聚氯乙烯期貨價格與現貨價格傳導關系實證研究

李 燕，何如海，廖宜靜，聶 雷

安徽農業(yè)大學經濟管理學院，安徽合肥，230036

我國是氯堿大國，氯堿業(yè)的代表品種有聚氯乙烯(PVC)，2009年5月25日，PVC期貨在大連商品交易所成功上市，期貨市場具有規(guī)避風險和價格發(fā)現兩大功能。國內學者對期貨價格和現貨價格之間的相互關系進行了廣泛的研究，大都集中于農業(yè)和金屬類的期貨，如小麥、玉米、大豆、銅等,但對化工類的期貨如PVC研究較少。劉風軍和劉勇[1]以農產品大豆為例，對期貨價格與現貨價格的波動關系進行了實證研究。王軍和樊亞利[2]利用ADF單位根檢驗、長期均衡方程等定量方法研究新疆棉花，探究棉花期貨價格如何引導現貨價格的形成。劉鵬和錢峰[3]利用格蘭杰因果檢驗、協(xié)整檢驗等分析方法，證實我國PTA期貨市場已基本具備市場價格發(fā)現功能和一定的價格自我約束機制。李文龍[4]為判斷中國塑料期貨市場的價格發(fā)現功能，在VAR模型下對期貨、現貨價格之間的協(xié)整關系進行檢驗，發(fā)現價格發(fā)現功能尚未充分發(fā)揮。馬元元、魏瑤[5]對我國玉米期貨價格與現貨價格之間的關系進行實證分析，發(fā)現玉米期貨、現貨價格之間是雙向Granger因果關系。楊尚君和曹合春等[6]利用Johansen協(xié)整檢驗、ECM模型、Granger因果檢驗等技術分析方法，研究我國銅、鋁、鋅3種主要有色金屬的期貨價格與現貨價格的傳導關系。劉金山和林健涵[7]從一種新穎的產業(yè)模式“期貨+制造”來探究PVC期貨價格的發(fā)現功能。PVC價格的變化，在很大程度上影響著我國相關行業(yè)的生產經營成本，PVC期現價格之間的有效傳導不僅能幫助企業(yè)避險，也有利于產業(yè)鏈上相關行業(yè)的價格穩(wěn)定，因此，如何利用PVC期貨市場進行套期保值，規(guī)避價格風險，穩(wěn)定并提升企業(yè)價值，值得每一位經營管理者認真思考。2011年以來，我國PVC期貨與現貨價格呈現下跌趨勢，行情清淡。本文在此背景下對PVC期貨與現貨價格之間的相互關系進行探索，在其他學者研究的基礎上，探討PVC期貨與現貨價格之間是否具有傳導關系，通過數據分析，得出結論，以期能為生產經營者提供決策參考。

1 研究方法與樣本選取

1.1 研究方法

選取PVC期貨價格與現貨價格樣本數據，建立模型，利用Eviews6.0軟件中的相關性檢驗、單位根檢驗、協(xié)整檢驗、格蘭杰因果關系檢驗、脈沖響應函數、誤差修正模型等方法進行實證分析。

1.2 設立方程

由于本文研究的是期貨價格對現貨價格的傳導作用，因而假設期貨價格是解釋變量，設為FPt，現貨價格是被解釋變量，設為SPt，其他隨機誤差擾動項為εt，為克服分析過程中可能出現的異方差問題，對PVC期貨價格和現貨價格取自然對數，用lnFPt和lnSPt表示，一階差分分別記為DlnFPt，DlnSPt，方程形式如下：

lnSPt=α+βlnFPt+εt

1.3 數據來源

本文期貨價格與現貨價格數據來源于大連商品期貨交易所和生意社網站。期貨價格數據為大連商品交易所提供的PVC主力合約結算價格數據，現貨價格數據為生意社(http://www.100ppi.com/)提供的現貨價格數據，樣本期間為2011年1月1日到2012年12月22日，剔除沒有成交的交易日，得到的樣本容量為657個。

