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    中國棉花期貨與現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系的實(shí)證研究

    2017-11-04 06:39:32周暢鞠榮華楊智玲楊汭華
    中國棉花 2017年10期
    關(guān)鍵詞:期貨價(jià)格期貨市場現(xiàn)貨

    周暢,鞠榮華,楊智玲,楊汭華

    (中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京100083)

    中國棉花期貨與現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系的實(shí)證研究

    周暢,鞠榮華*,楊智玲,楊汭華

    (中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院,北京100083)

    通過協(xié)整檢驗(yàn)、誤差修正模型、Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解等方法,對(duì)棉花期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國棉花期貨市場有較強(qiáng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能,棉花期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的影響程度較大,但現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格的影響程度較小?,F(xiàn)有結(jié)論表明棉花相關(guān)企業(yè)可以利用期貨市場規(guī)避價(jià)格風(fēng)險(xiǎn),同時(shí)保險(xiǎn)公司可以考慮推出棉花價(jià)格保險(xiǎn)。

    棉花;現(xiàn)貨價(jià)格;期貨價(jià)格;Granger因果關(guān)系檢驗(yàn);脈沖響應(yīng)函數(shù)

    國外對(duì)農(nóng)產(chǎn)品期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的研究較多,研究方法也較為成熟。Robert[3]證明了期貨市場具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)和套期保值的功能。Wakita[4]利用大阪堂島谷物期貨市場上1760―1864年的月度數(shù)據(jù)和對(duì)應(yīng)的現(xiàn)貨數(shù)據(jù)進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn),表明兩者之間存在長期均衡關(guān)系。Andrew等[5]運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和誤差修正模型(Error correction model,ECM)分析了玉米、大豆、牛以及豬的期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格,發(fā)現(xiàn)從長遠(yuǎn)來看,這4個(gè)市場都是無偏的,但是在短期內(nèi)玉米、牛以及豬的期貨市場表現(xiàn)出低效率以及價(jià)格偏差。Maruiwa等[6]以美國棉花期貨市場為例,利用1976年6月15日至1982年4月30日的日收盤價(jià)研究了棉花期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系,研究表明棉花期貨市場居于主導(dǎo)地位,具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。Kumar等[7]利用格蘭杰(Granger)因果檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)以及ECM等模型研究了印度部分農(nóng)產(chǎn)品期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。中國關(guān)于期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系的實(shí)證研究起步較晚,大多直接使用國外較為成熟的理論和方法,但是,現(xiàn)有的對(duì)棉花期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的研究不僅沒有得出一致的結(jié)論,而且還存在一定的不足。首先,朱桂賓[8]與王俊等[9]的研究均發(fā)現(xiàn)棉花的期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間只存在單向引導(dǎo)的關(guān)系,即期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格具有很強(qiáng)的引導(dǎo)作用,而現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格并沒有引導(dǎo)作用,但劉磊等[10]、陳雪飛等[11]則認(rèn)為棉花的期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格之間存在雙向引導(dǎo)關(guān)系;其次,王俊等[9]的研究發(fā)現(xiàn)棉花期貨的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能在短期內(nèi)并不明顯,而師樹興等[12]卻發(fā)現(xiàn)棉花期貨對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格已經(jīng)形成了較明顯的短期預(yù)測作用;再次,李慧茹[13]、李天忠等[14]、曾屹然[15]對(duì)棉花價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的研究選取了臨近交割日的期貨合約收盤價(jià)來代表期貨價(jià)格,而臨近交割期的期貨合約交易量較小,并不能真實(shí)地反映當(dāng)日期貨市場的供求狀況;最后,2013年9月16日我國正式實(shí)施新修訂的《棉花細(xì)絨棉》標(biāo)準(zhǔn)(GB 1103―2012),中國棉花價(jià)格指數(shù)相應(yīng)調(diào)整,棉花期貨合約的基準(zhǔn)交割品有所改變,故樣本區(qū)間若跨越2013年9月則需檢驗(yàn)數(shù)據(jù)是否發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化,以上研究都沒有涉及棉花期貨和現(xiàn)貨價(jià)格的斷點(diǎn)檢驗(yàn)問題。本研究擬選取主力合約的收盤價(jià),對(duì)棉花的期貨、現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系進(jìn)行研究,在彌補(bǔ)現(xiàn)有研究不足的基礎(chǔ)上,對(duì)棉花期貨的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能做進(jìn)一步研究,進(jìn)而對(duì)已有研究結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)。

