糖期货价格 国际原糖期货价格

2021年7月4日发(作者：笋岗仓库)

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我国白糖期货与现货价格的实证分析　
文／甘政鑫　
一
、
研究背景　
析，检验两者之间是否存在长期的均衡关系，来验证两者之间是　
白糖作为重要的农产品，不仅是人们生活中的必需品，而且　否具有趋合的规律性。

　
是饮料、糕点、医药等消费品的重要加工原料，在食用工业中有　
（１）单位根检验。

如果一个序列在成为稳定序列之前必须　
非常重要的地位。

２００６／２００７年全国白糖产量累计１１２０万吨，但　
经过ｄ次差分，则该序列被称为ｄ节单整（ｉｎｔｅｇｒａｔｉｏｎ），计为Ｉ　
白糖作为农产品其价格的波动非常大，以２００６／２００７榨季为例，　（ｄ）。

由于只有具有相同单整阶数的时间序列才可能存在协整　
其昆明现货的最高价格为４３２８元／吨，而最低价格为３２８２元／　关系，因此，首先必须对时间序列进行单位根检验，即检验时间　
吨。

（数据来源：云南糖网）由于价格的大幅波动给用糖企业带　序列本身是非平稳的。

单位根检验的方法有两种，ＤＦ检验和　
来较大的风险。

而期货市场则在理论上成为降低价格波动风险　ＡＤＦ检验，分别适用于一阶自回归变量和高阶自回归变量。

单位　
的有效手段。

一般来讲期货和现货价格的走势趋于一致，两者协　
根检验有三个模型，分别表示不含常数项、趋势项的模型１，含　
整，才可能使套期保值的操作有效地规避糖料价格风险。

　常数项不含趋势项的模型２，含常数项和趋势项的模型３。

　
由于白糖期货品种上市时间不长，目前对于我国白糖期货　
市场与现货市场的协整关系的分析不多，因此本文通过对郑州　
模型１　Ａｘ，＝（ｐ－１）ｘ，一１＋∑０
旦　
ｔ＝１　
１Ａｘ，一　＋ｓ。

　
商品交易所０６０９合约的价格和同期昆明白糖现货价格跟踪分　
旦　
析，应用ｅｖｉｅｗｓ软件，分析我国白糖期货价格与现货价格是否存　
模型２　Ａｘ＝ｏｔ＋（ｐ－１）ｘ，一１＋∑０ｌＡＸ．．ｉ＋ｓ。

　
ｔ＝１　
在长期稳定的关系，并进行因果检验，以为套期保值者提供科学　
参考。

　
ｐ　
模型３　Ａｘ＝ａ＋１３　＋（ｐ—ｌ　＋∑ＯｉｍＸｔ一　ｓｌ　
二研究方法　
ｔ＝１　
１．协整检验理论及方法。

在对时间序列分析时，要求时间序　
其中，｜Ｌ表示截距项，ｔ表示趋势项，△表示一阶差分，以　
列是平稳的。

在实际中，许多经济指标的时间序列都是非平稳　
ＡＩＣ和ｓｃ最小化为标准选择滞后阶数。

　
的，表面看起来这些非平稳的经济变量之间似乎不存在任何均　
原检验设为ＨＯ：Ｂ＝Ｏ，备择假设Ｈ１：Ｂ＜Ｏ。

　
衡关系，但某些非平稳经济时间序列的组合却有可能是平稳的。

　
如果ＡＤＦ检验值不是显著的小于临界值，则受零假设ＨＯ，　
这些新发现使传统的普通最小二乘法等检验方法遭到质疑，　
即序列ｘｔ非平稳；若ＡＤＦ检验值显著小于临界值，则接受备择　
Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ于１９８７年首先提出了一种检验非平稳时间序　
假设Ｈ１，即序列ｘｔ平稳。

