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1995年以来，我国由过去的大豆出口国转变成了大豆进口国，并且随着国内对油脂和植物蛋白需求的日益增长，对进口大豆的依赖也越来越强。尤其是我国加入世贸组织以后，进口量急剧增长，到2007年年底，进口大豆已占到国内大豆消费的2/3以上。然而，作为全球最大的大豆消费国，我国在大豆的定价上却没有话语权，决定我国豆农每年大豆种植收益多寡的，是远在大西洋彼岸的美国芝加哥大豆期货价格。2006年10月以来，芝加哥大豆期货价格从5.5美元开始回升，到2007年10月每蒲式耳已突破10美元，到今年3月最高达15.59美元，创下芝加哥大豆期货交易历史上的最高记录，随后又出现了持续时间较长的暴跌。警钟已经敲响，如何规避价格异常波动的风险已成为目前我国大豆现货企业面临的现实问题。本文从观察1970年以来全球大宗农产品的价格运行趋势入手，总结了其共性特征，重点考察了2003年5月至2008年3月期间我国大豆现货、期货两个市场的价格运行趋势，并在此基础上对市场价格引导关系进行验证。
一、全球大宗农产品市场价格运行趋势 考虑到数据的连续性及客观性，我们选取具有价格发现功能和国际定价优势的美国期货市场的价格及价格指数作为考察标的。利用路透—CRB商品指数可以追溯20世纪50年代中期以来全球资源性商品价格的变化走势，该指数是路透社和美国商品研究局共同编制的全面反映商品期货市场价格变化的指数，目前被普遍认可和广泛采用。该指数由17种不同的工业与农业商品构成，此外还包括粮食油料指数、软商品指数、能源指数、金属指数等一系列分类指数。 路透—CRB商品指数（1956年—2007年）
相对于广义的大宗商品，全球农产品的波动更为剧烈和频繁。以经济作物为主的软商品在1980年至2000年间的波动幅度高达280个指数单位，而粮食作物在此期间的波动幅度也超出国际商品平均波幅70％以上。21世纪以来，全球大宗农产品价格急剧飙升，截至2007年10月，粮食类大宗农产品较2000年涨幅高达125％。 2．商品价格的波动周期呈现缩短的趋势国际货币基金组织（IMF）将商品价格涨幅和跌幅均超过25%的这样一个波动周期定义为大周期。Cashion与Mcdermott（2002）的研究表明，在20世纪70年代初布雷顿森林体系崩溃之前，大周期出现的频率较低但持续时间较长，在该体系崩溃之后，大周期出现的频率增大但持续时间开始缩短。布雷顿森林体系崩溃前，大周期出现了3次，平均每个大周期持续时间约20年；在该体系崩溃后的30多年里，大周期出现的次数增加至4次，平均每个大周期持续的时间也缩短至3年左右。 商品实际价格波动周期变化趋势
3．２１世纪以来全球大宗农产品价格猛烈上涨我们以CBOT的交易情况为参考，对大豆、玉米和小麦的期货价格走势进行整体判断，这三个品种在进入２１世纪后价格都出现了强劲上涨。其中，大豆价格的上涨非常显著，2001年年初从4.2美元/蒲式耳起步后便开始强劲上涨，尽管在2004年4月达到阶段性的峰值后出现了快速回落，但2006年10月以来大豆市场又迎来了一波急剧拉升的牛市行情，截至2007年年底已超过12美元/蒲式耳。 二、我国大豆市场价格运行特征浅析大豆作为大宗农产品中的重要一员，其市场价格运行特征自然包含了上述三点特征，除去这些共性特征以外，大豆市场的价格运行必然还有其自身的一些特征。本文重点考察了2003年5月至2008年3月期间我国大豆现货、期货两个市场的价格运行特征，同时也参照了这一时期CBOT大豆价格的走势。 大豆市场价格运行趋势（2003年5月—2008年3月）