2 實證分析

2.1 期現價格相關性檢驗

相關是指兩個或兩個以上變量之間的變動伴隨關系，PVC期貨價格與現貨價格二者之間的走勢如圖1所示。

圖1 期貨價格與現貨價格走勢圖

由圖1可知，期貨與現貨價格走勢都呈波浪狀，總體波動形勢一致。在波動過程中，期貨價格的波峰和波谷明顯高于和低于現貨價格，期貨價格先于現貨價格的波動而波動，波幅度比現貨價格波幅度劇烈，兩者明顯相關，因此，PVC期貨價格可以作為未來某一時期現貨價格變動趨勢的“晴雨表”，期貨與現貨價格結合緊密。

對PVC期貨價格和現貨價格進行相關性檢驗，得出結果如表1。

表1 相關性檢驗結果

由表1知，現貨價格與期貨價格的相關系數是0.924，兩者在0.01的置信水平程度上顯著相關，具有很強的正相關性，這與圖1是一致的，期貨與現貨價格聯系緊密，價格發(fā)現作用得到體現。以上分析可知，PVC期貨與現貨價格之間高度相關，但PVC期貨與現貨價格是否具有傳導關系要通過協(xié)整檢驗進行判斷。

2.2 單位根檢驗

時間序列通常有不平穩(wěn)的缺陷，在對序列做協(xié)整檢驗之前，要先對序列數據做單位根檢驗，以判斷其平穩(wěn)性。如果一個時間序列的均值或自協(xié)方差函數隨時間而改變，那么這個序列就是非平穩(wěn)時間序列[8]。本文選擇常用的ADF檢驗方法，對lnSP、lnFP、DlnFP、SDlnSP序列進行單位根檢驗，檢驗結果如表2。

表2 ADF單位根檢驗結果

單位根檢驗的原假設是原序列不平穩(wěn)。表2中，將原序列ADF檢驗值與1%、5%、10%水平的臨界值進行比較，均大于三者水平的臨界值，因而接受原假設的PVC期貨與現貨價格序列不平穩(wěn)，即lnSP、lnFP原序列具有單位根。對原序列的一階差分進行單位根檢驗，即DlnFP、DlnSP，檢驗結果表明原序列的一階差分序列不存在單位根，是平穩(wěn)的。綜上所述，非平穩(wěn)序列經過一階差分平穩(wěn)，原序列是一階單整序列。

2.3 協(xié)整檢驗

一些時間序列，雖然它們自身非平穩(wěn)，但某種線性組合卻平穩(wěn)，這個線性組合反映變量之間長期穩(wěn)定的均衡關系，稱為協(xié)整關系[8]。由上述單位根檢驗結果知，lnSPt和lnFPt同是一階單整序列，用lnFPt對lnSPt回歸，即

lnSPt=α+βlnFPt+εt

(1)

(2)

由單位根檢驗結果可知，原序列的一階差分是平穩(wěn)的，lnSP和lnFP這兩個變量都是一階單整序列，因而可對PVC期貨與現貨價格兩個序列進行協(xié)整檢驗。對原序列進行普通最小二乘回歸，得到回歸模型的估計結果如下：

lnSP=1.669484+0.809524lnFP+μt

(13.97) (60.15)

模型在1%的顯著性水平上通過t檢驗，R2為0.846 728，擬合效果較好。由方程知期貨價格每上升1%，現貨價格平均上升0.81%，且兩者變動方向一致。

回歸方程估計殘差序列resid取值如圖2所示。

圖2 殘差序列resid折線圖

對殘差序列resid做單位根檢驗，ADF檢驗結果見表3。

該檢驗的原假設是殘差序列存在單位根，由于檢驗統(tǒng)計量為-2.66,小于顯著水平0.01時的臨界值-2.57，可認為估計殘差序列resid為平穩(wěn)序列，進而得到序列l(wèi)nSP，lnFP具有協(xié)整關系，由此證明了PVC期貨價格與現貨價格之間存在著長期均衡關系。

