基于MSVAR模型的市场情绪、
fivedays豆粕期货现货价格的相关性研究
季宏宇1，李达2，杨曦3
(1-太原理工大学财务部，山西太原030000；2.晋商银行股份有限公司，山西太原030000；
3-太原理工大学现代科技学院经济管理学院，山西吕梁032300)摘要：选取2015年5月到2018年5月的数据，从非线性的角度实证检验市场情绪、豆粕期货价格和现货价格间的均值溢出关系。结果表明：豆粕期货价格与市场情绪之间相互产生正向响应；
市场情绪对豆粕现货价格的响应为负向，豆粕现货价格会对市场情绪的变动产生正向响应；豆粕期货价格和现货价格具有双向均值溢出关系，这表明豆粕期货价格具有价格发现功能；市场情绪是豆粕期货价格和现货价格发生关系的中间因素。
关键词：豆粕；期货价格；现货价格；市场情绪；均值溢出
Rearch on correlation between mardct emotion and
spot pricc of soybean meal bad on MSVAR modes
JI Hong-yu1,LI Da2,YANG Xd
(1.Derartment of Financc,Taiyuan University of Techonology,Taiyuan030000,Shanxl,China；
2・Jinshang Bank Co.,Ltt.,Taiyuan030000,Shanxi,China；
3・School of Economics and Management,Polytechnic Institute Taiyuan University of Technology,
Lvliang032300,Shanxi,China)
Abstract:Selected data from May2015to May2018,and empiOcally tested the men spOlover relationship between markel ntiment,soyben meal futures p/ces and spot p/ces from non-lineer perspective-The results showed that the soybean meal futures p/co and markel ntioent had a positive respon to each other,the markel ntioent had neaativa respon to the soybean meal spot price.The soybean meal spot p/co had a positive respon to changes of markel ntioent-At the meantioe the soybean meaofu<ueespeoteand<hespo<peotehad wo-waymean oaeefooweeoaoonshop ondotaed<ha<<hepeoteof soybean meaofu<ueeshad peotedostoaeeyfuntoon.Maeke<n omen<wasan on eemedoaefatoeon<heee-oaoonshop beween soybean meaofu<ueespeotesand spo<peotes.
Key words：soybean;meal futures p/ce;meal spot p/ce;markel ntiment;mean overflow
中图分类号：TS210.2文献标志码：A文章编号：1008-9578(2021)02-0034-04
豆粕是用来制作牲畜和家禽饲料的主要原料）近年来，我国豆粕市场价格波动较大。据统计,2016年豆粕均价为3076-85沿/,2017年为3028.25元/t, 2018年上半年的均价为3144-20元/f豆粕价格的波动不仅会影响到下游饲料行业的持续发展，也会引起相关畜禽价格的剧烈波动，因此，稳定豆粕的价格，避免豆粕价格的大幅度涨跌具有重要的意义）目前，我国主要的期货交易集中于农产品，尤其以大豆、豆粕与玉米的成交量居多。理论上，一个成熟的期货市场具有价格发现、规避风险和调节资产配置的功能，在一定程度上反映了现货市场的供求趋势，对现货市场价格发挥引导作用。因此，对豆粕期货价格与现货价格关系进行实证分析具有现实意义。杨阳等［1〕构建了套期保值情绪和投机情绪2个指标，分析了不同投资者情绪对我国金属期货市场收益和波动的影响。张若冰'2〕采用向
收稿日期：2020-04-01
作者简介：季宏宇（1975—），男，高级会计师，研究方向为财务管理。通信作者：李达（1992—），男，硕士，研究方向为财务管理。
模型、脉冲响应等方法，发现期现期均衡，二的短期偏离对现影响更为显著。王等'3（运