　
列的长期因果关系的更有效的方法，即协整理论和误差修正模　
（２）协整检验。

在满足时间序列是相同单整的情况下，进一　
型ＥＣＭ。

本文通过对我国白糖期货价格和现货价格进行协整分　
步检验时间序列之问是否存在协整关系。

检验时适用的方法主　
ｌ３Ｏ　经济论坛２ｏｏ８?ｌ５　

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表１　对白糖现货价格（Ｋ），期货价格（Ｚ）的ＡＤＦ检验结果　
变量　ＡＤＦ值　ＡＤＦ检验的临界值　
１％的显著水平　５％的显著水平　１０％的显著水平　
ｌｎＫ　－２．４１９３０８　－３．４５９０　－２．８７３６　—２．５７３１　
ｌｎＺ　－２．４８７６８９　－３．４５９０　－２．８７３６　－２．５７３１　
表２对Ｄｌｎｋ，Ｄｌｎｚ的ＡＤＦ检验结果　
变量　ＡＤＦ值　ＡＤＦ检验的临界值　
１％的显著水平　５％的显著水平　１０％的显著水平　
ＤＬＮＫ　－１５．６６５６０　－３．４５９０　－２．８７３６　—２．５７３１　
ＤＵ　Ｚ　－１５．５３９７８　－３．４５９０　－２．８７３６　－２．５７３１　
表３对残差的平稳性检验结果　
变量　ＡＤＦ值　ＡＤＦ检验的临界值　
１％的显著水平　５％的显著水平　１０％的显著水平　
￡　－３．１２８５３５　－３．４５９０　－２．８７３６　－２．５７３１　
表４　３Ｇｒａｎｇｅｒ因果分析　
滞后期　原假设　Ｆ一统计量　显著水平　检验结果　
１　ＬＮＺ不是ＬＮＫ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　０．１８５０１　０．６６７４９　接受原假设　
ＬＮＫ不是ＬＮＺ的Ｇｒｎａｇｅｒ原因　３．６７７９３　０．０５６３３　拒绝原假设　
２　ＬＮＺ不是ＬＮＫ的Ｇｒｎａｇｅｒ原因　０．８９８０７　０．４０８７４　接受原假设　
ＬＮＫ不是ＬＮ　Ｚ的Ｇｒｎａｇｅｒ原因　４．０２１７９　０．０１９１６　拒绝原假设　
３　ＬＮＺ不是ＬＮＫ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　１．３１０２２　０．２７１７７　接受原假设　
ＬＮＫ不是ＬＮＺ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　４．５２４７６　０．００４１８　拒绝原假设　
４　ＬＮＺ不是ＬＮＫ的Ｇｒａｎｇｅｒ原因　０．９４８４６　０．４３６７１　接受原假设　
ＬＮＫ不是ＬＮＺ的Ｇｒｎａｇｅｒ原因　３．０１０８５　０．０１８９９　拒绝原假设　
要有两种，一是Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ提出的两步检验法，也称为ＥＧ　
ｋ　ｋ　
检验，常用于检验两变量之间的协整关系；二是Ｊｏｈａｎｓｅｎ和　
ＦｔＦ　＝∑１３．Ｐｔ＿　一。

Ｉ＋　∑１３２ｉＦｔ　一。

＋￡　２ｔ　
ｉ＝ｌ　ｔ＝ｌ　
Ｊｕｓｅｌｉｕｓ于１９９０提出的基于ＶＡＲ方法进行协整检验法，称为ＪＪ　
检验法，常用于多边量之间的协整关系。

由于ＥＧ两步法得到的　
其中，Ｐｌ和Ｆｔ分别表示现货和期货市场价格，￡Ｉｔ和￡２ｔ　
协整参数估计量具有超一致性和强有效性，而且本文是研究两　是白噪声且不相关，如果存在某一Ｂ　ｌｉ不为０，则称期货价格Ｆｔ　
个变量之间的协整关系，因此本文采用Ｅ　Ｇ两步法。

　
引导现货价格Ｐ【。

同样，如果存在某一０【２ｉ不为０，则称现货价　
２．Ｇｒｎａｇｅｒ因果检验。

协整关系只是说明了两个变量之间的　格Ｐｔ引导期货价格Ｆｔ；如果同时存在某一Ｂ　ｌｉ和０【２ｉ均不为　
长期均衡关系，无法说明两个变量中谁在发现价格中起主导作　
０，则称期货价格Ｆｔ和现货价格Ｐｌ相互引导。

　
用，因此，需要对期货价格和现货价格进行进一步的因果关系分　
三、实证研究　
析。

Ｇｒｎａｇｅｒ（１９６９）在考虑两个相关时间序列的关系时，提出了因　
本文采用的数据来自于郑州商品交易所和昆明商品交易　
果关系，或称为引导关系．其检验模型为　
所。

