 值策 略 下 的价格 风 险将 不会 减 少至 零 。
Johnson(1960)提出最小方差套期保值 比率 ，并用
此来代替传统套期保值比率。最小方差套期保值策
略与传统套期保值策略都强调风险的减少，不同的
是最小方差套期保值策略并不作出有关基差变动
的天真假设，而是事先假定使得套期保值组合收益
方差最小的h ，其表示为：
^=一cov(R,， )／var( ) (1)
其中，兄表示为现货头寸的收益 ，兄表示为期
货头寸的收益 ，负号意味着多头套期保值需要做空
期货合约。实际上， 通常由现货头寸收益和期货
头寸收益(历史数据获得 )的线性回归得到。Witt
(1987)在Johnson(1960)的研究基础上提出OLS最
小套期保值模型：
DS,=a+flDF,+e (2)
其中，DS 表示现货大豆t周的复利收益率 ，D
表示期货合约t周的复利收益率 ，／3为最小方差套
期保值比率 的估计量 ，et表示随机误差项。最小方
差套期保值的有效性(E)是通过风险减少程度来
衡量的，可以用套期保值组合收益方差减少量除以
未套期保值头寸收益的方差来表示：
Var(U)一Var(H) Far(H)
Far(U) Var( 、 (3)
其中，Far( )表示未套期保值组合收益的方
差 ，Far(H)表 示 套 期 保 值组 合 收 益 的 方差 。
Edefington(1979)指出 等于OLS简单线性回归的
复合判定系数 。鉴于R 是相关系数的平方 ，则期
货价格变动和现货价格变动的相关程度越高，期货
合约作为现货套期保值工具的有效性就越强。在本
文中，我们假定套期保值的目的是为了减少风险，
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宏观锃济研完2012年第5期
因此以投机为目的的套期保值策略不予考虑。
三、数据说明与研究方法
(一 )数 据 选取 与处 理
本文采用2004年9月至201 1年6月的期货和现
货数据对大连商品交易所黄大豆 1号进行了套期保
值分析，现货数据来自于布瑞克农产品期货网，期货
数据来 自于wind数据库。
我们在选取期货数据时遵循了以下原则：在分
析套期保值持有期效应时，选择近月交割的期货合
约价格。在设定合约交割月前一个月的最后一个周
五为套期保值结束 日，从而保证套期保值结束 日距
合约交易 日距离大致相同的基础上 ，我们分别对 1
周至5周的套期保值期进行了分析。在分析合约的
选择对套期保值比率和有效性影响时，只考虑了周
套期保值和月套期保值两种情况，并选择距离交割
月分别为0至 11个月的期货合约进行了分析，合约
交割月前一个月的最后一个周五为套期保值结束
日。在分析套期保值到期效应时，将套期保值结束 Et
距合约最后交易日的距离作为研究变量，分别研究 1
周 、2周和3周的套期保值到期效应。本文所有的价
格序列均采用对数形式。
(二)影响套期保值比率和有效性的因素
最小方差套期保值比率模型只给出了对冲现货
头寸所需要的期货头寸，并没有说明套期保值的期
限长短。同时，大豆期货合约有 1月、3月、5月、7月、9
月、1 1月共6个品种，究竞选择哪一种合约能够达到
最佳的结果，最小方差套期保值模型也没有给出答
案。根据上述情况，我们主要探讨以下内容：套期保
值期长短对套期保值比率和有效性的影响；套期保
值结束 日距合约最后交易 日距离的长短对套期保值
比率的影响；期货合约的选择对套期保值有效性的
影响；最小方差套期保值比率的稳定性。
1、套期保值的持有期效应
套期保值持有期效应是指套期保值期限越长，套
期保值比率越大且逐渐趋于1，同时套期保值有效性
增强。很多学者已经通过对不同期货品种的研究，发
现套期保值期限对套期保值有效性确实有显著的影
响。期、现货市场的相关程度取决于套利行为未发生
前期货价格偏离于均衡价格的程度，套利活动会逐渐
纠正这种偏离状态，基差风险逐渐减少，市场也会逐
渐趋于有效。因此，套期保值的有效性会随着套期保
值期限增加而增加， 会逐渐增加并趋向于1。本文将
通过(2)式来比较不同套期保值期限下的 和 值并
检验我国大豆套期保值是否存在持有期效应。
