经济类农产品期货价格与现货价格的关联性实证研究_以玉.pdf

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1、特区经济Special Zone Economy 2011年4月股市众议园摘要：经济类农产品由于用途广泛且互有重叠，需求的价格弹性比粮食作物更富弹性，影响其价格的因素也更复杂。本文选取玉米作为经济类农产品的代表，通过 检验、协整检验、Granger因果关系检验对加入世贸以来其现货与期货价格之间的关系进行了实证分析，得出玉米现货价格和期货价格之间存在着协整关系，玉米期货价格对现货价格具有比较显著的引导作用，现货价格对期货价格的引导作用不显著的结论。关键词：经济类农产品；现货价格；期货价格；玉米Abstract:Economical farm products have a lot of usef

2、ulness,its elasticity for demand being more thangrains and prices are impacted with complexities.Thispaper selects corn as an example and explores the rela-tionship between cash price and futures price by testof ADF,cointegration,Granger-causal.It is foundthat there exists cointegration relation.Key

3、words:economical farm product;cash price;future price;corn我国加入世界贸易组织以来，国际农产品市场价格的任何波动都会传递到国内，使国内农产品价格的波动更加不确定，增加了农业宏观调控的难度。因此，根据比较优势原理，我国应加大具有比较优势农产品的生产，同时削弱不具有比较优势的农产品的生产。然而，农产品的现货生产周期较长，农民只能根据上一期的价格决定本期的供给，而需求却是由本期的价格决定，这就形成了一个供求蛛网模型，而农产品的供给弹性大于需求弹性，属于典型的发散蛛网（卢建锋，2003；刘金霞和顾培亮，2003；何蒲明，2005），这个特点决定

4、了农产品价格很容易出现大幅波动，所以应该利用期货市场来规避价格风险（王丽娅和王忠钦，2005）。毋庸置疑，经济类农产品期货作为农产品期货市场的重要组成，它将继续传承农产品期货一贯的功能，为种植大户、专业合作社和农业企业等提供风险对冲和套期保值。然而，经济类农产品的用途极其广泛，譬如玉米，既可以作畜牧业、养殖业等的饲料，又可以作食品加工行业的原料，在需求上有其独有的多面性。这样，其价格就很难被某一用途所控制。另外，经济类农产品的多用途性又多有交叉重叠，在一定程度上更容易产生替代效应，不仅经济类农产品之间在某些用途上发生替代，甚至粮食作物有时也会在某些用途上反过来替代经济类农产品。所以，经济类农产

5、品的需求不是像粮食作物那样缺乏弹性，而是更加富有弹性，影响其价格波动的因素也更复杂。就经济类农产品这一需求多重性导致的价格波动，国外学者对玉米和大麦的期货价格和现货价格的相关性进行了研究（Carter，1984；Geoffrey,etc.,1998）。鉴于此，研究我国经济类农产品期货价格与现货价格的关系就更有现实意义。一、研究方法1协整检验和ADF检验假设有两个价格时间序列Pt，FtI(1)这里，Pt和Ft分别代表同一商品的现货价格和期货价格。一般来说，aPt+bFt不一定是平稳序列，但如果存在某个线性组合ut=m+aPt+bFt是I(0)且具有零均值，则称Pt与Ft之间存在协整关系，协整关系

6、反映了它们之间的长期均衡关系。在具体应用协整方法分析价格时间序列时，必须先分别检验该序列是否是平稳的，最常用的方法是ADF检验。令自回归方程为：Pt=0+t+Pt-1+iPt,i+vi或Ft=0+t+Ft-1+iFt,i+vi对其用传统方法计算参数的估计值，并与ADF分布临界值表进行比较。原假设检验为H0,:=0,备择假设H1:0。如果不是显著的异于0（即=0），则接受零假设H0，即序列Pt(Ft)非平稳；否则，接受备择假设H1，即序列Pt(Ft)平稳。2.Granger因果检验Granger因果关系可用来检验期货价格和现货价格之间的相互影响程度。因此，需要对期货价格和现货价格做进一步的因果关

7、系分析。检验模型为：Pt=ki=11iFt-i+ki=12iPt-i+1iFt=ki=11iPt-i+ki=12iFt-i+2i其中，1i和2i是白噪声且Cov(1i,2i)=0。如果存在某一1i0,则称期货价格Ft引导现货价格Pt；同样，如果存在某一2i0，则称现货价格Pt引导期货价格Ft；如果同时存在某一1i和2i均不为0，则称期货价格Ft和现货价格Pt互为引导。此外，在进行这一因果检验之前，首先必须对原始数据进行单位根检验，以确定序列是否含有单位根，因为只有序列是平稳的情况下才能使用Granger因果关系检验，否则必须对数列进行差分处理直至序列不含单位根。二、分析结果1.ADF检验为检验

8、玉米期货价格和现货价格之间是否存在协整关系，选择含常数项而不含趋势项的ADF检验对这两个价格序列进行平稳性检验。由表1的检验结果可知：无论对于1、5或者10的置信水平，期货价格序列和现货价格序列的ADF值均不小于对经济类农产品期货价格与现货价格的关联性实证研究以玉米为例刁怀宏（广东商学院 金融学院，广东 广州510320）1362011年4月Special Zone Economy特区经济应的临界值，因此不能否定零假设，表明期货价格和现货价格这两个样本序列都是非平稳的。进一步对玉米期货价格自然对数序列的一阶差分和现货价格自然对数序列的一阶差分进行ADF检验。由表1结果可看到，对数期货价格和对数