由于白糖的生产榨季为当年１０月到次年６、７月。

因此在选　
ｋ　ｋ　
择期货合约时尽量选择跨越整个榨季的合约，同时选择交易量　
ＰＩ＝　０【㈩Ｆ一－＋　仅２。

Ｐｔ
ｉ＋￡１ｔ　
较大的合约，（白糖的生产榨季为当年的１１月至下年的１０　
２００８?１５经济论坛　１３１　

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图　白糖期货和现货价格走势图　
月）。

白糖期货的０７０９号合约（累计交易量：０７０９，４１３８６２８；　
０７１１，８５４６６）现货价格来自于昆明商品交易所的当月合约价格。

　
时间，２００６年９月１５日至２００７年９月１４日。

有效数据２４３个。

　
存在长期均衡关系。

　
通过ｇｒａｎｇｅｒ因果检验（见表４），我们发现其两者关系一直为　
期货价格不是价格变化的影响因素，而现货价格是期货价格变　
动的原因。

　
四、结果及原因分析　
１．时间序列的单位根检验。

利用Ｄｉｃｋｅｙ—Ｆｕｌｌｅｒ检验（简称　
ＤＦ检验）来判断时间序列的平稳性。

上图是白糖期货和现货价　
格的走势图，可以看出两者的走势趋于一致，但其吻合程度并不　
综上所述，总结以上各项分析，我国白糖市场价格长期存在　
较为明显的波动，白糖价格受季节、国内外市场供求关系、国家　
主管部门等因素的影响较为明显。

我国白糖市场期货价格和现　
货价格在长期呈现出较为一致的走势，保持着一定的长期均衡　
关系。

这意味着期货市场和现货市场价格在长期来看，即使出现　
分歧，也会向着趋于一致的方向发展。

这为套期保值活动提供了　
前提条件。

　
高。

Ｋ：现货价格ｚ：期货价格　
对两组数据进行ＤＦ检验。

　
由表１可以看出，两组数据的ＡＤＦ值都不显著小于临界　
值，选择原假设Ｈ０：１３＝Ｏ，现货价格和期货价格都是非平稳的时　
间序列。

进一步对数据进行改造，对数据取对数后一阶差分，然　
后进行ＡＤＦ检验。

　
由表２可以看出，两组数据的ＡＤＦ检验值都显著小于临界　
值，拒绝原假设Ｈ０：１３＝Ｏ，选择Ｈ２：１３＜Ｏ。

因此Ｄｌｎｋ，Ｄｌｎｚ为平稳　
时间序列。

　
２．协整检验。

Ｅｎｇｌｅ—Ｇｒａｎｇｅｒ检验法。

第一步进行静态回　
归，用ＯＬＳ法对（ＩｎＫ），Ｉｎｚ）的回归关系进行估计。

得到回归方程　
ＬＮＫ＝２．９８０３２１０１９＋０．６３３４０１８７０６　ＬＮＺ＋Ｕ。

　
而ｇｒａｎｇｅｒ因果检验的结果是现货价格影响期货价格变动，　
而期货市场对现货市场的影响较弱。

主要原因，①我国白糖期货　
上市时间较短，其主要参与者来自白糖的产销渠道，而一般的投　
机者参与程度并不普遍，期货市场的大户有现货背景，因此受现　
货价格的影响变动。

②我国白糖现货市场集中在产区，广西、云　
南两省（区）产糖量占全国产糖量的７５．７３％（过去５年的算术　
平均值），因此产区的定价权相对集中。

　
事实证明，我国白糖期货市场在建立的两年时间里，已经基　
（４．２５９６４９）　（７．４６６０１６）　Ｆ＝５５．７４１４０　
根据回归结果中的ｔ—Ｓｔａｔｉｓｔｉｃ和Ｆ—ｓｔａｔｉｓｔｉｃ进行显著性检验　
发现，回归方程中的各解释变量的系数都较显著。

　
第二步对残差进行ＡＤＦ检验。

若残差序列平稳，则（ＩｎＫ）　
和（１ｎＺ）之间具有协整关系；若残差序列不平稳，则Ｋ＿和ｚ之间　
不具有协整关系。

其协整检验结果如表３。

　
本具备了期货市场的两大基本功能，满足了发展期货市场的初　
衷。

期货市场参与者可以运用相关金融分析方法对期货交易的　
操作做出指导。

同时，由于我国白糖期货市场成立时间还较短，　
在价格形成、监管方式等方面还有待进一步完善成熟，需要进行　
更多更细致的研究来持续关注。

　
由表３可以看出，对ｅ的ＡＤＦ检验值在５％的水平上显著　
小于Ｉ临界值，因此残差序列为平稳时间序列。

表明（ＩｎＫ）和　
（１ｎＺ）存在相互协整的关系，即说明白糖现货和期货价格之间　
１３２经济论坛２００８?１５　
（作者单位：天津财经大学）　

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