糖期货价格 国际原糖期货价格

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2021年7月4日发(作者:笋岗仓库)


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■■●_经济工作?ECONOMIC PRACTICE 
我国白糖期货与现货价格的实证分析 
文/甘政鑫 


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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ECONOMIC PRACTICE?经济工作■■■_ 
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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发布时间:2021-07-04 19:12:08
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16条评论

  1. 以2006/2007榨季为例

  2. 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

  3. 单位根检验的方法有两种

  4. 对e的ADF检验值在5%的水平上显著 小于I临界值

  5. 需要进行 更多更细致的研究来持续关注

  6. 同时选择交易量 PI= 0【㈩F一-+ 仅2

  7.  由于白糖期货品种上市时间不长

  8. 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

  9. 满足了发展期货市场的初 衷

  10. 检验时适用的方法主 l3O 经济论坛2oo8?l5 维普资讯 http

  11. ■■●_经济工作?ECONOMIC PRACTICE 我国白糖期货与现货价格的实证分析 文/甘政鑫 一