2、套期保值的到期效应
套期保值的到期效应是指套期保值结束 日距合
约最后交易日距离越短，套期保值比率越大且趋近于
1。由于期货和现货价格的均衡关系只有在合约到期
时才存在，二者的价格偏离程度会随着合约的到期越
来越小，并且最小方差套期保值比率越来越接近于
1。相反，实际中随着合约的到期，套利活动在不断变
化，因此基差风险并不会随着合约的到期而缩小。
我们采用带有虚拟变量的多元回归模型来分
析，(4)式为套期保值期限分别为1周、2周、3周的多
元回归方程模型：
DS,=a+b0·D ·D0+6l·D ·D J+62·D ·D2+⋯ +
b ·D ·D +已 (4)
其中，DS,表示现货大豆t周的复利收益率，D
表示期货合约t周的复利收益率，a表示截距项，bl表
示为距到期还有i个周的最小方差套期保值比率，e
表示随机误差项，D 表示距到期还有i周 ，且D产1，0
为其他值(套期保值期限为 1周时，i=0，1，2，3，4，5，
6，7，8；套期保值期限为2周时，i=0，2，4，6；套期保值
期限为3周时，i=0，3)。
3、套期保值的合约选择
合约选择是套保者所需要考虑的重要问题。不
同交割月的期货合约价格所包含的市场信息以及对
市场信息反应的灵敏度不同。一般而言，近月交割合
约价格对市场信息作出的反应较准确，期、现货价格
的相关性较大，套期保值效果较好，但主力合约对市
场的反应往往较非主力合约快。我们通过(2)式来检
验不同合约的选择是否对套期保值比率和套期保值
有效性有显著的影响。
4、套期保值比率的稳定性
如果基差的变动很大程度取决于套利者的行
为，并且套利策略的变化也会导致最小方差套期保
值比率不断地变化。因此，检验 的大小及其稳定性
对于实践操作的指导尤为重要。常用于检验套期保
值效果稳定性的方法有两种：第一，相对于估计出整
个样本区间的套期保值比率，可以将样本区间以年
宏巩锃济研 2012年第5期
为单位，划分为多个时间段的子样本，估计出每一时
段内的最优套期保值 比率并检验其稳定性。本文中
我们从2004年的9月到2011年6月，以年作为单位，
分别估计 每年的 和尺 ，并对回归结果进行比较。
由于样本数据有限，该方法只适合于1周和2周的套
期保值策略。第二，可以通过展期的方法获得最小方
差套期保值比率并检验其稳定性。我们先对前i个观
测值进行回归并得出一个套期保值比率，然后去掉
第一个观测值 ，再向后展开一个观察值并估计出第
二个套期保值比率，以此类推得到一个关于套期保
值比率的样本，最后采用ADF方法来检验套期保值
比率的稳定性。由于回归样本量的大小会影响到检
验的结果 ，我们采用4周 、8周和13周的样本量进行
单周套期保值，采用8周、l2周样本量进行双周套期
保值，采用12周样本量进行3周和4周套期保值。
四、实证研究结果
(一)套期保值策略的比较
表1为不同套期保值策略下的风险减少的程
度。第一部分为未套期保值组合收益均值、标准差；
第二部分为传统套期保值策略下的组合收益、标准
差和风险减少程度；第三部分为最小方差套期保值
策略下的组合收益、标准差和风险减少程度。
传统的套期保值策略在1周和2周套期保值情况
下，风险减少百分比为负，说明l：1的套期保值比率不
仅不能起到对冲风险的作用，反而加大了企业的风
表1 我国大豆期货套期保值策略有效性比较
套期保值期限 1周 2周 3周 4周 5周
未套期保值组合：
收益均值 0．0040 0．0081 0．0050 0．0081 0．0075
收益标准差 0．0202 0．0309 0．0405 0．0496 0．0589
传统套期保值组合：
收益均值 -0．0011 O．0oo4 -0．0099 一O．oo30 -0．0024
收益标准差 0．O2l9 0．0328 0．0361 0．0392 O．O402
风险减少百分比 -0．O818 -0．0603 0．1090 O．2l1O 03l85
最小方差套期保值组合：
收益均值 O．ool8 0．0046 -0．OO38 O．Oo05 -0．Ooo3
收益标准差 O．O181 0．0266 0．03l5 0．0357 0．0384