表3 序列resid的ADF檢驗結果

2.4 格蘭杰因果關系檢驗

上述協(xié)整檢驗結果可知，變量之間存在著長期穩(wěn)定的關系，但協(xié)整檢驗只能證明變量之間存在因果關系，卻不能指出因果關系的方向，因此，用Granger因果檢驗來考察PVC期貨價格與現貨價格的因果關系的方向，探究PVC期貨價格和現貨價格誰起主導作用。格蘭杰因果關系的原假設是被檢驗變量不是因變量的因果關系，如果檢驗的P值小于特定的水平，則認為被檢驗變量構成因變量的因果關系[9]。

不同滯后階數據的Granger因果關系檢驗結果如表4。

由表4得到PVC期貨價格是現貨價格的Granger原因，而現貨價格卻不是期貨價格的格Granger原因，具有單向傳導關系。

表4 Granger因果檢驗結果

2.5 脈沖響應函數

上述Granger因果檢驗表明PVC期貨價格是現貨價格的Granger原因，為了捕捉PVC期貨價格與現貨價格之間全面復雜的動態(tài)關系，關注PVC期貨價格對現貨價格傳導影響的全過程，在VAR估計結果窗口中進行脈沖沖擊效應分析，繪制脈沖響應函數圖，全面反映PVC期現價格之間的動態(tài)影響。脈沖結果如圖3。

圖3中，A圖和D圖顯示的是PVC現貨價格和期貨價格對自身的脈沖響應函數圖，實線表示的是現貨價格和期貨價格受沖擊后的走勢，兩側的虛線表示走勢的兩倍標準誤差。A圖中現貨價格受自身的一個沖擊后連續(xù)2期內是上升的，而從第3期開始緩慢下降；D圖中PVC期貨價格受到自身的一個沖擊，連續(xù)2期內是下降的，從第3期開始趨于平穩(wěn)。B圖顯示的是PVC期貨價格變動一個標準差對現貨價格的脈沖函數圖，現貨價格受到期貨價格一個正向沖擊后，從第1期開始上升并在第10期達到最大；C圖顯示的是現貨價格對期貨價格的脈沖響應，從第1期上升到第2期達到最大，往后趨于平穩(wěn)。B圖和C圖對比分析，可知PVC期貨價格對現貨價格的沖擊作用強于現貨價格對期貨價格的沖擊作用。通過脈沖響應函數圖可以判斷，相對于現貨價格對期貨價格的沖擊而言，PVC期貨價格對現貨價格的影響更為迅速，也更為強烈。

圖3 脈沖響應函數圖

2.6 誤差修正模型ECM

由協(xié)整檢驗結果知，PVC期貨和現貨價格之間存在長期均衡關系，格蘭杰因果檢驗證明PVC期貨價格是現貨價格的格蘭杰原因，所以必定有誤差修正模型的存在，誤差修正模型(ECM)用來描述變量之間短期動態(tài)的非均衡關系，假設兩變量lnSP與lnFP的長期均衡關系為：

lnSPt=α0+α1lnFPt+μt

現實經濟中，實際觀測到的只是lnSP與lnFP間短期的或非均衡的關系，lnSP與lnFP(1，1)階分布滯后形式如下：

lnSPt=β0+β1lnFPt+β2lnFPt-1+μlnSPt-1+εt

(3)

(3)式顯示出當期的lnSP值與當期lnFPt、前一期lnFPt-1、前一期lnSPt-1的狀態(tài)值有關。上文中已知PVC原序列是非平穩(wěn)的，對(3)式變形得：

ΔlnSPt=β0+β1lnFPt+(β1+β2)lnFPt-1-

(1-μ)lnSPt-1+εt

=β1ΔlnFPt-(1-μ)(lnSPt-1-

或

ΔlnSPt=β1ΔlnFPt-λ(lnSPt-1-α0-α1lnFPt-1)+εt

(4)

如果將(4)式模型與lnSPt=α0+α1lnFPt+μt模型進行對應，則(4)式中括號內的項就是前一期的非均衡誤差項。(4)式表明，lnSP的變化以及前一期的非均衡程度決定了當期lnSP的變化程度，因此lnSP的值已對前期的非均衡程度作出了修正，得到PVC期貨和現貨價格的一階差分修正模型，(5)式可以寫成如下形式：