    2 數(shù)據(jù)處理與研究方法

    2.1 數(shù)據(jù)來源與處理

    2.1.1數(shù)據(jù)來源。期貨品種選取鄭州商品交易所一號(hào)棉花期貨合約,棉花期貨價(jià)格來自于鄭州商品交易所官方網(wǎng)站公布的每日行情。選取主力合約(即成交量最大的合約)的每日收盤價(jià)作為當(dāng)日的期貨價(jià)格。棉花現(xiàn)貨價(jià)格選取中國棉花價(jià)格指數(shù),該指數(shù)是國內(nèi)最早代表棉花現(xiàn)貨價(jià)格水平的綜合指標(biāo),也是棉花現(xiàn)貨價(jià)格的權(quán)威指標(biāo)。棉花現(xiàn)貨價(jià)格主要來自中國棉花協(xié)會(huì)官網(wǎng) (www.china-cotton.org)上發(fā)布的每日數(shù)據(jù)。由于2013年9月16日發(fā)布了新標(biāo)準(zhǔn)下的中國棉花價(jià)格指數(shù),鄭州商品交易所的一號(hào)棉花期貨合約的基準(zhǔn)交割品也由328級(jí)鋸齒加工細(xì)絨棉改為3128B級(jí)鋸齒加工細(xì)絨棉,本研究在選取現(xiàn)貨價(jià)格時(shí),2005年1月至2013年9月的現(xiàn)貨價(jià)格選用的是CC Index 328的價(jià)格指數(shù),2013年10月至2016年12月的現(xiàn)貨價(jià)格選用的是CC Index 3128B的價(jià)格指數(shù)。同樣,根據(jù)棉花價(jià)格指數(shù)的變化,棉花期貨交割品級(jí)也從CF311合約開始由CC Index 328級(jí)細(xì)絨棉改為CC Index 3128B級(jí)細(xì)絨棉,該合約從2013年6月開始成為主力合約,因此選取2013年6月為期貨價(jià)格序列的分界點(diǎn)。

    2.1.2數(shù)據(jù)處理方法。棉花期貨與現(xiàn)貨價(jià)格均根據(jù)去除節(jié)假日后的每日數(shù)據(jù)求得月度平均數(shù)。本研究首先采用虛擬變量法[16]和鄒(Chow)檢驗(yàn)法[17]進(jìn)行斷點(diǎn)檢驗(yàn),判斷2013年9月前后的棉花現(xiàn)貨價(jià)格和2013年6月前后的棉花期貨價(jià)格數(shù)據(jù)有無結(jié)構(gòu)性變化,若沒有結(jié)構(gòu)性變化,則可使用棉花期貨上市以來至2017年8月的價(jià)格連續(xù)數(shù)據(jù),若有結(jié)構(gòu)性變化,則只能使用2013年10月至2017年8月的價(jià)格連續(xù)數(shù)據(jù)。其次,由于棉花期、現(xiàn)貨價(jià)格有較大幅度的波動(dòng)且受季節(jié)變化的影響,因此對(duì)原始時(shí)間序列取對(duì)數(shù)并使用X-11-ARIMA方法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整處理[18],得到期貨價(jià)格、現(xiàn)貨價(jià)格2組時(shí)間序列數(shù)據(jù)LNFPSA和LNSPSA。

    2.2 研究方法及步驟

    首先,設(shè)置虛擬變量0和1,對(duì)樣本期間棉花期、現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行斷點(diǎn)檢驗(yàn);其次,用擴(kuò)展的迪克―富勒(Augmented Dickey-Fuller,ADF)檢驗(yàn)[19]分析棉花期貨價(jià)格、現(xiàn)貨價(jià)格序列是否平穩(wěn),并判斷兩者之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系;再次,用誤差修正模型[20]判斷期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格在短期偏離均衡狀態(tài)時(shí)是否存在修正機(jī)制,并用格蘭杰因果關(guān)系[21]來檢驗(yàn)棉花期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格以及現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格的影響;最后,用脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解來判斷棉花期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格的影響方式及貢獻(xiàn)度[22]。本研究實(shí)證分析所使用的軟件是Eviews 8.0。

    3 實(shí)證分析

    3.1 棉花現(xiàn)貨價(jià)格、期貨價(jià)格斷點(diǎn)檢驗(yàn)

    先采用虛擬變量法對(duì)棉花期貨和現(xiàn)貨價(jià)格這2組時(shí)間序列分別進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)于棉花現(xiàn)貨價(jià)格,設(shè)2005年1月至2013年9月的虛擬變量X1=0,2013年10月至2017年8月的虛擬變量X1=1;對(duì)于棉花期貨價(jià)格,設(shè)2005年1月至2013年5月的虛擬變量X2=0,2013年6月至2017年8月的虛擬變 量X2=1,建立如下方程 :SP=α1+β1X1+μt,F(xiàn)P=α2+β2X2+μt.其中SP代表棉花現(xiàn)貨價(jià)格,F(xiàn)P代表棉花期貨價(jià)格,X1和X2代表虛擬變量。對(duì)上述2個(gè)方程進(jìn)行普通最小二乘 (Ordinary least square,OLS)回歸,分別得如表1和表2所示的結(jié)果。

