白糖期貨市場(chǎng)有效性的實(shí)證研究

王志剛，樊林峰，鄭 適，李 墨

(中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872)

白糖期貨市場(chǎng)有效性的實(shí)證研究

王志剛，樊林峰，鄭 適，李 墨

(中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872)

首先利用PP檢驗(yàn)對(duì)白糖期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性加以檢驗(yàn)，其次用Johansen檢驗(yàn)分析白糖期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格的協(xié)整關(guān)系，再次建立了相應(yīng)的誤差修正模型以考察長(zhǎng)期趨勢(shì)和短期效應(yīng)對(duì)期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)的影響，最后通過格蘭杰因果檢驗(yàn)確定信息在期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的傳遞方向。實(shí)證結(jié)果表明：我國白糖期貨市場(chǎng)是有效的；信息在白糖期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間是雙向傳導(dǎo)的；與現(xiàn)貨市場(chǎng)相比，期貨市場(chǎng)對(duì)于非均衡的反應(yīng)速度更快且反強(qiáng)度更大。

期貨市場(chǎng)；有效性；協(xié)整檢驗(yàn)；因果檢驗(yàn)

一、引 言

中國是世界第二大成品糖消費(fèi)國以及世界第三大原糖生產(chǎn)國。自1992年食糖流通體制改革后，我國的白糖市場(chǎng)就形成了市場(chǎng)主導(dǎo)價(jià)格形成機(jī)制。然而，白糖價(jià)格因市場(chǎng)中諸多因素的共同作用出現(xiàn)了頻繁的波動(dòng)，進(jìn)而加大了相關(guān)從業(yè)者的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。為了滿足企業(yè)和個(gè)人規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)以及用白糖進(jìn)行套期保值的需求，2006年1月6日，鄭州期貨交易所繼1995年國務(wù)院關(guān)閉白糖期貨市場(chǎng)后，再次推出白糖期貨合約。

期貨市場(chǎng)具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避這兩大主要功能，但是如果期貨市場(chǎng)不具有有效性的話，這兩種功能就不能夠更好地得以發(fā)揮。正如Fontenbery和Zapata(1997)曾說過“期貨市場(chǎng)之所以有效，是因?yàn)樗軌驕?zhǔn)確地反映市場(chǎng)參與者對(duì)于供求的期望[1]”，換言之，只有當(dāng)期貨價(jià)格能夠無偏地估計(jì)交割時(shí)的現(xiàn)貨價(jià)格，進(jìn)而使相關(guān)從業(yè)者能通過相應(yīng)的金融衍生品來對(duì)沖風(fēng)險(xiǎn)，減少潛在損失的時(shí)候，這時(shí)的期貨市場(chǎng)才是有效的。具體而言，對(duì)于白糖的生產(chǎn)者(商)而言，如果期貨價(jià)格是現(xiàn)貨價(jià)格的無偏估計(jì)，那么他們就可以根據(jù)期貨價(jià)格所提供的信號(hào)去調(diào)整他們的種植計(jì)劃、市場(chǎng)計(jì)劃以及風(fēng)險(xiǎn)管理計(jì)劃。對(duì)于白糖的加工者(商)和交易者(商)來講，有效的期貨市場(chǎng)可以使他們更好地管理他們的存貨(庫存)以對(duì)沖市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。另外，對(duì)于有效的期貨市場(chǎng)，政策制定者可以鼓勵(lì)合理的投機(jī)和風(fēng)險(xiǎn)對(duì)沖行為，以提高市場(chǎng)的流動(dòng)性和有效性；同時(shí)，政策制定者還可以根據(jù)期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格趨同的特性，更好地對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行指導(dǎo)并制定出更加合理的農(nóng)業(yè)政策。