用协整、杰因果等计量经济方法发现期高度和长期稳的均衡。陈标金等⑷个
模型，结果，品期 期成，期。柳松等[5]发现投资者情绪是影响原油期的重要统性因素。
现有研究大多集中期现•的价格发现功能和相关性分析，引入-情绪，的。因
情、现和期
一框架下，性角度构建MSVAR模型来检验是出，从而
的规律，能够为业和企业提据，为部门制提供参考依据。
1豆粕期货价格和现货价格走势分析
―期货价格—
—现货价格
时间
图1豆粕期货价格与现货价格走势图
图1可知：中现货和期基是的。的期货和现
3个：第一，在2015年5月302016年3 30期，基平稳,2500〜3000元/t的；第二，在2016年3月30 2016年1130期，趋势，最高达到3500L；第为2017年后，
2017年年经历度的后趋平稳。比现和期
可知，期的拐点大多较现提前到达，期货价格能够发挥的价格发现和套期作用。
2市场情绪、豆粕期货价格和现货价格相关性分析2-1变量选取及描述性统计
研究中的主要有豆粕期货价格、豆粕现货价格和市场情绪3个变量。选取大连商品易所活跃期货合约结算价（元/t）代期货价格，用QP表示；用发价格平•（元/t）代现，用XP表示；用期货成（手）表示情绪，用ME表示。根据数据可得性，取2015年5月30日到2018年530的度据，153个研究。为方差，取据的自然对数，分别用=＜、＞＜和C；表示。所据均来自于Wind资金融终端。profit driven
2.1.1描计
表1变量描述性统计
=<><CC 均值7.9249758.002814.19311
中位数7.9365178.00400114.13864
最大值8.1185058.18513115.69074
最小值7.744837.82821913.2336
标准差0.0837480.0918240.537347
偏度-0.335970.0368860.739967
峰度 2.916789 2.002659 3.63385
样本量153153153
由表1可知：从均值看，豆粕现货平均价略高于期货平；从标准差看，交易情度最大，最烈，而豆粕现货和期度；偏度期左偏，而现•格和情偏。
2.1.2单位根检验
多数情，是不平稳的，未考虑数据平稳性可能结果出现“”，因而行，首先要对单位根检验。本文运用ADF和PP2种方法对单位根检验，结果认为3个是平稳的，取后平稳。因，来的研究中，运用3个
一阶差分进行相关回归分析。
2.2模型构建
性角度出发，构建马尔科夫区制转换模型（MSVAR）对期、现和
情绪3的。MSVAR模：为不可观测的，不同区制：的，能的描的性动态。滞后P阶的MSVAR模型如式（1）。
A bc（S）+＞（S,）（A e）+•••＞（C）（Y t_p）+
"免费成人在线
St ~i,i,d. ,N~
(0SJ ]
(1)式中:S t 表示不可观测的机制，A = ( QP ,XP ,ME ), 用MSVAR 进行模
计。根据对数似然比最 以及AIC 、HQ 和SC 的 值最小化
最佳模型为三区制、滞后二阶、
截距和 方 制变化而变化的MSIH (3 )-
VAR (2)模对中 现 、期 和市
场情 的关系进行实证研究。
3 分析
3.1 MSIH ( 3)-VAR ( 2 )模型分析模型区制分析
根据模 结果，区制1、2、3 对 场
低迷状态，平稳状态和高涨状态。由图2可知：市场
情绪整体处于平稳状态， 现在市
发展
配，其中低迷状态跟高涨状态
平状态中。2015年pilots
经历了 8年以来
的
期，造成这次
的主要原因是
需求消费低迷，而
到
来的 却十
充足，因2015年 的
情
哈佛大学申请条件
直处于
迷状态。2016年
迷中走出，低点过
后 来了近半年的 情， 际
的提振,2016年
年 现货价
， 情
tagline
为高涨。但7月份 因国际
及受到天气制约大幅下跌。2017年
情变化 放缓， 情基 平
稳。分析表明， 制的划分比较符合
情况，
情
点相符合。
表2为各区制转移概率与性质分析，各区制维
状态的概率代 统在各区制的 性。
2可知：在整个研究 ，区制所 的比例
越大，所 的平 期越长。 性方面来
讲，区制2的 性最强，区制3的 性最弱，区
制1介二 。
表2各区制转移概率与转移性质
概
性质
制1
制2
制3样本大小
频期
制 1 0.6216
0.201 4
0.177 1
30.9
0.202 5 2.64区制 2 0.000 262 9
0.932 60. 067 1590.00.605 214.83
制 3 0.397 6
0.000 164 30.602 229.0
0.192 3 2.51
3. 2脉冲响应函数分析
本文基于MSIH (3) -VAR (2)模型回归结果，运
用脉冲响函
3种区制
bulletproof
情绪受到豆粕
期 现
granta冲击的响应，以及
