2024年3月9日发(作者：摩托罗拉xt615刷机包)

Y

圆

UANZHUOLUNTAN

桌论坛

苹果期货价格与现货价格关系的实证研究

王云媛

摘

①

要

：

十九大将精准扶贫列入我国政府工作的重中之重

。

苹果作为贫困地区主要作物之一

，

如何利用苹果脱贫对扶贫工

——

苹果期货

。

本文从苹果期货现状出

作有重要意义

。

郑州商品交易所于

2017

年

12

月

22

日正式推出国内首个鲜果期货

—

以期货价格与现货价格为研究点

，

选取

2017

年

12

月

22

日到

2019

年

6

月

6

日郑州商品交易所苹果期货的日收盘价和陕

发

，

E

－

G

两步法协整检验

、

西富士苹果现货每日价格为样本数据

（

共

351

个数据

），

利用

ADF

单位根检验

，

格兰杰因果检验

、

误差

苹果期货价格和现货价格发现功能不明显

，

但短期来看仍

修正模型等来评估苹果期货价格与现货价格的关系

。

结果表明

，

主要是由于苹果期货推出时间短

，

效果尚不明显

。

有促进作用

，

关键词

：

苹果期货

；

价格发现

；

苹果

一

、

引言

中国共产党第十九次全国代表大会胜利召开后

，

精准

扶贫工作开启了果蔬类农

扶贫成了政府工作的重中之重

，

产品期货的繁荣发展

。

郑州商品交易所积极响应国家政

——

苹果期货

。

大豆

，

推出国内首个鲜果期货

—

玉米

，

小

策

，

麦等农产品期货推出时间久

，

在期货市场和现货市场的发

本文主要针对最新推出的苹果期货为研究

展已较为成熟

，

由于苹果保鲜成本高

、

保质期短

、

生产容易受

对象

。

同时

，

季节因素影响等原因

，

因此价格波动频繁

，

使苹果价格形

无法为市场提供价格信号

，

无法为投资者

成机制不透明

，

提高果农收益

、

使果农脱贫

。

因此

，

本文试

提供投资决策

、

图分析苹果期货价格和现货价格的波动性

、

关联性以及是

进而提出相关政策建议

，

以

否可以规避价格风险等问题

，

“

三农

”，

更好的来服务

切实落实精准扶贫工作

。

二

、

苹果期货价格与现货价格关系的实证研究

（

熊杰

、2018）

对我国苹果市场的现状进刘运

、

王佳威

，

从理论上提出苹果期货上市的好处

，

即价格发现

，

行分析

，

2018）

从苹果种规避风险

，

帮助农民脱贫

。（

阮垂灵

、

孙万

，

植面积

，

消费额

，

进出口等方面入手

，

得出苹果期货的推出

且能提高对期货市场的议价

有改善农民生活状况的作用

，

2018）

利用大豆

，

王辉

，

玉米

，

粳米的期现

能力

。（

辛立秋

、

货价格为例

，

从定性

、

定量角度分析三者在期货市场的价

结果发现三者均有较好的价格发现功能

，

但

格发现功能

，

不具备双向引导关系

。

可以发现

，

现阶段对苹果期货的研究多集中在分析苹

“

期货

+

保如利用

果期货推出后对市场和农户产生的影响

，

险

”