如图所示，我国大豆现货、期货以及美国大豆期货三个市场价格运行趋势非常相似。连豆期货价格一直高于芝加哥大豆期货价格，每吨价差在500—1500元左右，这是因为美国大豆比国产大豆成本低，价差主要来自进口美豆的海运成本。我国大豆期价和现价也存在一定价差，通常情况下大豆期价略高于现货价格，价差在580元/吨以内，价差主要来自交割仓库的仓储成本。但在特殊情况下现货价格也可能高于期货价格，主要有两种情况：一是近期需求非常迫切，远大于近期产量及库存量，结果使现货价格大幅上涨，高于期货价格；二是预计未来供给会大幅增加，导致期货价格大幅下降，低于现货价格。 由于芝加哥大豆期价在全球大豆市场具有权威的定价权，而国内大豆现货通常有2/3来自进口，且美豆所占比重最大，可以推断，芝加哥大豆期价引导着我国大连大豆期价的走向，而我国大豆期价又引导着大豆现价的走向。 就我国大豆市场价格运行的趋势而言，大致经历了以下四个阶段：2003年8月—2004年3月，价格加速拉升；2004年4月—2006年7月，价格先是加速回落，随后振荡走低；2006年8月—2008年2月，价格先是缓慢攀升，随后加速拉升；2008年3月至今，价格高位回落，加速下跌。 由此可见，大豆的价格运行遵循“缓慢攀升—快速拉升—快速回落—振荡走低”的演变规律，而且变化周期大致是5年。究其原因，主要与大豆自身的生长周期以及美国的销售策略有关。大豆是一年生植物，美国和我国的大豆生长期大致相同，从当年的5月到9月，而当年的10月到次年3月为大豆销售期。为保证美国豆农能够以较高的价格出售大豆，美国大型粮商和各类基金在新豆上市之际往往会在期货市场做多大豆，推动大豆期价上涨。特别是在预期该作物年度将减产的情况下，基金的炒作往往会导致大豆期价迅速拉升。而当3月大豆集中销售完毕以后，基金在期货市场上便会悄然平掉大豆多单，甚至反手做空，造成大豆期价从高位迅速回落。这就是为什么大豆市场价格往往会在3月、4月达到该年度最高点的原因。 我们简单回顾一下2004年美豆在基金“多翻空”操作下暴跌的历史。当时美国基金大肆炒作美豆减产题材，公布虚假研究报告，推动美豆期价从2003年8月每蒲式耳5.4美元快速上涨，到2004年4月最高达10.64美元，创下16年来的新高。当美国豆农成功实现在历史高价将当年大豆销售完毕以后，美国基金开始悄然平掉多单而反手做空，美豆期价应声回落，一个月以后迅速回落了2美元，半年后暴跌至5美元以下。在短短的一年时间里，基金从净多持仓峰值到净空持仓峰值的变化量高达15.7万手。 CBOT大豆期价与基金净持仓量变化（2000年—2007年）
如果第一年市场价格达到一个历史高位，那么随后的两到三年时间价格就有可能振荡走低。这是因为第一年的种植效益大幅提升会刺激豆农在未来将更多的土地用于播种大豆，造成大豆产量连年丰收，价格不断走低。而在种植效益不断下滑的过程中，越来越多的土地从大豆上流走转而种植其他作物，大豆连续减产会使得价格重新缓慢回升，最后一年因预期大幅减产会引发价格迅速拉升。大豆市场价格的运行轨迹就是在这样的供需平衡不断被打破又不断实现新的平衡的过程中周而复始。 三、我国大豆市场价格引导关系实证分析 研究大豆期货市场与现货市场价格的关系，主要就是要解决以下两个问题：第一，期货与现货市场价格之间是否具有某种长期均衡关系，相互间的相关程度如何？第二，期货价格是否对现货价格存在着引导作用？本文首先用相关性分析法检验期货价格和现货价格间是否存在相关性，然后采用ADF单位根检验法来检验期货价格和现货价格的平稳性，在此基础上再采用协整检验法来检验期货价格与现货价格之间的协整性，最后利用格兰杰因果检验来揭示期货价格与现货价格之间的引导关系。 