风险减少百分比 0．1040 O．1378 0．2234 0．2802 0．3478
表2 套期保值有效性——持有期效应
套期保值
期限 系数标准差 TO T1
比率(h‘)
1周 0．4227 O．1365 3．0956⋯ 一4．226r” 0．1972
2周 0．4508 0．1228 3．6699⋯ 一4．4709⋯ 0．2567
3周 0．5905 O．1l65 5．0667⋯ 一3．5l33⋯ 0．3969
4周 0．6822 0．1】32 6．0234⋯ 一2．8052⋯ 0．4819
5周 0．7932 O．1092 7．2581⋯ 一1．8914 0．5746
注：TO表示原假设为h=0时的统计量t值，T1表示零假设为
h=l时的统计量 t值，“ 、“ 书”分别表示在5％、1％的
显著性水平下拒绝零假设。
险。最小方差套期保值策略下风险减少的程度明显大
于传统套期保值策略下风险减少的程度，说明最小方
差套期保值策略要优于传统套期保值策略。
(二)套期保值的持有期效应
关于套期保值持有期限的选择，也就是套期保
值期限是否对套期保值比率和有效性有明显的影
响。表2列出了对(2)式进行回归的结果，我们发现：
1、大豆最优套期保值比率小于l。除了5周套期
保值以外 ，1周至4周的套期保值比率都显著小于 1，
这说明套期保值者在套期保值过程中面临基差风
险，使得最优套期保值比率偏离1。如果采用传统的
1：l套期保值策略将会面临更大的风险，这一点从表
1中也可以看出来，1周和2周的套期保值组合收益
的标准差比现货头寸收益的标准差要大。
2、大豆套期保值存在持有期效应。由表2可以
看出，随着套期保值期的增加，套期保值比率逐渐增
加并趋于 1，同时套期保值效果也更加明显。这一结
论支持大多数文献结论，但与王骏、张宗成 、赵昌旭
(2005)的研究结论相反，他们认为大豆期货市场非
常有效，不同期限套期保值的效果没有显著性差别。
而我们考虑套期保值时间越长，期货价格在套利活
动的驱动下所作出调整的可能性越大，期货价格与
理论价格的偏离程度越小，基差风险也就越小。对于
1周的套期保值 ，风险减少程度只有20％；当套期保
值期增加至5周时，风险减少了一半。因此，对于大
豆套期保值者而言，要想达到较理想的套期保值效
果，选择60％左右的套期保值强度进行3周以上的
套期保值是比较理想的。
3、在样本数据的选取上，本文的方法更加符合
91
宏观谨济研宏2012年第5期
实际情况。大多数学者采用的是近月交割的期货价
格或是加权平均价格，而我们在数据选取时考虑了
套期保值的到期效应，选取的是近月交割合约前一
个月的最后⋯一个周五的期货价格。从实证分析的结
果上看，5周套期保值比率达到了0．8，风险减少了一
半 ，而从现有文献中得知，大豆套期保值效果仅在
30％左右 ，这说明忽略套期保值的到期效应将可能
低估期货市场的套期保值功能。
(三 )套期保值的到期 效应
关于套期保值的到期效应，也就是套期保值结
束日距合约最后交易 日的距离是否对套期保值比率
有影响。表 3列出了通过(4)式回归的结果，我们分
别对 1至3周套期保值情况下的到期效应进行了分
析，结果发现：
1、正如我们所预期的，随着合约到期 日的临近，
套期保值比率的变化非常大。尽管在理论上套期保
值比率会随着合约的到期而趋于 1，但在大豆市场并
非如此。由于期货参 者的不同预期，套利活动在合
约到期前不断变化，使得期货和现货价格发生背离，
因此，最小方差套期保值比率并非明显连续趋于1。
2、财于 1周套期保值而言，距合约最后交易 日
为偶数周的套期保值比率平均大于距合约最后交易
14为奇数周的情况。距最后交易 E1为0周、2周、4周
和6周的最小方差套期保值比率要大于距最后交易
14为l周 、3周 、5周和7周的情况。这一现象很难解
释，我们暂称之为“套保比率的交替现象之谜”。
3、对于2周和3周的套期保值而言，随着合约交
割 H的临近，套期保值比率的变化明显，但都不趋近
于 l。由此可见，我国大豆期货套期保值策略并不存
在到期效应。
(四)合约选择
考察期货合约的选择 ，也就是分析选择不同交
割月的合约是否对套期保值比率和有效性有明显的