鑒于此，本文的目的在于檢驗(yàn)我國的白糖期貨市場(chǎng)是否具有上述的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，并確定信息在白糖期貨市場(chǎng)和現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的傳遞機(jī)制。本文余下的章節(jié)構(gòu)成如下：第二節(jié)對(duì)國內(nèi)外有關(guān)有效性理論，有效性檢驗(yàn)的方法以及市場(chǎng)有效性的實(shí)證檢驗(yàn)等方面有關(guān)的文獻(xiàn)加以綜述，第三節(jié)對(duì)本文檢驗(yàn)白糖市場(chǎng)有效性的理論、方法、步驟加以闡述，第四節(jié)列出了相關(guān)檢驗(yàn)的結(jié)果并對(duì)其加以分析，第五節(jié)結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

國外對(duì)期貨市場(chǎng)有效性的研究主要集中于三個(gè)方面。首先，對(duì)期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行一般意義的研究。Garbade和Silber(1983)通過分析發(fā)達(dá)國家的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，耐貯藏商品的期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格具有很強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系[2]。這個(gè)發(fā)現(xiàn)推動(dòng)了對(duì)有效市場(chǎng)假說的研究，研究者們開始將有效市場(chǎng)假說的研究應(yīng)用于期貨市場(chǎng)，并建立了一系列的動(dòng)態(tài)模型來確定期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間的關(guān)系。其次，通過具體的實(shí)證分析，建立一套能夠判斷期貨市場(chǎng)是否具有有效性的方法。Laik和Lais(1991)提出，當(dāng)期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格是隨機(jī)過程時(shí)，期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間的協(xié)整關(guān)系是期貨市場(chǎng)有效的必要條件。但因?yàn)閿?shù)據(jù)來源的不同，價(jià)格水平的不同，期貨種類的不同，以及分析方法的不同，關(guān)于期貨市場(chǎng)有效性的結(jié)論總是不一樣的[3]。最后，研究某一國家的某一特定商品的期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系，也就是對(duì)單一期貨市場(chǎng)的有效性進(jìn)行研究。Wang和Ke(2005)已經(jīng)對(duì)我國的小麥(普麥和強(qiáng)麥)期貨市場(chǎng)和大豆(非轉(zhuǎn)基因大豆)期貨市場(chǎng)的效率進(jìn)行了檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果顯示，我國這兩個(gè)品種的期貨市場(chǎng)是有效的，但并不是完全有效[4]。Mckenzie和Holt(2002)檢驗(yàn)了美國生豬期貨市場(chǎng)、活牛期貨市場(chǎng)、玉米期貨市場(chǎng)和黃豆期貨市場(chǎng)的效率，他們發(fā)現(xiàn)，美國的這些期貨市場(chǎng)在長(zhǎng)期都是有效的，但在短期內(nèi)是非有效的[5]。