期
现
情绪的冲击下的响应，观
colorado察累积响应，并比较分析在不
制下的动态响应)
0.2I-0.0
区制1
区制2
区制3
10 20 30
时间(周)0.00髦-0.02
■0.04
Lj-lV _________ 0.000『 針。25
-0.050[
10 20 30时间(周)0 10 20 30
时间(周)
图3市场情绪对期货价格冲击的响应
MSIH(3)-VAR(2),2015(7)-2018(52)
W 0-0
< 0：5O.Olr 槪0.00 霆0.01-0.02
区制1
区制2
0.02r 懈 0.01
<
...........-0.01|
0 10 20 ' 30
10 20 30
时间(周)
时间(周)
槪 0.00燮0.01
2018
区制3
0 10 20 30
时间(周)
2016
2017~~
时间(年)(a)
图4市场情绪对现货价格冲击的响应
0.0010 j 0.000 5
0.0000
0 10 20 0 10 20 0 10 20
时间(周) 时间(周) 时间(周)
2018
时间(年)(c)区制2
1.0
髦0.5
2016
2017
2018
时间(年)
(d)区制3
图5现货价格对市场情绪冲击的响应
图6期货价格对市场情绪冲击的响应
图2 制 图
由图3
可知：在低迷期和平稳期，正向效应逐渐
减弱为负向效应；在市场高涨期，市场情绪对期货价格的冲击产生正向响应。在区制1下影响最为显
著。说明当豆粕期货价格下降，投资者会选择谨慎投资，但随着时间的推移，投资者认为期货价格的下跌不会持续很久，反而会看好预期收益，选择豆粕期货的投资。
由图4可知：在区制1和区制3下，市场情绪对现货价格的冲击产生负向响应；在区制2下，正向响应逐渐减小变为负向响应，在区制1下响应最显著。说明豆粕现货价格下跌，相关企业的生产成本降低，会刺激对豆粕的需求；投资者及相关利益者会认为价格下降是暂时的，不会持续太久，看好未来价格的上涨态势而选择投资。
由图5可知：在3个区制下，豆粕现货价格对市场情绪冲击为正向响应，其中在区制1下最为显著。
由图6可知：豆粕期货价格对市场情绪冲击的响应，当市场情绪受到正向冲击时，豆粕期货价格与豆粕现货价格的响应趋势相彳^，为正向响应，即资情高，期和现
趋于上升。
3.3模型回归结果分析
模型回归结果如表3所示。
表3模型回归结果
QP XP ME
C(区制1)-0.009855*-0.009892*-0.188048
C(区制2)-0.004408*-0.002558*-0.030917
C(制3)0.030329**0.0219210.325635 QP(-1)0.2030890.099554***-0.707364 QP(-2)0.081197***0.010485**-1.039619 XP(-1)
-0.3404470.130937-0.621953 XP(-2)-0.121143*-0.006903*-2.362191 ME(-1)0.006691*0.004433*-0.22363* ME(-2)-0.001073*0.001021*-0.248702注:c表示常数项，*、**和***分别表示1%、5%和10%的显著性水平拒绝原假设
3可知：情，期和现货价格的自身滞后值都能显著影响各变量当期，即各变量具有自身相关性。豆粕现货价格方程中，滞后的豆粕期货价格，从1期到2期都对当期豆粕现的影响著，期对现货价格有均值溢出效应，即豆粕期货价格有套期保值和价格发现功能。在豆粕期货价格回归方程中，由豆粕现货价格，滞后1期到2期以及市场情绪滞后1期到2期的系数不为0，即可知豆粕现货价格和市场情绪对豆粕期货价格存在均值溢出效应。在市场情绪回归方程中，由豆粕现货价格，滞后1期到2期的系数不为0，说明豆粕现货价格对市场情绪有均值溢出效应。
4结论及政策建议
本文借助2015年5月到2018年5月间周度数据，基于非线性视角构建MSVAR模型实证检验了期&现和情的
线性动态关系。得出以下主要结论：第一，豆粕期货价格与市场情绪之间在3个区制下相互产生正向响应；第二，市场情绪会对豆粕现货价格的变动产生响，现会对情的
动产生正向响应。第三，豆粕期货价格和现货价格具有双向均值溢出关系，市场情绪对豆粕期货价格及豆粕现货价格对市场情绪有着单向均值溢出关系。
根据实证分析结论，提出以下建议：相关政府部门建立豆粕市场监测和预警机制，密切关注豆粕期货价格和现货价格的变化，保证市场健康稳定的发展；豆粕交易投资者要对市场进行深入了解，增强风险意识，促进理性交易；加强豆粕期货市场套期保值功能的宣传，相关企业应加强期货知识的学习，合理运用期货工具，促进企业发展，同时应该及时、准确地了解市场中豆粕价格的变化与市场行情以应对价格波动的冲击。
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