影响。表4是通过(1)式得到的回归结果，我们分别
埘周套期保值和月套期保值两种情况下的合约选择
进行了分析。正如所预期的，选择不同的期货合约进
行套期保值，套期保值比率和套期保值有效性有明
显的不同。但是，并非近月交割合约的有效性强于远
月交割合约的有效性。距合约到期1个月的周套期
保值有效性(0．1972)小于距合约到期2个月的周套
期保值有效性(0．3197)，这种现象是 由于期货合约
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表3 最小方差套期保值比率——到期效应
套期保值期限 距合约最后交易日的周数K h’ T1
1周 K=0 0．4248 —3．3069⋯
K：l 0．1882 一6．6762⋯
K=2 0．4384 一4．084r“
K=3 0．2348 一7．9567⋯
K=4 O．3463 一7．6818⋯
K=5 0．2830 一7．4l02⋯
K=6 0．3991 一3．6856⋯
K：7 0．3228 一7．0989⋯
K=8 0-3007 一7．8733 ‘
R O．1856
样本观测值 355
2周 K=0 0．5023 —3．4458⋯
K=2 0．4736 一4．3567⋯
K=4 0．5Ol7 一5．7257⋯
K：6 0．3547 ～3．5828⋯
尺 0．3064
样本观测值 l51
3周 K．I1 0．5946 —3．3267⋯
K=3 0．6626 一3．5877
R 0．48l6
样本观测值 81
注：K表示套期保值结束日距合约最后交易 日的周数，Tl
表示零假设为 =^l时的统计量t值 ，“料”、“ 分别表
示在 5％、l％的显著性水平下拒绝零假设。
受亲睐程度不同，主力合约的成交量大于非主力合
约。因而，我们以距合约到期月份数为变量得到的套
期保值比 具有随机性。
(五)套期保值比率的稳定性
我们另外关注的一个焦点是大豆套期保值策略
中套保比率的稳定性。对于套期保值比率稳定性的
检验，我们利用(1)式进行逐年回归，得到表5的结
果。可以看出，最小方差套期保值比率随时间而变
化，对于单周和双周套期保值，最小方差套期保值比
率显著小 于 1，单周年 最小方差套 期保值 比率
在一0．11至0．4l间变动，双周年最小方差套期保值比
率在一0．01至0．51之间变动。因此，套期保值比率显
示了很大的波动性。
另外，我们发现套期保值的有效性也在随时问
变化。由于早期的交易量不明显 ，在2007年以前套
宏巩锯济研 2012年第5期
表4 最小方差套期保值比率及有效性——合约的选择
周套期保值：
距合约到期月分数 h T1
M=0 0．6783 0．3873 —2．3539
M=1 0．4228 0．1972 —4．226l⋯
M=2 0．6173 0．3197 —2．6542⋯
M=3 0．384l 0．163l 一4．4209⋯
M=4 0．6095 0．3402 —2．8734⋯
M=5 0．4783 0．17l2 —3．0958⋯
M=6 0．3098 0．1403 —5．6208⋯
M=7 0．349l 0．1427 —4．7494⋯
M=8 0．5799 0．3346 —3．2076⋯
M=9 0．4009 0．1949 —4．59lO⋯
M=10 0．5572 0．299l 一3．2420⋯
M=ll 0．3749 0．1702 —4．7158⋯
月套期保值：
距合约到期月分数 h R T1
M=0 0．7387 0．6472 —2．9914⋯
M=l 0．3709 0．3l06 —7．0l65⋯
M=2 0．7366 0．5960 —2．7l31“
M=3 0．3667 0．2829 —6．7738⋯
M=4 0．7524 0．5927 —2．4794”
M=5 0．4086 0．3l38 —6．1131．“
M=6 0．8792 0．5657 -0．9792
M=7 0．2343 0．2173 —10．7514⋯
M=8 0．7551 0．6061 —2．5l29
M=9 0．41 10 0．3265 —6．2321”
