我国商品期货价格与现贷价格协整关系的实证研究

我国玉米期货价格与现货价格关系的实证研究

［摘 要］运用Granger因果检验、Johansen协整检验、误差修正模型对我国玉米期货价格与现货价格之间的引导关系作了实证分析。结果发现：玉米期货价格与现货价格之间存在双向的Granger因果关系、长期均衡关系,在实现长期均衡的过程中,期货市场发挥主导作用。

［关键词］玉米；期货价格；现货价格

1 文献综述

在玉米期货市场的有效性、期现货价格之间的引导关系以及价格发现功能的发挥程度等方面的研究文献主要有：田彩云、郭心义(2006)对大商所玉米期货市场的价格发现功能运用协整检验、格兰杰因果检验以及GS模型对玉米每周同一天的收盘价进行实证分析,发现仅存在从期货价格到现货价格的单向格兰杰因果关系,玉米期货价格在价格发现作用中起主导作用；贾兆立等(2008)发现玉米期现货价格之间存在双向的格兰杰引导关系、协整关系,价格发现功能中期货价格起着决定性的作用；张烨(2009)运用协整检验和误差修正模型对从大连和上海两交易所玉米、铜期货市场的价格发现功能进行比较分析,发现上海铜期、现货价格之间存在的长期均衡关系强于大连玉米的；当现货价格变动时,玉米期货价格的修正速度远远低于铜的修正速度,说明玉米期货市场的有效性低于铜期货市场的有效性。

2 实证分析

本文选取2009年1月5日到2011年5月3日大商所玉米期货合约的日结算价(单位：元/吨),以及同期的玉米现货价格日平均价格作为实证分析对象,剔除了无交易的交易日和期货价格与现货价格日期不匹配的观测值,共有560个观测值,数据来源于Wind资讯金融终端。

2.1 协整性实证分析

从玉米期货、现货价格的散点图形状近似呈现一根向上倾斜的棒状,并且线性趋势集中,可以看出两者之间的线性相关性比较强。通过Eviews软件计算得到玉米期货、现货价格的相关系数高达0.97。

玉米期现货价格对数序列走势图

由下图看出,序列呈现出明显的上升趋势,在检验其期货价格、现货价格对数序列平稳性时,选择了带有常数项和趋势项的检验模型,玉米期货价格、现货价格序列的一阶差分序列则是没有常数项和趋势项的,依据AIC准则和SC准则最小化的原则确定滞后阶数。根据玉米期货价格、现货价格取对数后的价格序列走势图,选择了带有常数项的Johansen协整检验模型。利用迹统计量和最大特征值统计量来检验玉米的期、现货价格之间是否存在协整关系,检验结果如表1所示。

我国棉花期货价格与现货价格关系实证研究

中瑞金融

期货市场非常重要 , 在国民经济稳定中始终处于十分重要的地位 ?期货 市场主要有两大功能： 价格发现和规避风险， 其中价格发现功能是期货市场存在 和发展的基础，这一功能发挥的如何，可以衡量一个期货市场的运行效率。

一、期现价格关系 由于期货市场是在现货市场的基础上发展起来的，因此期货价格与现货

价格之间有着密切的联系。 现货价格是期货价格变动的基础， 而期货价格通过交 易者对未来价格的预期作用来调节和引导现货价格， 实物交割使期货价格最终能 够复归于现货价格。 与期货价格构成因素不同， 现货价格主要是由生产成本、 流 通费用、利润和税金四部分构成。 其中利润和税金称为盈利， 流通费用包括运杂 费、包装费、保管费、损耗金额、经营管理费、利息金额等项目。与期货价格相 比，现货价格具有自由化、短期化、分散化和风险化的特点，不利于市场供求的 长期稳定，极易受到外部因素的冲击和影响。

从理论上讲，成熟的期货市场， 其期货价格与现货价格之间具有同升同降 和收敛一致的特点。 主要原因是影响现货市场的因素同样影响期货市场， 所以当 现货价格上升，期货价格也上升；现货价格下降，期货价格也下降，二者变动幅 度可能不同，但变动方向大多数情况下是相同的；而且，在期货合约在成交后， 随着交割月日益临近， 持仓费随之逐步下降， 现货价格与期货价格之间的价差日 益缩小，二者必将收敛一致。在实际生活中，由于各种原因，它们之间可能会有 偏差。

二、我国棉花市场介绍

棉花是我国主要的经济作物，在我国的种植周期大致为 4 月上中旬至 10 月低

11月初，先后经过播种出苗期、苗期、现蕾期、花铃期和吐絮期，总共 持续 200 天左右时间。棉花是纺织工业的主要原料， 也是广大人民的生活必需品， 国家重要的战略储备物资。 我国是世界最大的棉花生产国， 年产棉花 500 万吨以 上，占全球总产量的 25%左右。棉花在我国播种较广，新疆、黄河流域和长江流 域是我国三大主要产区， 其产量各占总产量的三分之一左右， 国内主要种植在新 疆、河南、山东、河北、江苏，安徽、湖北、安徽等地。同时我国也是最大的棉 花消费国和进口国， 年消费棉花近 700万吨，进口