模式规避风险等

。

利用实证过程去分析期现货价格关

因此

，

本文针对苹果

系的研究多集中于成熟的期货品种

，

期现货价格波动关系做研究有重要意义

。

（

一

）

数据的选取与处理

苹果现货价格

苹果期货数据来源于郑州商品交易所

，

数据来源于中果网

。

由于我国苹果种植面积超过

200

千公

山东

，

甘肃

，

河北

，

其中陕西以

695

千公顷居首

顷的有陕西

，

位

，

同时

，

苹果众多品种中产量最多的为富士

，

因此本文选

取的苹果现货数据是以陕西富平为代表的富士

。

选取

2017

年

12

月

22

日到

2019

年

6

月

6

日郑州商品交易所苹

果期货的日收盘价和陕西富士苹果现货每日价格为样本

数据

（

共

351

个数据

）。

由于每个期货合约时间有限的

，

考

虑到期货市场在周末以及法定节假日休市等因素

，

所以当

再选择下一个最相邻的期货合约

，

以保

合约到交割期时

，

证期货合约在时间上的连续性

。

苹果现货价格去除与期

货时间不吻合的样本数据

。

利用

Eviews8．0

计量软件进行

分析

。

由于单位不统一会影响结果的精确性

，

因此首先将数

据单位统一为元

/

吨

。

为防止异方差

，

对数据进行对数

处理

。

（

二

）

描述性统计分析

利用

Eviews

统计软件对苹果期货价格与现货价格的

得出变量的分布与波动情况

。

如表

基本统计量进行分析

，

1

所示

。

表

1

统计量

期货价格

（y）

现货价格

（x）

苹果期现货价格描述性统计分析

中位数

9302．000

6000

标准差

1788．525

2810．181

偏度

－

0．06020

0．810409

峰度

1．704456

2．905003

均值

9319．228

7528．205

从表

1

可以看出

，

苹果现货价格标准差大于苹果期货

说明苹果期货市场风险更大

。

由偏度

、

峰度

价格标准差

，

二者均不是正态分布

，

但比较接近正态分布

。

看出

，

（

三

）

实证分析

1．

平稳性检验

采用

ADF

检验对数化处理后的数据是否平稳

。

因为

①

——

基于中国

A

股市场金融板块数据分析

Jd19001。

项目的名称和代码

：Fama

－

French

三因素模型的实证分析

—

113

数据不平稳可能出现伪回归现象

。

检验结果如表

2

所示

。

表

2

平稳性检验

变量

ADF1%

临界值

5%

临界值是否平稳

LNY

－

1．147424

－

3．448835

－

2．869581

否

LNX0．404869

－

3．448835

－

2．869581

否

D（LNY）

－

17．71046

－

3．448889

－

2．869605

是

D（LNX）

－

18．69541

－

3．448889

－

2．869605

是

由表

2

可看出

，Y

的

ADF

值

－

1．147424

大于

1%

和

5%

临界值

，

因此

Y

不平稳

，

需要做差分处理

。

同理

，X

不平

稳

。

分别对

X、Y

做一阶差分后

ADF

值均小于

1%

和

5%

临

界值

，

差分后的数据平稳

。

因而可以对差分后的数据做以

下检验

。

2．

苹果期现货价格的长期均衡关系

Johansen

协整检验

，

不必划分内外生变量

，

并且可以给

出全部协整关系

，

检验结果更稳定

。

因此

Johansen

协整检

验优于

EG

检验

。Johansen

协整检验结果如表

3

所示

。

表

3Johanse

协整检验

原假设特征值检验统计量

5%

临界值

P

值

迹检验

None0．02605610．1855315．494710．2667

Atmost10．0030321．0507003．8414660．3035

由表

3

可看出

，

检验统计量

10．18553

小于

5%

临界值

15．49471，

接受原假设

。（

无协整关系

）。

检验统计量

1．050700

小于

5%

临界值

3．841466，

接受原假设

（

有一个协

整关系

）。

对残差

e

做

ADF

检验

，

验证协整关系的正确性

。

检验

结果如表

4

所示

。

表

4

残差

e

的

ADF

检验

变量

ADF1%

临界值

5%

临界值是否平稳

e

－

1．107688

－

3．448835

－

2．869581

不平稳

D（e）

－

17．62740

－

3．448889

－

2．869605

平稳

由表

4

可看出

，

残差的

ADF

值

－

1．107688

大于

1%

和

5%

临界值

，

因此残差不平稳

，

对残差做差分处理可得

，

一阶

差分后

ADF

值

－

17．62740

小于

1%

和

5%

临界值

，

差分后的

残差平稳

，

即变量存在协整关系

。

3．

苹果期现货价格的引导关系

如果

X

是

Y

的原因

，

则

X

的变化先于

Y

的变化

。

若

P

值小于

0．1，

则拒绝原假设

。

检验结果如表

5

所示

。

表

5Granger

因果检验

原假设

F

值

P

值

XdoesnotGrangerCauseY1．732160．1784

YdoesnotGrangerCauseX1．456330．2345

由表

5

可以

，P

值基本接近

0．1，

可以认为

P

值非常小

，

是小概率事件

，

拒绝原假设

，

因此

，X

是

Y

的格兰杰原因

；P

值

0．2345

大于

0．1，

则接受原假设

，

即

Y

不是

X

的格兰杰原

因

。

这也符合

Johansen

协整检验的结论

。

4．

方差分解

如果某指标的方差分解值越大

，

则该指标的解释能力

越强

。

结果见表

6。

114

表

6

方法分解

滞后期

1346910

期货市场

来自期货市场

99．65899．88299．91199．93099．89999．877

来自现货市场

0．34160．11760．10030．12310．08860．0698

现货市场

来自期货市场

0．00180．00300．01250．05370．17130．2250

来自现货市场

100．0099．99799．98899．94699．82999．775

由于有

10

期滞后期

，

数值相差较小

，

只选择其中

6

期

做分析

。

对期货市场而言

，

期货市场第一期

99．658%

来自期货

市场

，0．3416%

来自现货市场

。

从第二期开始

，

期货市场的

影响逐渐增大

，

现货市场的影响逐渐降低

。

因此

，

对于期

货市场而言

，

期货市场的影响非常明显

，

但现货市场影响

很小

，

可以说微乎其微

。

对现货市场而言

，

期货市场第一期

0．0018%

来自期货市

场

，

随着滞后期的增大

，

影响也逐渐增大

，

到第十期期货市

场的影响达到了

0．2250%。

来自现货市场的影响从第一期

到第十期均保持在

99%

以上

，

因此现货市场影响非常明显

。

综上所述

，

来自期货市场的影响度为

：50．051%，

来自现

货市场的影响度

49．9224%。

三

、

结论与建议

第一

，

期现货价格之间存在显著的正相关关系

，

通过

协整检验可知

，

二者之间存在长期均衡关系

，

由格兰杰因

果检验得出

，

现货价格引导期货价格

。

第二

，

苹果期货市

场主要受到期货市场本身的影响

，

现货市场的影响不明

显

，

但从短期来看

，

仍有促进作用

。

苹果现货市场主要受

现货市场的影响

，

期货市场影响不明显的原因主要是由于

苹果期货推出时间短

，

影响尚不明显

。

结果发现我国苹果期货尚不稳定

，

需对苹果期货产品

再创新

，

如创建

“

保险

+

期货

”

模式

，

引导果农进行苹果期货

分散风险

，

实现脱贫

。

参考文献

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农产品期货价格波动关

联

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中

华工商时报

，2017

－

12

－

26（3）．

作者简介

：

王云媛

，

吉首大学数学与统计学院

，

湖南吉首

。