國內(nèi)有關(guān)期貨市場(chǎng)有效性的研究主要都是側(cè)重于實(shí)證研究以驗(yàn)證整體的期貨市場(chǎng)以及某一具體的期貨市場(chǎng)的有效性。徐劍剛(1995)率先在國內(nèi)進(jìn)行期貨市場(chǎng)的實(shí)證研究，其運(yùn)用序列相關(guān)檢驗(yàn)和游程檢驗(yàn)的方法研究我國期貨市場(chǎng)的價(jià)格行為，得出綠豆期貨價(jià)格變動(dòng)具有顯著的相關(guān)性、玉米期貨價(jià)格變動(dòng)存在著相關(guān)性而大豆期貨價(jià)格變動(dòng)不具相關(guān)性[6]。鄭適，王志剛(2013)用OLS協(xié)整和誤差修正模型來檢驗(yàn)中國大豆期貨的長(zhǎng)期和短期的協(xié)整關(guān)系。結(jié)果表明中國非轉(zhuǎn)基因大豆期貨市場(chǎng)是有效的,在外生價(jià)格沖擊時(shí)期貨價(jià)格能有效地恢復(fù)原狀?，F(xiàn)貨價(jià)格也跟隨著期貨價(jià)格的改變而變化[7]。王志剛等(2013)又使用Z-A方法、Perron方法、結(jié)構(gòu)突變檢驗(yàn)以及Gregory-Hansen變結(jié)構(gòu)協(xié)整方法，對(duì)大豆期貨和現(xiàn)貨價(jià)格之間是否存在長(zhǎng)短期均衡關(guān)系進(jìn)行重新研究[8]。徐雪，王寧(2014)從期貨與現(xiàn)貨之間的價(jià)格引導(dǎo)關(guān)系、不同期貨市場(chǎng)的價(jià)格引導(dǎo)關(guān)系兩方面實(shí)證研究出發(fā)，并運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、G-S模型、VAR模型等計(jì)量方法，得出國內(nèi)銅期貨市場(chǎng)總體運(yùn)行弱式有效，與國外銅期貨市場(chǎng)保持雙向引導(dǎo)關(guān)系但影響力不強(qiáng)的結(jié)論[9]?；谝陨系难芯浚疚膶⒗肙LS協(xié)整和誤差修正模型作為檢驗(yàn)框架，來檢驗(yàn)我國白糖期貨市場(chǎng)的有效性、有效程度，以及期現(xiàn)價(jià)格之間的信息傳遞機(jī)制。

三、檢驗(yàn)方法

本文關(guān)于期貨市場(chǎng)有效性的零假設(shè)主要分為兩個(gè)部分，第一部分是期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格的長(zhǎng)期均衡關(guān)系應(yīng)如方程(1)所示，即期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格應(yīng)存在協(xié)整關(guān)系。因此我們?cè)诘谝徊津?yàn)證期貨市場(chǎng)有效性時(shí)，只需檢驗(yàn)期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格是否存在協(xié)整關(guān)系。(1)式中St是t期的現(xiàn)貨價(jià)格，F(xiàn)t-1是在t時(shí)刻到期后的t-1期(滯后一期)的期貨價(jià)格，εt是誤差項(xiàng)，α是常數(shù)項(xiàng)，β是期期貨價(jià)格的系數(shù)。

St=α+βFt-1+εt

(1)

第二部分假設(shè)檢驗(yàn)是對(duì)協(xié)整方程中的參數(shù)α和β是否符合期貨市場(chǎng)有效性的參數(shù)要求的檢驗(yàn)。即檢驗(yàn)H0:α=0 和β=1；H1:α≠0 和β≠1。如果這兩個(gè)參數(shù)能夠同時(shí)滿足上述的兩個(gè)條件，也就說明期貨價(jià)格完全反映出了所有可獲得的信息，投機(jī)者沒有持久的獲利機(jī)會(huì)，且市場(chǎng)中沒有風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)(Laik 和Lais,1991)。而Wang和Ke(2005)認(rèn)為，在上述兩個(gè)關(guān)于零假設(shè)的限制條件中，β=1更加重要，因?yàn)棣?0很難實(shí)現(xiàn)，即使市場(chǎng)是有效的，α也有可能不等于零。這是因?yàn)棣痢?很可能與風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)無關(guān)，而是與交易成本(例如運(yùn)輸成本)有關(guān)，因此α≠0不能作為證明市場(chǎng)失靈或者市場(chǎng)無效的證明。作者在對(duì)α=0 和 β=1進(jìn)行檢驗(yàn)的時(shí)候，將會(huì)對(duì)比分別檢驗(yàn)，以保證不會(huì)因α≠0顯著而對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行了錯(cuò)誤的解讀。