M=l0 0．7745 0．6259 —2．3515”
M=ll 0．4126 0．3227 —6．1377⋯
注 ：M表示距合约到期的月份数 ，T1表示零假设为 =1时的
统计量t值，“ 、“ 分别表示在5％、1％的显著性
水平下拒绝零假设。
期保值效果都非常弱，没有超过 15％。近几年套期保
值效果明显好于早期的套期保值，2008年下半年至
2009年上半年单周套期保值效果 达到 50％(R =
0．5714)，双周达到7O％(尺 =0．7123)。由于2004年下
半年和2007年下半年大豆市场受到冲击，使得噪音
交易者对市场缺乏信心，另外，在市场的复苏过程中
大量小的经纪公司、个人和分析师没有参与交易，使
得市场价格低迷。市场的弱效应导致套利活动开始
在市场中活跃，从而使得基差大幅波动，因此在随后
的一段时问内套期保值有效性下降，2005年单周套
期保值有效性仅为3％(R2=0．0302)，双周套期保值有
效性仅为5％(R2=O．0560)，2009年单周套期保值有
效性仅为3％(R2=0．031 1)，双周套期保值有效性仅为
5％(R2=O．0084)。之后，伴随着交易者信心的增强，市
场逐渐恢复正常波动，2007年套期保值有效性达到
30％。由此可见，大豆套期保值策略的有效性受大豆
市场价格波动的影响较大，并且具有趋势性。
表5 套期保值比率的稳定性——年套期保值比率
周套期保值：
年度 h 系数标准差 R
2004．9— 20O5．8 0．1928 0．O8 1 l 0．1034
20o5．9-一2oo6．8 0．1080 0．0874 0．0302
2oo6．9— 20O7-8 —0．0234 0．1l 28 0．0009
2oo7，9— 2OO8．8 0_35l7 0．0824 0-27lO
2oo8．9— 2oo9．8 0．6266 0．0775 0．57 1 4
2009．9— 2Ol0．8 —0．2836 0．2262 0．03l1
20lO．9— 2Ol1．6 O．1077 0．0623 0．0694
两周套期保值：
年度 h 系数标准差 R
2004．9～ 2005．8 0．1995 0．1007 0．1405
20o5．9— 2006_8 O．1775 0．1520 0．0560
2o06．9— 2007．8 0．1202 0．1723 0．0207
2o07．9— 2008．8 0．4103 0．1337 0．2906
2OH08．9— 20o9．8 0．7748 0．1 027 0．7 1 23
2009．9— 2O10．8 一O．1 266 0．2808 0．0084
20l0．9— 20l 1．6 0．2416 0．1029 0．2345
我们还利用展期的方法对套期保值比率的平稳
性进行了检验。表6列出了通过(2)式回归得到的最
小方差比的ADF检验结果，可以看出，对于所有的套
表 6 最小方差比h 的ADF检验
套期保值期限 回归样本量 观测值 ADF统计量 5％临界值 是否平稳
1周 4(4周) 352 一l2．689 -2．870 是
8(8周) 348 —5．820 -2．870 是
13(13周) 343 —3．803 -2．870 是
2周 4(8周) 175 —7．633 -2．878 是
6(12周) 173 -4．902 -2．878 是
3周 4(12周) I16 -4．858 -2．887 是
4周 3(12周) 87 -7．7l0 -2．896 是
93
宏巩锂湃研 2012年第5期
期保值期限和不同的样本回归量 ，套期保值比率的
时间序列都具有平稳性。尽管从表5中我们发现套
期保值比率具有一定波动性，但从最小方差套期保
值比率的分布上看，仍然存在着固定的均值和方差。
这表明，通过历史的数据回归得到的套期保值比率
仍然可以有效地减少现货头寸的风险。
五、小结
企业有效地运用套期保值策略，可以保证生产、
稳定利润并增加行业竞争力。由于大豆是我国粮食
加ll 企业主要的原材料 ，加之近几年来大豆价格频
繁波动，因而对我国大豆套期保值策略及有效性进
行全面、系统的研究至关重要。
本文通过对 2004年来我国大豆期货合约套期
