郭晨光 贾 萌 熊学萍
（华中农业大学，湖北 武汉 430070）
全球宽松的货币政策以及疫情冲击引发能源价格的供应短缺，2021年国际动力煤、原油、天然气、电气等大宗商品价格全面大幅上涨，年内最高值分别为上年度同期价格的4.7倍、2.1倍、7.5倍和6倍。其中，国际油价突破80 美元/桶，创下近7 年新高。高昂的原材料成本给国际社会带来了巨大的挑战。为保障大宗商品市场平稳运行，国务院常务会议以及相关部委多次强调完善能源价格的市场化形成机制，加强大宗商品期货、现货市场联动监管，维护价格秩序。长期以来，市场对于期货市场的作用存在一定的争议，期货上市究竟对平抑市场价格有什么作用？是否确实是有效的避险工具？上述问题均有待探讨。基于数据可得性、完整性考虑，本文选择期货上市时间长、现货价格数据完整且政策管理和价格波动较为显著的白糖进行研究。
糖与粮、棉、油同属关系国计民生的大宗农产品，其价格波动呈现明显的周期性：价格上涨→生产扩张→过剩→生产收缩。此外，糖价走势与种植面积、国家政策、自然灾害和原油价格等外部因素息息相关。近年来，受疫情冲击、供应链受阻、流动性宽松等多重因素影响，全球大宗商品价格波动加剧，农产品价格受原油价格溢出效应的影响逐渐增强，农产品供需失衡进一步扩大。中央一号文件多次指出，要确保粮、棉、油、糖、肉等供给安全，提升粮食和重要农产品供给保障能力。为此国家采取一系列措施保障食糖的正常供应，2020年，我国对配额外进口糖的进口关税从85%降至50%，纳入自动进口许可管理。2021年3月10日，国家发展改革委和财政部联合发布《中央储备糖管理办法》，明确中央储备糖的轮换频率和比例。这些政策旨在补充食糖供应不足，维护糖价平稳运行。
自2001 年中国加入世界贸易组织（WTO），国内糖价受到国际市场的冲击，制糖企业面临的市场风险扩大，相关企业借助期货和期权市场规避价格风险的积极性增强。为平稳糖价、稳定生产秩序，2006年白糖期货上市，2017年白糖期权上市，上述产品属于期货、期权上市较早的品种，也充分说明了国家对糖业平稳发展的重视。理论上，期货交易有助于调节我国白糖市场供求，减缓市场价格波动，完善白糖相关产品定价机制，从而可以抑制价格周期性波动。但同时，白糖因期权、期货而具有金融属性后，其价格影响因素增加，可能导致市场不确定性增强、价格波动幅度增大的情况。根据联合国粮农组织（FAO）数据，2021年全年食品价格指数平均为125.7，比2020年高出28.1%，其中，食糖价格指数较上年增加29.8%，达到2016 年以来最高水平。在复杂的宏观局势下，包括白糖在内的大宗农产品价格波动剧烈，白糖期货在这过程中究竟扮演怎样的角色？长期或短期内，期货能否准确预测和反映远期的现货价格、发挥平抑现货价格波动的机制作用，又或是增大现货市场波动？本文重点探讨以上问题。
在期货交易对现货价格波动的影响方面，学术界仍存在争议。部分学者支持期货交易不会增加现货价格波动的观点（Chen et al.，2013）。这部分学者认为期货市场的投机活动为现货市场增加了知情的投资者，提高信息流动的质量和速度，增加现货市场的效率和流动性，完善现货市场的定价机制。Kim（2015）通过检验美国期货市场14种农业和能源商品的效率，没有发现投资者破坏大宗商品现货市场稳定的证据，投资者行为反而有助于降低价格波动和提高定价效率，并为商品市场提供更好的流动性。周颖刚和贝泽赞（2021）研究中发现国债期货与现货市场之间存在着非对称波动性联动关系，国债现货相比国债期货具有更强的波动率溢出效应。期货基差的扩大将加剧国债期货市场的波动性。童馨乐等（2022）发现粮食期货市场能够增加粮食现货市场需求价格弹性和降低供给价格弹性，当粮食期货市场足够发达时，粮食现货市场需求价格弹性大于供给价格弹性，现货市场价格波动减缓并趋于均衡。