ΔlnSPt=β1ΔlnFPt-λecm+εt

(5)

(4)式中，ecm表示誤差修正項，體現了長期非均衡誤差對ΔlnSP的控制。

用Eviews6.0作回歸方程，加入ecm項，得出估計結果如下：

DlnSPt=0.027DlnFPt+0.0065ecm(-1)-0.0004

方程的解釋變量不是原序列，而是原序列的差分序列，以D表示。本案例估計的ecm值為正，則-λecm為負，使得DlnSPt減少，表明PVC現貨價格和期貨價格存在反向修正關系，誤差修正系數值較小，說明現貨價格回到均衡狀態(tài)的速度較慢。以上誤差修正模型表明，我國PVC期貨市場運行是有效的，短期內，當期貨價格偏離均衡位置時，在反向修正機制下能夠回調。

3 結論與建議

綜合上述計量過程結果可知，PVC期貨和現貨價格之間有傳導作用。短期來看，期貨價格的波動性大于現貨價格，兩者走勢并不完全吻合。誤差修正模型表明，在反向機制作用下，PVC期貨價格對現貨價格起到修正作用；長期來看，PVC期貨與現貨價格之間存在協(xié)整關系，期貨市場在價格發(fā)現中處于主導地位。格蘭杰因果檢驗表明，PVC期貨價格是現貨價格的格蘭杰原因，而現貨價格卻不是期貨價格的格蘭杰原因，表明PVC期貨和現貨價格之間是單向傳導關系。期貨與現貨價格之間的高度相關，PVC期貨可以對現貨起到套期保值的作用。

由以上分析結果，提出相關政策建議如下：

3.1 開發(fā)上市PVC替代期貨品種及相關的期權金融衍生工具

由上文分析結果可知，PVC期貨價格對現貨價格有傳導作用，但傳導作用有限，目前與PVC有關的替代期貨品種較少。由交叉套期保值[10]的原理可知，利用PVC的替代品，選擇與PVC商品不相同但相關的期貨合約進行套期保值，繼續(xù)上市更多石化下游產品，不斷完善石化產品鏈，為企業(yè)提供較為完全的產品避險市場。相關部門可以考慮上市一些PVC的替代品，PVC的替代品有CPVC(過氯乙烯)、TPU(熱可塑性聚氨酯)等。我國目前沒有期權市場，由于金融類產品的高度相關性，相關部門可以鼓勵允許我國開始期權交易，通過開發(fā)PVC期權與期貨品種，實現兩者之間的套利，能更有效地促進傳導作用的發(fā)揮，從而能夠吸引更多的資金進入市場，提高市場的流動性和效率。

3.2 充分發(fā)揮PVC期貨套期保值與價格發(fā)現功能

PVC期貨與現貨價格之間存在長期穩(wěn)定的關系，PVC期貨價格對現貨價格有顯著的傳導作用，相關交易主體可以利用期貨價格預測未來現貨價格，從而合理安排相關的經營活動和生產活動。期貨行業(yè)的發(fā)展需要更多的交易主體加入，而我國對期貨市場的交易者有嚴格的準入限制條件，所以，政府相關部門應配合金融改革，適度放寬期貨市場，使市場更加活躍。

3.3 開拓PVC中下游產品市場，扭轉PVC供過于求的局面

PVC期貨價格是現貨價格的Granger原因，而現貨價格卻不是期貨價格的Granger原因，這可能是由于PVC現貨市場供過于求的局面造成的。目前，與PVC有關的基礎行業(yè)對PVC的需求量是穩(wěn)定的，綜合一些國家對中國PVC反傾銷政策的制定，國內市場積壓了過多的PVC。隨著我國城鄉(xiāng)統(tǒng)籌發(fā)展政策的推進，隨著城鎮(zhèn)化進程的加快，建設新農村過程中對PVC的需求量在未來應是穩(wěn)步增長的，相關部門應抓住機遇，開拓更多的PVC中下游產品需求市場渠道。

參考文獻：

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