本文采用的数据样本区间为2003年5月至2008年3月，我国大豆现货价格采用的是哈尔滨国产东北黄大豆的每周五报价，数据源于中国粮油商务网，而国内外大豆期价是采用大商所与CBOT大豆期货每周五收盘价，数据从文华财经期货行情分析软件收集得到。 需要说明的是，由于CBOT大豆期货合约交割月份为1、3、5、7、8、9、11,而连豆的交割月份为1、3、5、7、9、11，所以本文统一为1、3、5、7、9、11月份的期货合约作为代表。又由于期货价格在将来的一定时间到期从而难以构成一个连续时间序列，本文采用在两个期货市场上用最近期月份合约连结成连续的期货合约，即在最近期月份进入交割月份后，选择下一个最近期月份的期货合约(之所以取交割月的数据，主要是克服交割月期货价格变动的异常性)。由于国内外期货市场节假日不太一致造成某些交易日没有成交记录，为了保持数据配对，删除了非配对数据，这样得到三个市场的配对数据231个。为了研究方便，将三个价格时间序列表示如下：大连大豆期货价格序列为dcefp，CBOT价格序列为cbotfp，大豆现货价格序列为hebsp。为了减小数据间差异过大造成异方差，我们对各变量取对数，分别记为lndcefp、lncbotfp、lnhebsp。同时，取对数后得到的系数为弹性，更具有经济意义。 1．相关性分析结果 从我国大豆期货和现货市场价格变化趋势看，波动趋势基本一致，波峰和波谷基本对应，但波动幅度出现一定的差异。通过计算两者的相关系数发现，我国期货市场和现货市场大豆价格的相关性较大，相关系数为0.8851。而中国、美国两个期货市场大豆价格的相关性同样显著，相关系数为0.8920。 我国大豆期货和现货市场周度价格变化
中美大豆期货市场周度价格变化
2．协整检验 协整检验要求所有进行协整检验的价格序列必须满足水平不平稳和同阶差分平稳的条件。因此，在对中美大豆期价和中国大豆现价进行协整检验之前，首先要进行价格序列平稳性检验，即ADF检验。 ADF检验结果
从价格序列的水平值检验结果来看，三种价格时间序列单位检验的ADF值均大于临界值，说明各价格序列的水平值不稳定。对各价格时间序列进行一阶差分后再次进行检验得出的结果是，各一阶差分序列单位根检验的ADF值均小于临界值，说明各价格序列的一阶差分稳定。 Johansen协整检验结果
从协整检验结果可以看出，在5％显著水平下的零假设（三个时间序列不存在协整关系）被拒绝说明三者间存在协整关系。第二行的原假设是其中至少存在一个协整向量，而该假设不能被拒绝；第三行中至少存在两个协整向量的原假设也不能被拒绝。这说明三个价格时间序列存在一个长期稳定的协整关系，即长期均衡关系。 至于三者间存在怎样的协整关系，我们采用最小二乘法通过回归分析得到如下结果：LNHEBSP=0.248895LNCBOTFP+0.773005LNDCEFP－0.133999。该式表明，美国大豆期价每变动1％，将引起中国大豆现价变动0.25％；连豆期价每变动1％，将引起国内大豆现价变动0.77％。 3．格兰杰因果检验 Granger因果检验结果
从上表可以看出，只有“LNHEBSP不是LNCBOTFP的Granger原因”和“LNDCEFP不是LNCBOTFP的Granger原因”两个零假设未被拒绝，零假设成立。也就是说，以下四个结论成立：美国大豆期价是中国大豆现价的格兰杰原因；美国大豆期价是中国大豆期价的格兰杰原因；中国大豆期价是中国大豆现价的格兰杰原因，但不是美国大豆期价的格兰杰原因；中国大豆现价是中国大豆期价的格兰杰原因，但不是美国大豆期价的格兰杰原因。 |
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