另一部分学者则认为期货市场会放大现货价格的波动。期货市场的高杠杆率可能会吸引追逐短期利益的非理性投资者，期货价格中的“噪音”将被套利者传递至现货市场，使价格趋于不稳定，在促进流动性的同时扩大股票价差（Subrahmanyam，1991），增加股票市场的波动性（Bae et al.，2004）。鲍建平和杨建明（2004）通过对比发达国家和新兴市场国家利率期货交易对现货市场价格发现效率的影响，发现利率期货在提高现货市场价格发现效率的同时，会增加现货市场的波动率。Robbani &Bhuyan（2005）发现期货交易吸引了大量的理性交易者和非理性交易者，即使市场流动性增强，但非理性交易者带来的不稳定效应超过有益的流动性效应，这使得道琼斯工业平均指数期货引入后，现货波动水平和交易量显著增加。
期货价格与现货价格的引导机制随着投资者结构、市场结构、成本因素、流动性、现货市场规模、品种属性以及制度规则的不同而变化（程安，2021）。大部分文献认为期货价格能够有效引导和预测现货价格。方匡南和蔡振忠（2012）实证发现我国沪深300 股指期货市场与现货市场之间存在相互引导关系，而现货市场的功效相对更大。Armah &Shanmugam（2013）评估自2006年以来美国期货价格预测未来现货价格的效率，结果显示12 种农产品的现货和期货市场是有效率的，大多数商品信息双向流动，且从现货到期货的信息流动较少。陶利斌等（2014）以沪深300 股指期货和现货为例，发现股指期货在信息传递中起着决定性作用，其价格发现功能随时间跨度的增大更为显著。Chander &Arora（2015）研究印度小麦、玉米等农产品的期货交易，检验发现农产品期现货价格的长期均衡关系十分显著，期货市场能够有效协调其价格发现机制。李政等（2016）全面考察三种股指期货与现货的时变特征，在测度所有动态与静态递归样本的过程中，不仅明确股指期货定价的有效性，而且证实期货的价格贡献度高于现货，在市场中居于领先地位。然而，少数学者检验发现现货市场的预测功能更为显著。卜林等（2020）基于静态和动态两个视角，认为原油现货价格是长期弱外生变量，且现货价格的预测贡献度高于期货。
白糖期货与现货价格之间存在长期均衡关系，两市场相互引导且存在双向的格兰杰因果关系（张红星，2010），期货市场在价格发现机制中起主导作用（谢文思，2010），能够显著地预测现货价格（吕亿环和何伟艳，2011）。白糖期货市场对现货市场的波动溢出效应更强，期货交易量对现货市场具有显著的溢出效应，而持仓量对现货市场没有显著的影响（杨晨辉等，2011）。刘晓雪和王沈南（2009）研究白糖现货价格、期货价格和远期价格的联动关系，发现期货和远期价格的联合价格与现货价格形成长期均衡的约束机制，且这种均衡关系会显著影响现货价格。赵一夫（2014）通过考察国内食糖与国际食糖价格的联动性，发现两者的变动趋势高度相似，国内糖价较高且价差仍在不断扩大，国内糖价受国际糖价的影响有限，而主要的影响因素是供需缺口的大小。在金融市场上，收益的方差风险和方差风险溢价反映投资的不确定性和市场的风险厌恶水平。田凤平和杨科（2021）指出白糖期货的方差风险溢价显著为负值且具有时变性，能够预测其未来一定期限内的超额收益。
由上述文献可知，期货对现货价格的波动性影响随着金融市场完善程度、国家政策和宏观调控、计量方法以及样本频度等因素的不同而变化，其方向和大小并未达成统一。尽管众多文献从理论上阐述了期货交易对现货价格波动的影响，也对期货和现货价格关系、白糖期货市场的定价效率进行了一系列实证检验，仍存在以下不足：期货的研究品种集中在股指期货、能源期货以及金属期货上，对农产品期货关注较少；
当前学者们将白糖期货的研究放在期货市场与现货市场的关系、国内与国际期货市场的联动等方面，鲜有文献全面研究白糖期货交易对现货价格波动的影响。基于此，本文从以下几个方面对已有文献进行补充：第一，引入虚拟变量检验白糖期货上市对现货价格波动的影响，并以换手率为外部冲击变量，进一步考察期货交易的影响；