如果兩個(gè)參數(shù)都未符合上述限制，即使期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格是協(xié)整關(guān)系，那么這個(gè)期貨市場(chǎng)也可能是無效的。McKenzie和Holt(2003)認(rèn)為可能有以下三個(gè)原因?qū)е铝藘蓚€(gè)參數(shù)都不符合限制：首先是期貨市場(chǎng)無效。其次，期貨市場(chǎng)中存在恒定的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，而恒定的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)導(dǎo)致對(duì)t-1期期貨價(jià)格的參數(shù)估計(jì)有偏，其并不一定代表市場(chǎng)無效。最后，市場(chǎng)中的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)隨著時(shí)間的改變而不斷地變化，進(jìn)而導(dǎo)致誤差上升[10]。

對(duì)白糖期貨市場(chǎng)有效性的檢驗(yàn)要經(jīng)過三個(gè)流程。首先，通過PP檢驗(yàn)來確定St和Ft-1這兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)是否是平穩(wěn)的時(shí)間序列，如果是非平穩(wěn)時(shí)間序列則要進(jìn)一步地確認(rèn)其是否為同階單整；其次，在第一步確認(rèn)了St和Ft-1這兩個(gè)時(shí)間序列數(shù)據(jù)同階單整的情況下使用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法來檢驗(yàn)St和Ft-1是否具有協(xié)整關(guān)系；最后，在第二步的基礎(chǔ)上還要通過向量誤差修正模型(VECM)來確定在具有外界沖擊情況下的恢復(fù)機(jī)制，同時(shí)通過格蘭杰因果檢驗(yàn)來確定信息在St和Ft-1間的傳遞，也就是驗(yàn)證期貨市場(chǎng)是否具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)的功能。因?yàn)閰f(xié)整關(guān)系只能說明St和Ft-1這兩個(gè)時(shí)間序列具有長(zhǎng)期的穩(wěn)定關(guān)系，并沒有說明在具有外界沖擊的情況下系統(tǒng)恢復(fù)均衡所需要的時(shí)間以及信息在St和Ft-1這兩個(gè)時(shí)間序列間的傳遞關(guān)系。

四、參數(shù)估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

本文白糖現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)由河南省鄭州市糧食批發(fā)市場(chǎng)提供。筆者從其中選取2008年3月到2014年3月的現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)，因?yàn)檫@一部分的數(shù)據(jù)較為完整，且能夠與期貨價(jià)格形成對(duì)應(yīng)。由于白糖期貨的最后一個(gè)交易日為合約到期月的第十個(gè)交易日，因此，白糖現(xiàn)貨價(jià)格的選取日期為合約月份的第十個(gè)交易日，即選取1月、3月、5月、7月、9月、11月的第十個(gè)交易日的現(xiàn)貨價(jià)格作為St的數(shù)據(jù)。期貨價(jià)格數(shù)據(jù)來自于鄭州商品交易所，時(shí)間間隔和長(zhǎng)度與現(xiàn)貨價(jià)格相同。在本文中，t-1代表一個(gè)月的時(shí)間長(zhǎng)度，因此期貨選取的時(shí)間段為2008年2月到2014年2月。選取具體數(shù)據(jù)的時(shí)期為合約到期前一月的第二個(gè)交易周的周五，即把12月、2月、4月、6月、8月、10月第二個(gè)交易周的周五的期貨收盤價(jià)作為Ft-1的數(shù)據(jù)。

表1是對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格以及期貨價(jià)格進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果，在1%、5%及10%的置信水平上，白糖現(xiàn)貨價(jià)格S與期貨價(jià)格Ft-1的統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值均大于臨界值，所以接受現(xiàn)貨價(jià)格序列中存在單位根的原假設(shè)，也即是說白糖現(xiàn)貨價(jià)格S與期貨價(jià)格Ft-1這兩個(gè)序列為非平穩(wěn)時(shí)間序列。

遵循同樣的邏輯，對(duì)白糖現(xiàn)貨價(jià)格的一階差分序列ΔS和期貨價(jià)格的一階差分序列ΔFt-1也進(jìn)行了PP檢驗(yàn)。從表2的檢驗(yàn)結(jié)果來看，在1%、5%及10%的置信水平上，白糖現(xiàn)貨價(jià)格的一階差分序列與期貨價(jià)格一階差分序列的統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)值均小于臨界值，所以拒絕ΔS序列和ΔFt-1序列中存在單位根的原假設(shè)，即白糖現(xiàn)貨價(jià)格的差分ΔS和期貨價(jià)格的差分ΔFt-1是平穩(wěn)的時(shí)間序列。