王劭：我国铜期货价格与现货价格协整关系分析　生产资料　

我国铜期货价格与　现货　

王　劭　价格协整关系分析　

（北京工业大学　经济与管理学院，北京　１００１２４）　

［摘要］本文以我国２００８年铜期货价格与现货价格作为样本，以时间序列理论的协整理论为依据，对期货价格　

与现货价格之间是否存在协整关系进行了实证分析。　［关键词］期货价格；现货价格；单位根；协整　［中图分类号］Ｆ８３０．９１　［文献标识码］Ａ　［文章编号］１００５—６４３２（２０１０）４９—０１７３—０４　

１　引　言　

我国的期货交易市场产生于２０世纪８０年代末与９０　

年代初。在这将近２０年中，规避风险者、套期保值者和　投机者这三种角色在期货市场中交易频繁，无疑促进了我　

国期货市场的蓬勃发展。在学术研究中，期货价格与现货　

价格的关系这一问题也随着相关理论的发展（尤其是时　

间序列的相关理论）而取得了很大程度的研究进展。　

期货市场理论研究表明，商品现货价值决定商品的期　货价格。商品的期货价格与现货价格尽管可能有差异，但　

二者的变动趋势是一致的。这是由于以下两个原因：①尽　

管现货市场与期货市场是两个有着各自不同分工的市场，　

但由于某一特定商品的期货价格与现货价格在同一时空内　

会受相同经济因素的影响和制约，从而会使二者的变动趋　

势相同；②在实际经济活动中，随着期货合约到期日的临　

近。期货价格与现货价格会更加接近。首先，当接近交割　

时，影响期货价格高于现货价格的因素——期货价格中的　持有成本会逐渐消失，期货也就变成了现货，从而使二者　

趋同。其次，如果此时同一种商品期货价格与现货价格出　

现不正常的差异，套利者的活动又会使二者趋于一致。因　为套利者会利用这一差异在两个市场上同时进行贱买贵卖　

的交易活动，受供求规律的影响，套利活动的结果会使相　

对价格低的因购买者增加而提高，而相对价格高的又会因　

为卖者增多而下降，最终导致二者的均衡一致。　

２协整理论简介　

在实际分析中，许多经济变量都是非平稳的。但是一　

铜现货与期货价格间关系的实证分析

格兰杰因果关系检验方法是探究数据之间的内在因果关系的常用方法，采用该方法，对上海期货交易所铜期货价格与现货价格之间是否存在协整关系进行实证分析，结果表明铜期货价格和现货价格之间不存在格兰杰因果关系。针对实证研究的结果，分析了出现这种结果的原因，并探讨我国铜期货市场、现货市场上存在的问题。标签：沪铜现货价格；期货价格；格兰杰因果检验

1 理论研究方法——格兰杰因果关系检验

选用格兰杰因果关系检验模型定量分析沪铜现货与期货价格变动间的关系。一个完整的格兰杰因果关系检验模型包括了两变量的单位根检验,如果单位根检验结果是非平稳时间序列,还要进行协整检验以及格兰杰因果关系检验。

1.1 单位根检验模型

在现实的经济社会的实际研究中，多数时间序列都是非平稳的，然而某些非平稳时间序列的某种线性组合却可能是平稳的。如果一个变量是平稳序列，则其均值与时间t无关，且围绕该均值波动，并有向其收敛的趋势。检验时间序列变量平稳性常用的单位根检验ADF检验模型为

在给定ADF临界值的显著性水平下，如果参数y显著地不为0，则序列y不存在单位根，表明y是平稳的，否则非平稳。对于非稳定变量，还需检验其一阶差分的稳定性。如果一阶差分是稳定的，则此变量是一阶单整。变量的一阶差分单整是变量之间存在协整关系的必要条件。

1.2 协整分析

如果两变量是非平稳序列,那么意味着在回归之前要对它们进行差分,然而差分可能导致关于两变量之间关系的信息损失。所以我们就得考虑是不是存在对非平稳的两变量时间序列进行回归也不会造成错误的情况。于是Engle和Granger提出了协整理论。

对于如何进行协整检验,Engle和Granger首先提出了两步检验法,用DF(ADF)或Durbin-watson对回归残差序列进行平稳性检验,从而来判断两变量之间是否存在协整关系。现在常用的是Johansen和Juselius提出的一种用极大似然法进行检验的方法,通常称为Johansen检验。基本思路是在多变量向量自回归(VAR)系统回归构造两个残差的积矩阵,计算矩阵的有序本征值(Eigen value),根据本征值得出一系列的统计量判断协整关系是否存在。