中國期貨市場價格發現功能的實證研究論文
【摘要】為判斷中國塑料期貨市場的價格發現功能，選用大商所上市的LLDPE和PVC品種為研究對象，在VAR模型下利用Johansen方法研究合約期貨、現貨價格之間的協整關系進行檢驗。結果顯示，LLDPE和PVC分別在在距最后交易日兩月和一月內，期貨價格和未來現貨價格具有一個協整關系同時也滿足系數向量約束，表明該期貨市場能發揮價格發現功能的。然而由LR值知，價格發現功能尚未充分發揮，其進一步發揮，需要政府和市場參與者的共同努力。
【關鍵詞】塑料期貨；價格發現；Johansen協整檢驗；LR
一、引言
中國期貨市場經過幾十年的發展，已逐漸成為中國金融市場中重要的組成部分。期貨市場在現代經濟中的舉足輕重的地位，基于其具有現貨市場不可替代的兩打基本經濟功能，即價格發現和風險轉移。其中，價格發現功能表明，從理論上，期貨市場具有發現現貨價格及變動趨勢的功能，從而能指導市場參與者的生產，經營或投資。
20xx年7月和20xx年5月，大連商品交易所分別先后推出LLDPE和PVC這兩個塑料期貨合約，標志著中國塑料市場體系在余姚塑料現貨等市場建設的基礎上邁出了新的步伐。隨著塑料期貨逐步走向成熟，在完善國內塑料市場體系，幫助企業套期保值，期貨價格成為行業的重要參考等方面發揮了重要作用。得益于中國塑料的高速發展，中國塑料期貨市場后發居上已躍居全球第一。
在中國塑料期貨市場發展的過程中，塑料期貨市場的價格發現功能發揮得如何是理論界和實踐界關注的重大問題。本文主要對塑料期貨的兩個品種LLDPE和PVC期貨價格和未來現貨價格在VAR模型上對塑料期貨的價格發現功能進行實證檢驗。
二、價格發現基本原理及模型
發現功能并非期貨市場所特有的，但在價格發現上期貨市場有其特有的優勢，故人們普遍認為價格發現是期貨市場的基本功能。
期貨市場價格發現功的本質取決于新的信息是首先反映到現貨價格的變化上還是期貨價格的變化上。與價格發現程度密切相關的主要是市場競爭程度、信息完全程度以及交易者的理性程度[1]。一般來說，在公開競價機制下，期貨市場參與者越多，競爭程度越高，則市場上的信息相對越多，完全程度越高，從而期貨市場的價格發現功能越能有效發揮。
Hodrick和Hansen（1980）提出基于回歸的簡單市場效率假說，對于的期貨市場的效率是指期貨價格反映市場上已有的信息，并且是對未來現貨價格的無偏估計[2]，這與本文的的期貨價格發現功能表現是一致的'。據此，在實際檢驗中使用下式：1 0 1 t tS=+F+tb b e+（1）式中，Ft為到期日是t+1的期貨合約在t時的期貨價格，St+1為t+1時的現貨價格，β0，β1是系數項，εt為隨機干擾項。
根據上式，價格發現的檢驗的關鍵是：首先Ft和St+1必須具有長期均衡關系，即協整關系，進一步地，（β0，β1）應接近（0，1），可以根據接近的程度判別價格發現功能。
在后來的完善過程中，Shen（1990）等認為，利用傳統的方法檢驗無偏性是有效的前提是價格序列滿足平穩性[3]。由于眾多研究表明期貨價格序列和現貨價格序列非平穩，直接采用OLS方法會產生偽回歸。為解決非平穩在價格序列中存在的問題，Engle（1987）提出了協整這個概念，然而，缺乏對參數的嚴格推斷是該法的不足之處，并且對參數的推斷正是期貨價格無偏性檢驗的核心[4]。不同于Engle提出的方法，Johansen以極大似然方法推導出一個有效的統計推斷工具來進行協整檢驗以及參數檢驗。因此，目前理論認為，Johansen方法比較適合用于來檢驗期貨市場的價格發現功能及其市場效率[5]。
進一步地，早期的無偏性檢驗認為β0應等于0，然而Ying-Foon-Chow（1988）對該假說提出質疑，認為期貨價格則并非未來現貨價格的預期值，因為市場參與者若為理性預期者，兩者之差合約為觀察到的風險價值，同時期貨的交易費用并非少到可以忽略。在風險溢價框架下，張小艷（2005）認為，α不必等于0，因為可能風險溢價的期望值可能不為零，也可能是因為逐日盯市費用非零。檢驗的關鍵是（1）中期貨價格系數β1在統計上與1無異，從而風險溢價將是平穩，這樣εt必漸進獨立于Ft和St+1的持久創新[6]。
Johansen檢驗前首先應用ADF法對兩變量進行平穩性檢驗，確定同階單整后進行協整檢驗。Johansen協整檢驗是以VAR模型為基礎的檢驗回歸系數的方法，如（2）所示。VAR模型的確定包括最優滯后期及協整方程五種形式的選擇，它們將直接影響檢驗結果。我們考慮VAR（p）模型。
1
t t 11Y HXpi t i t tiY Y e=?=+∑Γ+Π+（2）其中Xt是確定的d維外生向量，代表常數項和線性趨勢項等確定性項；Yt是待檢協整性的k×1階向量；Γi和Π作為k×k階系數矩陣。（2）式中，ΠYt-1若為I（0）向量，即Y1，t-1……Yk，t-1之間具有協整關系，就能保證ΔYt是平穩過程。系數矩陣Π秩等于協整向量的個數，因此對Yt的協整檢驗變成了對系數矩陣Π秩r的分析問題，這是Johansen協整檢驗的基本原理。同時，系數矩陣∏的秩等于它的非零特征根λ的個數，因此進一步通過對非零特征根λ個數檢驗來檢驗協整關系和協整向量的秩。
實際檢驗中，設0
Johansen采用特征根軌跡統計量和最大特征值統計量來檢驗至多有r個協整協整向量的原假設，r=0，1，……，k-1。
i
+1ln 1-)ntracei rl Tl∧==?∑（（10）max 1ln(1)rl Tl∧+=??（11）協整是市場有效的必要條件，因此需在此基礎上進一步對協整回歸方程參數約束即對協整向量β’=（1，-1）約束在統計水平是否實現進行檢驗。選擇標準似然比檢驗，該統計量如下所示，為私募股權基金，改變單一融資渠道。首先，吉林省相關部門應積極引進高級私募股權管理人才，建立科學的激勵與約束機制，使高級私募股權管理人的報酬與業績相掛鉤，完善私募股權管理人制度，使其行為更加規范。其次，政府在政策上為其創造良好的建立環境，如建立有經驗的財務顧問公司等為企業提供全方位、專業化的幫助。第三，確定吉林省私募股權融資的對象和規模，準確定位需要融資的科技型中小企業，派遣專業人員進行私募融資操作。最后，完善私募股權融資的退出策略，主要包括公開發行上市、售出或并購、股票回購等，重點完善投資回報最高的上市退出方式和私募轉售制度等。
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