以上的檢驗(yàn)結(jié)果表明：白糖現(xiàn)貨價(jià)格S和白糖期貨價(jià)格Ft-1都是一階單整的。這也就意味著，兩者之間可能擁有共同的隨機(jī)趨勢(shì)，即兩者之間可能存在著協(xié)整關(guān)系。接下來利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)法檢驗(yàn)S和Ft-1的協(xié)整關(guān)系。結(jié)果如表3所示，在跡檢驗(yàn)中，23.3524>15.41，Π矩陣的秩為0的原假設(shè)被拒絕，即協(xié)整秩r≠0；2.5458<3.76，Π矩陣的秩為1的原假設(shè)被接受，即協(xié)整秩r=0。最大特征值檢驗(yàn)的結(jié)果與跡檢驗(yàn)相同，20.8066 > 14.07，Π矩陣的秩為0的原假設(shè)被拒絕；2.5458<3.76，Π矩陣的秩為1的原假設(shè)被接受，白糖的現(xiàn)貨價(jià)格S和白糖的期貨價(jià)格Ft-1存在著一種協(xié)整關(guān)系，也就是說白糖的現(xiàn)貨價(jià)格S和白糖的期貨價(jià)格Ft-1之間確實(shí)存在一種長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

接下來就進(jìn)入到有效性檢驗(yàn)的第三步，在使用Johansen的最大釋然估計(jì)(MLE)方法估計(jì)該系統(tǒng)的向量誤差修正模型(VECM)之前，先要確定該系統(tǒng)所對(duì)應(yīng)的VAR表示法的滯后階數(shù)。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示，從結(jié)果可以看出，無論是根據(jù)AIC的值還是根據(jù)BIC的值最優(yōu)滯后階數(shù)都是一階滯后(打星號(hào)者)。

確定了滯后階數(shù)以后，再使用Johansen的MLE方法對(duì)該系統(tǒng)的向量誤差修正模型(VECM)進(jìn)行估計(jì)。結(jié)果如方程(2)和方程(3)所示。

ΔSt=0.477St-1-0.494Ft-2+19.639

(2)

ΔFt-1=1.158St-1-1.2Ft-2-8.088

(3)

在估計(jì)了向量誤差修正模型(VECM)之后，對(duì)VECM模型的殘差是否存在自相關(guān)進(jìn)行了檢驗(yàn)，因?yàn)槿绻錃埐畲嬖谧韵嚓P(guān)，則預(yù)示著模型中可能需要增加滯后階數(shù)。通過拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果得到無論是滯后一期還是滯后二期，都無法拒絕沒有自相關(guān)的原假設(shè)，即接受沒有自相關(guān)的原假設(shè)。

最后，根據(jù)期貨市場(chǎng)有效性的第二個(gè)原假設(shè)，對(duì)長(zhǎng)期均衡方程中的參數(shù)進(jìn)行了限制，并對(duì)施加限制前后的方程做了LR檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，p值為0.28，無法拒絕H0：α=0 和β=1的原假設(shè)。分別檢驗(yàn)時(shí)，α=0在任何置信水平都無法拒絕，β=1在1%的置信水平會(huì)被拒絕，而在5%的置信水平下可以接受β=1的原假設(shè)。