第二，以白糖期货上市的时间点为依据，分别检验期货在短期和长期内对现货价格波动的影响；
第三，全面分析白糖期现货价格走势、波动幅度和因果关系，考察白糖期现货价格的关联性。
在白糖现货交易中，作为买卖双方依据公平自愿的原则协议成交的价格，理论上可以反映出白糖真正的供需关系。实际交易中，受交易区域和方式等多重因素的影响，现货价格有时存在信息不对称、无法达成市场均衡价格等情况，因而产生较大幅度的波动，给买卖双方带来超预期的价格风险。白糖期货上市可以集中大量的市场供求信息，吸引来自生产、流通和消费各个领域的投资者，并根据各自对未来市场的判断，经过激烈竞争形成期货价格，能够较为真实地反映供求状况及其价格变动趋势，有助于校正现货价格的滞后性，合理引导生产和流通，优化资源配置。同时，价格信号也会及时传递给生产者，引导其调整产量，减少生产的盲目性，避免价格巨幅波动。制糖企业也可以根据期货价格的变动趋势决定下一生产周期的生产规模，通过调整市场供给量，使市场供求基本平衡，减缓市场价格的剧烈波动。由此，提出以下假设。
研究假说H1：白糖期货上市不会放大现货价格的波动。
期货价格是市场以当前市场情况对远期供求情况的判断，因此现货价格和期货价格都是价格形成机制中的重要部分，期货价格是现货价格的远期信号，现货价格是期货价格的发现基础，两者之间相互联系，价格的波动是两者共同反映的结果，但归根到底还是市场供求情况的预期和判断。期货市场形成的未来价格信号反映市场主体对未来供求关系和价格走势的预测：一方面，引发期货价格变动的因素同样也影响着现货价格，两者价格走势基本一致，仅在变化幅度上存在差异；
另一方面，期货合约到期后，通过期现套利保证期货、现货价格的趋同性。当期货价格高于现货价格，在无风险的条件下套利者通过买入现货、卖出期货的方式锁定利润。反之，套利者可以以期货市场做多、现货市场做空的交易方式对冲不利因素的影响。由此，两者价格逐渐靠拢。糖农们可以通过期货市场远期月份的合约价格和走势来判断糖料收购价格的高低，并以此来调整糖料种植规模和价格。由此，提出以下假设。
研究假说H2：白糖期货、现货价格走势和波动幅度高度一致，都是供求关系的表现。
白糖期货与食糖现货价格的相互引导关系可以用持有成本理论和便利收益模型解释。白糖期货价格是根据现货价格加上仓储、运输、管理以及各项利息费用加总得到。在现货市场供求失衡时，可以通过期货的仓储过程实现对现货需求的有效调节，从而缓解现货价格波动的幅度。由此，提出以下假设。
研究假说H3：白糖期货价格与现货价格相互引导，互为补充。
（一）数据来源与描述统计
本文的期货价格选取郑州商品交易所白糖期货主力合约结算价，样本时间为自白糖期货上市的2006年1月6 日至2021 年7 月29 日，现货价格选取广西糖网公布的南宁白砂糖价格，样本时间为自该价格保持连续报价的2001 年1 月3 日至2021 年7 月29 日。广西是我国最大的蔗糖生产省份，糖料蔗种植面积、原料蔗和食糖产量均在全国各省份中排名前列，该市场对全国的白糖价格具有较大影响。剔除节假日和个别日期的缺失，共4874组观测值，白糖期货上市前的现货价格单独为1 组。为了消除原始数据的异方差影响，将所选变量进行对数差分处理。
首先对样本数据进行描述性统计分析，结果见表1。白糖期货和现货收益率均值略大于零，整体呈盈利状态，现货收益率序列的波动幅度相对更大，即风险更大。从偏度和峰度结果来看，期货和现货收益率序列的峰度值均大于3，二者分布较为陡峭，为尖顶峰；
偏度系数大于0，为右偏，其均值右侧的离散程度较强。在1%的显著性水平下，J-B 检验统计量均拒绝原假设，证实各序列的分布异于正态分布。因此在GARCH模型的估计中使用t分布。