保值策略的套保比率及有效性研究发现 ：使用大豆
期货合约对大豆现货进行套期保值可以减少现货头
寸的价格风险。即使是 1周的套期保值策略，在 5％
的显著性水平下，其标准差要小于没有套期保值的
策略，而对于较长的套期保值期限，套期保值效果更
明显 。
另外，我们发现样本期内套期保值比率显著小
于 1，如果采用传统的 1：1套期保值策略将会面临更
大的风险，1周和2周的套期保值组合收益的标准差
比现货头寸收益的标准差要大。套期保值比率随着
持有期的增加而增加并逐渐趋于 1，同时套期保值效
果也随着套期保值期限的增加而增加，由此说明我
国大豆套期保值存在持有期效应。
我们还发现套期保值比率会随着合约到期 日的
临近不断变化。对于 1周套期保值而言，距合约最后
交易 日为偶数周的套期保值比率略大于距合约最后
交易日为奇数周的情况，这一有规律的现象很难解
释，我们称之为“套保比率的交替现象之谜”。对于2
周和3周套期保值而言，随着合约交割 日的临近，套
期保值比率的变化也很大，但是都不趋近于 1。由此
可见，我国大豆期货套期保值并不存在到期效应。
当考察选择不同的期货合约进行套期保值时，
套期保值比率和套期保值有效性有明显的不同，但
近月交割合约的有效性并不强于远月合约。最后，本
文使用逐年套期保值的方法来检验套期保值比率的
稳定性，同时采用ADF方法直接检验套期保值比率
的时间序列平稳性。结果发现，套期保值比率随着时
问而变动，尤其在2004年和2007年之后，大豆期货
市场处于弱效应市场，套利活动的进入使得大豆基
差波动变大，套期保值效果减弱，但同时使得大豆期
货市场更加有效。通过展期所获得大豆套期保值比
率的时间序列具有平稳性，因此从长期来看，大豆套
期保值比率存在着固定的均值和方差，样本期内人
豆期货合约作为对冲现货价格风险的 具具有一定
的有效性 、
注释 ：
①由于受不利天气影响，美国大豆期货价格在2003年8
月至2004年4月问上涨96％，我国加工 业在没有使用任何
套期保值工具的情况下累计‘抢购了800多万吨大 ，之后旧
际期货市场大豆价格突然回落，至2004年底圈际大豆价格下
跌 50％，这是第一次大豆风波；2007年，伴随着以“增加乙醇
生物燃料添加比例和减少石油进 口”为主要内容的美 《能
源法案》的 台，国际市场大豆玉米等粮食开始新一轮涨价，
这是第二次大豆风波。
②Ederingto提出的最小方差套期保值比率在数值 } 等
于现货价格变动对期货价格变动做简单线性 l口】归后的参数 ，
在实证分析中，常用回归模型直接求得最小方差套期保值比
率。
③如果套期保值比率是稳定的，采用较大样本量进行回
归后得到的套期保值效果要优于较小样本量的情况(从统计
上来看，回归样本量越大，模型的拟合效果越好)，Malliaris和
Urrutia实证得出回归样本量的大小对套期保值效果没有显
著性影响，也就说明套期保值比率不具有稳定性。
④套期保值的有效性是指风险减少的程度，在数值 I 近
似于现货价格变动对期货价格变动进行L口j归后得钊的削定
系数的平方。但是 ，对于较为复杂的回归模型 寿，用判定系
数来衡量套期保值 的有效性会产生较大的偏差 ；其次 ，在
大多数相关的文献 中，采用这四种套期保值模型得到的结
果相差不大。因此，在本文中采用最简单的OLS片法进行回
归分析。
⑤基差表示现货价格 与期货价格的差 ，基差风险是指
由于基差变动引起套期保值效果不确定性所产生的风险。
基差存在的一个主要因素在于期货市场价格的不均衡 ，其
表现为期货价格与理论价格 的背离 ，这种背离会引起大量
的套利活动，从而推动期货价格和现货价格在合约到期时
相等．、
参考文献 ：
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责任编辑 徐敬东
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(作者单位：东北财经大学金融学院、江苏锦泰
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责任编辑 徐敬东