雖然，本文通過協(xié)整方程確定白糖的現(xiàn)貨價(jià)格和白糖的期貨價(jià)格之間存在協(xié)整關(guān)系，但是還不能確定這種長(zhǎng)期均衡的關(guān)系是白糖的現(xiàn)貨價(jià)格引導(dǎo)白糖期貨價(jià)格變動(dòng)的結(jié)果，還是白糖的期貨價(jià)格引導(dǎo)白糖現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)的結(jié)果，也就是說信息在期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格之間的傳遞方向和機(jī)制是不清楚的。此時(shí)，需要用格蘭杰因果檢驗(yàn)來確定期現(xiàn)價(jià)格之間的因果關(guān)系。從表5的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在5%的置信水平下，可以拒絕白糖期貨價(jià)格不是現(xiàn)貨價(jià)格的格蘭杰原因和白糖現(xiàn)貨價(jià)格不是期貨價(jià)格的格蘭杰原因這兩個(gè)原假設(shè)。因此可以得出我國白糖的期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間是相互影響的關(guān)系這一結(jié)論，即信息在兩者之間是雙向流動(dòng)的。

五、結(jié) 論

本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示：我國白糖期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格是非平穩(wěn)的隨機(jī)序列，但是這兩列序列之間具有長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。換言之，期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格的長(zhǎng)期趨同使得人們可以將未來的期貨價(jià)格作為產(chǎn)品在未來的合理預(yù)期價(jià)格從而更好地安排生產(chǎn)、銷售和消費(fèi)行為。不過期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間具有協(xié)整關(guān)系僅僅是期貨市場(chǎng)有效的一個(gè)必要條件，并不是期貨市場(chǎng)有效的充分條件。也就是說，不具有效性的期貨市場(chǎng)其期貨價(jià)格也可能存在協(xié)整關(guān)系。故而，為了證明白糖期貨市場(chǎng)是長(zhǎng)期有效的，本文還通過數(shù)據(jù)檢驗(yàn)驗(yàn)證了在期貨合約到期前，期貨價(jià)格是現(xiàn)貨價(jià)格的無偏估計(jì)，并最終得出鄭州商品交易所的白糖期貨市場(chǎng)是有效率的結(jié)論。

此外，由于我國的期貨市場(chǎng)不是每個(gè)月都有合約，也不是每個(gè)合約都很活躍，投資者往往在6個(gè)月前就已經(jīng)移倉，筆者接下來將會(huì)針對(duì)不同滯后期的期貨價(jià)格進(jìn)行更加分充的比較分析，以確定能解釋現(xiàn)貨價(jià)格的最優(yōu)滯后期的期貨價(jià)格，從而更好地指導(dǎo)生產(chǎn)、銷售和消費(fèi)行為。

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責(zé)任編校：張 靜，羅 紅

Empirical Research on the Effectiveness of the White Sugar Futures Market

WANG Zhi-gang，HAN Lin-feng,ZHENG Shi,LI Mo

(School of Agricultural Economics and Rural Development, Ren Min University of China, Beijing 100872, China)

This paper use the PP test for the stationarity of white sugar futures price and spot price data, and then use the Johansen test to analyze the co-integration relationship between futures price and spot price, once again, establish the error correction model to investigate the impact of the long-term trend and short-term on the futures price and spot price change, finally determine the information transfer between futures market and cash market direction through Granger causality test.The empirical results show that the white sugar futures market in China is effective; Information between white sugar futures price and spot price is two-way transmission; Compared with the spot market, the futures market’s response for unbalanced is more rapid and intense.

the future market;effectiveness;co-integration test;causality test

2015-01-28

國家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目(11&ZD052)；中國人民大學(xué)科學(xué)研究基金(中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)專項(xiàng)資金資助)項(xiàng)目(10NXJ020)

王志剛，男，遼寧開原人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)槭称方?jīng)濟(jì)學(xué)、產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)。 樊林峰，男，河南信陽人，碩士研究生，研究方向?yàn)檗r(nóng)村金融。 鄭 適，男，吉林長(zhǎng)春人，副教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)槠谪浥c金融衍生品市場(chǎng)。

F830.9

B

1007-9734(2015)02-0020-05