表1 白糖期货、现货数据描述性统计
（二）期货、现货价格因果影响分析
格兰杰因果检验结果如表2 所示，2006 年1 月6日白糖期货上市后，白糖期货和现货价格的变化互为格兰杰因果关系。这表明期货（现货）的价格有助于解释现货（期货）价格的未来变化趋势，即从统计上白糖期货、现货价格是相互影响的，均是价格形成机制的重要部分，两者之间并不存在单向的引导关系，证实假设H3。
表2 白糖期货、现货价格的格兰杰因果检验结果
（三）现货、期货价格趋势分析
现货、期货价格走势如图1 所示，白糖期货价格与白糖现货价格的走势高度一致，并且呈现较为明显的周期性变化，基本三年一个周期，尤其是2016年前的周期性波动较为明显，主要是因为我国甘蔗宿根种植三年轮换的周期，使得国内的白糖产量呈现“三年增、三年减”的变化趋势，其价格也随着供给的变化而波动。2016年后，通过进口拓展国内供给的来源，并且进口量增加明显，国内白糖增减产对价格的影响减弱，因而周期性的价格波动减弱。因此，从价格的走势来看，不存在期货上市后对现货价运行规律造成影响的情况，决定期货、现货价格的根本因素是外部环境对于供求关系的影响，期现货价格只是供求关系的具体表现，证实假设H2。
图1 2001—2021年白糖现、期货价格走势图（单位：元/吨）
（四）期货、现货价格波动幅度分析
期货、现货价格波动情况如图2 所示，本文对比白糖期货上市前后白糖期现货价格的年波动幅度，可以发现除了白糖期货上市第一年（2006年）的波动较现货波动幅度较大之外，两者的年波动幅度基本一致，不存在期货价格波动幅度明显大于现货价格幅度的情况，并且对比之下可以发现，2011年后白糖期现货价格的波动幅度较之前明显减小，说明国内白糖的供求关系较之前有所稳定。
图2 2001—2021年白糖现货、期货价格波幅变化图
（一）单位根检验
平稳性是保证统计学中的大数定律和中心极限定理能够应用在时间序列分析的前提条件。ADF 检验原假设为存在单位根，时间序列非平稳。如表3所示，期货、现货收益率序列的检验统计量均小于1%、5%、10%的临界值，且在1%水平下显著，因此不接受原假设，即白糖期货与现货的收益率序列都是平稳的，具备时间序列分析的条件。
表3 单位根检验结果
（二）期货上市对现货价格波动影响分析
为了研究白糖期货上市前后现货价格波动率的长短期变化情况，本文将数据分为三个时段。第一时段为白糖期货上市前，时间为2001年1月4日—2006年1月5日：第二时段为白糖期货上市两年内，研究白糖期货上市后价格波动的短期影响，时间为2006年1月6日—2008年1月4日，如图2所示，该段时间内国内白糖期现货价格经历了相等时间的上涨和下跌周期，能够较均衡地反映不同价格变化阶段的两者关系；
第三时段为2006 年1 月6 日—2021 年7 月29 日，研究白糖期货上市后价格波动的长期影响，引入区分阶段的虚拟变量Dt，其中：
本文运用加入虚拟变量的GARCH（1，1）模型对白糖期权上市前后白糖期货的波动性变化进行研究，具体模型为：
短期的现货收益率参数估计结果如表4所示，方差方程中的虚拟变量系数不显著，表明白糖期货上市两年内并没有对现货价格的波动造成显著影响，与前文期货、现货价格波动幅度和相关性研究得到的结论吻合。因而，从统计的角度证明，期货上市短期内并不会对现货价格的波动造成负面影响，证实假设H1。
表4 短期现货收益率序列GARCH模型估计结果
长期的现货收益率GARCH 模型估计结果如表5所示。方差方程的ARCH 和GARCH 项系数在1%或5%水平下显著，现货收益率序列存在“波动聚集”现象。另外，虚拟变量系数为-0.0460，并在5%水平下显著，证实白糖期货上市长期内可以降低现货价格波动。但在方差方程中，ARCH 和GARCH 项系数之和大于1，不满足参数的约束条件，表明条件方差受到的冲击是持久的，存在“异常波动”情况，需要较长时间来调整。在新型冠状病毒感染疫情背景下，农产品的供需不平衡进一步扩大，白糖现货价格受到外界的冲击，极易产生持续的波动。发挥期货市场的价格发现和套期保值功能有助于稳定白糖现货市场波动，并通过价格传导机制有利于稳定其他农产品市场。