9、现货价格的一阶差分在各置信水平下都远小于ADF临界值，零假设被拒绝，即这两个序列的一阶差分均是平稳的。总结各项ADF检验结果，说明玉米期货价格对数序列和现货价格对数序列均是一阶平稳过程，即LnFt,LnPtI(1)。表1玉米期货价格和现货价格序列及其一阶差分的ADF检验结果2协整检验如果玉米的期货价格与其现货价格是协整的，则对数期货价格LnPt应该是对数现货价格LnFt的无偏估计量。生成误差序列t=LnFt-LnPt，对其进行ADF检验。由表2的结果，看到ADF值在各置信水平下均显著小于临界值，可以拒绝零假设，认为误差序列t为平稳序列。从而，序列LnFt与序列LnPt存在相互协整关系，这说明玉

10、米期货价格与现货价格之间存在长期均衡关系，并且对数期货价格是对数现货价格的无偏估计量。表2玉米期货价格与现货价格误差的 检验结果3Granger因果检验协整检验表明玉米期货价格和现货价格之间存在协整关系。但是，这种长期均衡关系中期货价格和现货价格存在怎样的相互引导关系，则需要通过Granger因果关系检验得到答案。继续使用LnPt作为现货价格的代表，LnFt作为期货价格的代表，以满足模型对样本序列的平稳性要求。为了考查检验结果的敏感性，选择不同的滞后期进行检验。检验结果见表3。表3玉米期货价格与现货价格的Granger因果检验结果注：A：LnPt不是LnFt的Granger原因；B：LnFt不

11、是LnPt的Granger原因。从玉米期货价格和现货价格的Granger因果检验结果可以看出，在滞期为1（本文为1天）时，对于现货市场价格不是期货市场价格Granger原因的假设，拒绝它犯第一类错误的最大概率是0.0415，小于0.05，因此至少在95%的置信水平下可以认为现货价格是期货价格的Granger原因；而对于期货价格不是现货价格Granger原因的假设，拒绝它犯第一类错误的最大概率更远小于5%，因此至少在95%的置信水平下，可以认为期货市场价格是现货市场价格的Granger原因。对选取的其他滞期，对于现货市场价格不是期货市场价格Granger原因的假设，在95%甚至是90%的置信水平

12、都不能拒绝原假设，因此接受现货市场价格不是期货市场价格Granger原因的假设；对于期货市场价格不是现货市场价格Granger原因的假设，至少在95%的置信水平下可以认为期货市场价格是现货市场价格的Granger原因。Granger因果检验表明，加入世贸以来我国玉米市场期货价格对现货价格的引导作用显著，并且这一结果比较可信；而现货价格对期货价格的引导作用只对滞后一期显著，其它滞后期则不显著。三、结论与启示本文以玉米为代表研究了加入世贸以来我国经济类农产品期货价格与现货价格的关联性。在我国加入世贸以来的农业结构主动调整和规范发展进程中，期货市场在当中起着无可替代的重要作用。根据本文的研究结果，经

13、济类农产品的期货市场依然对其现货市场有明显的主导作用，体现了期货市场价格发现的基本职能。我们至少可以得出如下启示：由于经济类农产品期货价格对其现货价格有着显著的引导作用，因此在经济类农产品期货市场中可以有效地实现套期保值；利用期货市场有利于推广经济类农产品优良品种的种植；政府可以通过期货市场来管理价格风险，以替代原来的直接补贴。注：本文获广东省哲学社会科学规划青年项目（07YE02）和广东商学院国民经济研究中心资助。注：2006年7月，由于小麦连续3年丰收，供应量大增，而玉米由于其广泛的工业用途需求强劲，导致玉米价格高于小麦价格的“倒挂”现象。由此，大量的小麦替代玉米被用于饲料。参考文献：1卢

14、建锋.论农产品期货市场在农业生产中的作用J.经济问题，2003，（04）2刘金霞，顾培亮.利用农产品期货市场防范农产品价格风险J.价格理论与实践，2003，（09）3何蒲明.大力发展农产品期货市场促进农民增收J.粮食问题研究，2005，（01）4王丽娅，王忠钦.我国农产品期货的实证分析J.农村经济，2005，（01）5Colin A.Carter.An Evaluation of Pricing Perfor-mance and Hedging Effectiveness of the Barley FuturesMarket,WesternJournalofAgriculturalEcono

15、mics,1984,（09）6G.Geoffrey,Paul.Brockman and Yiumantse.The Re-lationship between US and Canadian Wheat Futures，Ap-plied Financial Economics，1998，（08）作者简介：刁怀宏（1971年），男，山东人，经济学博士，广东商学院金融学院副教授，研究方向：金融经济学。变量ADF值Ft-3.1224-3.9776-3.4192-3.1319Pt-2.9138LnFt-33.0118-2.5690-1.9400-1.6159LnPt-24.5840ADF临界值1显 著 性 水平5显著性水平10显 著 性水平变量ADF值ADF临界值1显著性水平5显著性水平10显著性水平t24.9519-3.4435-2.8666-2.5695滞期F统计量概率151015151015A4.17460.9119 0.6643 0.6352 0.04150.47270.75800.8467B26.1750 6.1233 2.6184 2.1912 4.2E-71.5E-50.00400.0058137