表5 长期内现货收益率序列GARCH模型估计结果
（三）期货交易对现货价格波动影响分析
为了进一步探究期货交易对现货价格的波动影响，本文把白糖期货的换手率作为外部冲击变量，以此研究2006年1月6日后，白糖期货的交易与现货价格波动之间的关系。具体模型为：
换手率作为外部冲击变量的参数估计结果如表6 所示，方差方程中的外部冲击变量系数不显著，说明白糖期货交易没有对现货价格的波动造成显著影响；
均值方程中的外部冲击变量系数显著为负，说明期货交易能够起到平抑现货价格涨跌的作用。
表6 现货价格时间序列GARCH模型估计结果（换手率作为外部冲击变量）
引入外部冲击变量后的短期参数估计结果如表7所示，均值方程和方差方程中的外部冲击变量系数均不显著，不能说明白糖期货交易短期内对现货价格的波动造成显著影响。长期的估计结果如表8所示，在10%的显著性水平下，方差方程的各变量显著。外部冲击系数为-0.0297，并在10%水平下显著，表明长期以来白糖期货交易能减缓现货价格的波动幅度，稳定现货市场交易秩序。
表7 短期内引入外部冲击变量的GARCH模型估计结果
表8 长期内引入外部冲击变量的GARCH模型估计结果
本文选取2001 年1 月4 日至2021 年7 月29 日的有效数据，分析白糖期现货价格走势、波动幅度和因果关系，并以白糖期货上市的时间点为界限，引入虚拟变量分别检验期货上市在短期和长期内对现货价格波动的影响，同时以换手率为外部冲击变量，进一步考察期货交易的影响。考虑到白糖期货上市时间序列较长以及外部因素的影响，本文无法从统计的角度证明期货价格对于平抑现货价格有显著作用，但是结合前文的分析可以得到几个显著的结论：第一，期货价格与现货价格的走势高度一致，相互补充和影响，共同构成近、远期的完整价格形成机制。第二，期货、现货价格是供求格局的具体表现，不会出现趋势性偏离。第三，期货、现货价格的波动幅度基本一致，近年来呈现收窄的趋势。第四，期货上市短期内并没有对现货价格波动造成负面影响，长期内可以起到平抑现货价格的作用。
实证研究发现，白糖期货长期以来不仅没有对现货价格波动造成不良影响，而且能够平抑现货价格波动，表明我国白糖期货交易机制较为合理，与现货价格的联合价格信号能够解释和预测白糖期现货未来价格变动，并不存在期货价格扰乱现货价格的情况。
本文的政策启示如下：第一，通过期货与现货两个市场体系的相互作用，既可以管理期货市场风险，又可以平抑现货市场价格，实现“保供稳价”的目标。未来要进一步丰富期货市场品种体系，更好地发挥期货市场平抑市场价格的功能。第二，期货、现货价格高度一致的走势更有利于企业进行风险管理，通过期货市场锁定原料和产品的价格，企业就可以集中精力提升技术水平，进而增加生产价值，因此要积极鼓励企业参与和利用期货市场管理风险。第三，通过期货市场产生的价格信号可以实现对现货市场的判断，有助于行业主管部门精准施策，提升调控水平和市场效率，充分运用市场化办法引导供应链上下游稳定原材料供应，加强大宗商品期现货市场联动监管，发挥期货市场的资源配置作用。第四，由于期货的价格发现功能能够提前传导和应对政策变化的影响，通过期货市场平抑政策出台对现货市场的冲击和影响，可以有效化解市场的认知风险，实现在重大调控措施影响下市场平稳运行的目标，未来如重要商品的收放储可以通过操作期货市场向现货市场进行价格传导，避免对现货市场的直接操作引起价格的明显波动。
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