    表1 棉花現(xiàn)貨價(jià)格與虛擬變量的OLS回歸結(jié)果

    表2 棉花期貨價(jià)格與虛擬變量的OLS回歸結(jié)果

    在棉花現(xiàn)貨價(jià)格與虛擬變量的OLS回歸結(jié)果中,虛擬變量回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量為-1.61,未通過10%顯著性水平上的檢驗(yàn),由此看出,虛擬變量不能解釋因變量SP,即棉花現(xiàn)貨價(jià)格序列在2013年10月這個(gè)分界點(diǎn)沒有發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化。在棉花期貨價(jià)格與虛擬變量的OLS回歸結(jié)果中,虛擬變量的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著,可以解釋因變量FP的變動(dòng),即期貨價(jià)格數(shù)據(jù)存在斷點(diǎn),因此使用2005年1月至2017年8月的連續(xù)數(shù)據(jù)會(huì)影響實(shí)證分析結(jié)果的可信度。

    再用Chow檢驗(yàn)法對(duì)棉花期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格這2組時(shí)間序列進(jìn)行斷點(diǎn)檢驗(yàn),結(jié)果見表3。Chow檢驗(yàn)的F值和P值顯示,棉花現(xiàn)貨價(jià)格與期貨價(jià)格分別在2013年10月和2013年6月發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化,因此不宜使用2005年至2017年的連續(xù)數(shù)據(jù)進(jìn)行后續(xù)分析。因?yàn)樽罱臄?shù)據(jù)能更好地預(yù)測以后的情況,因此,在以下的實(shí)證分析中將使用2013年10月至2017年8月棉花期貨和現(xiàn)貨價(jià)格的月度數(shù)據(jù)作為樣本。

    表3 棉花現(xiàn)貨價(jià)格與期貨價(jià)格Chow檢驗(yàn)結(jié)果

    3.2 相關(guān)性分析

    從圖1可以看出,2013年10月8日至2015年12月31日我國棉花期貨與現(xiàn)貨價(jià)格的變動(dòng)趨勢基本一致。

    圖1 我國棉花期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格走勢

    進(jìn)一步計(jì)算我國棉花期、現(xiàn)貨價(jià)格的相關(guān)系數(shù)為0.927 4。從統(tǒng)計(jì)分析標(biāo)準(zhǔn)來看,我國棉花期、現(xiàn)貨價(jià)格的相關(guān)系數(shù)大于強(qiáng)相關(guān)指標(biāo)(r=0.8),在一定程度上說明棉花期貨價(jià)格對(duì)于棉花現(xiàn)貨價(jià)格具有一定的發(fā)現(xiàn)作用。

    3.3 ADF單位根檢驗(yàn)

    只有同階單整的序列才能進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn),需要分別對(duì)這2組數(shù)據(jù)序列進(jìn)行ADF單位根檢驗(yàn),以判斷這2組序列是否平穩(wěn)。根據(jù)表4的結(jié)果,棉花期貨價(jià)格、現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)時(shí)間序列,但2個(gè)序列的一階差分是平穩(wěn)的,即序列LNFPSA和LNSPSA均為一階單整序列。

    表4 棉花期貨和現(xiàn)貨價(jià)格的ADF檢驗(yàn)

    3.4 協(xié)整檢驗(yàn)

    在時(shí)間序列LNFPSA和LNSPSA一階單整的條件下,可以進(jìn)一步判斷它們之間是否存在協(xié)整關(guān)系。首先對(duì)LNFPSA和LNSPSA建立協(xié)整回歸模型:LNSPSA=α+βLNFPSA+μt。 使用該模型進(jìn)行OLS回歸,得回歸方程:LNSPSA=0.924 088+0.908 721LNFPSA.其中,LNFPSA回歸系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量為17.80,在1%水平上顯著;調(diào)整后的R2為0.872 773,擬合優(yōu)度較好。該回歸方程殘差序列的ADF統(tǒng)計(jì)量為-2.402 467,小于5%顯著性水平的臨界值(-1.948 495),可以認(rèn)為殘差序列不存在單位根,為平穩(wěn)序列。因此,序列LNFPSA和LNSPSA具有長期協(xié)整關(guān)系,可以建立誤差修正模型。由上面的回歸方程式可以定義現(xiàn)貨價(jià)格誤差修正項(xiàng)(ECM1)為:ECM1t-1=LNSPSAt-1-0.242 185LNFPSAt-1.同理,定義期貨價(jià)格的誤差修正項(xiàng)(ECM2)為:ECM2t-1=LNFPSAt-1-0.989 579LNSPSAt-1.

    誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果見表5。棉花現(xiàn)貨價(jià)格的ECM項(xiàng)系數(shù)是負(fù)值,在1%的水平上顯著,說明現(xiàn)貨市場價(jià)格具有反向修正機(jī)制,當(dāng)棉花現(xiàn)貨市場價(jià)格偏離均衡狀態(tài)時(shí),誤差修正項(xiàng)會(huì)使其向均衡狀態(tài)收斂。棉花期貨價(jià)格的ECM項(xiàng)系數(shù)也是負(fù)值,在10%的水平上顯著,說明期貨價(jià)格也存在反向修正機(jī)制,當(dāng)棉花期貨價(jià)格偏離均衡狀態(tài)時(shí),誤差修正項(xiàng)也會(huì)使其向均衡狀態(tài)收斂。但因2個(gè)誤差修正項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值較小,所以其均衡調(diào)整的力度并不大。

    表5 誤差修正模型檢驗(yàn)結(jié)果

    3.5 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

    格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)于變量是否平穩(wěn)非常敏感,由于序列LNFPSA和LNSPSA都是非平穩(wěn)序列,而一階差分序列是平穩(wěn)序列,所以使用一階差分序列DLNFPSA和DLNSPSA來進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)[7],檢驗(yàn)結(jié)果見表6??梢钥闯觯藁ìF(xiàn)貨價(jià)格與期貨價(jià)格存在相互引導(dǎo)的關(guān)系。

    表6 Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

    3.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)

    得出棉花期貨與現(xiàn)貨價(jià)格相互引導(dǎo)的結(jié)論之后,用脈沖響應(yīng)函數(shù)來分析棉花期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格這2個(gè)變量對(duì)其自身以及另一變量的擾動(dòng)的響應(yīng),檢驗(yàn)結(jié)果見圖2(縱軸為單位沖擊引起的波動(dòng),橫軸為波動(dòng)持續(xù)的期數(shù))。

    圖2 棉花期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

    棉花期貨價(jià)格對(duì)其自身1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差新息的沖擊立即做出了響應(yīng),大約在0.05,之后逐步下降,并從第5期開始趨向于零。棉花現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)其自身的擾動(dòng)也立即做出了響應(yīng),大約為0.02,之后逐步下降,第2期僅有0.002且為負(fù)向,第3期增加至0.003且為正向,之后逐步下降并于第4期開始趨向于零。棉花期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的擾動(dòng)并沒有立即做出響應(yīng),第2期響應(yīng)約為0.01且為負(fù)向,第3期逐步縮小為零,第4期稍有負(fù)向的波動(dòng),但于第5期開始趨向于零。棉花現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格的擾動(dòng)立即做出了響應(yīng),第1期為0.01,第2期達(dá)到最大且為正向,第3期逐步下降,第4期又稍有上升,之后逐步下降并于第8期開始趨向于零。這表明棉花期貨價(jià)格的變動(dòng)會(huì)引起棉花現(xiàn)貨價(jià)格的同向變動(dòng),而棉花現(xiàn)貨價(jià)格的變動(dòng)會(huì)引起期貨價(jià)格反向變動(dòng),但是整體來看,棉花現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格的影響較小。

    3.7 方差分解

    利用方差分解方法對(duì)棉花期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格變化的貢獻(xiàn)度以及現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格變化的貢獻(xiàn)度進(jìn)行分析,結(jié)果見表7。

    表7 棉花期貨價(jià)格、現(xiàn)貨價(jià)格方差分解結(jié)果

    由表7可以看出,在第1期預(yù)測中,棉花期貨價(jià)格自身占預(yù)測方差的100%,之后逐漸減小并于第8期開始穩(wěn)定在96%左右,說明棉花期貨價(jià)格預(yù)測方差約有96%是由期貨價(jià)格自身的擾動(dòng)所引起的,僅有約4%是由現(xiàn)貨價(jià)格擾動(dòng)引起的。棉花現(xiàn)貨價(jià)格自身貢獻(xiàn)度在第1期預(yù)測中占預(yù)測方差的77.7%,隨著滯后期增加而逐漸減小,大約于第8期開始趨于穩(wěn)定,棉花現(xiàn)貨價(jià)格預(yù)測方差約有93%是由期貨價(jià)格擾動(dòng)引起的,約7%是由其自身的擾動(dòng)引起的。由此推斷,棉花期貨價(jià)格變化對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的影響非常大,而現(xiàn)貨價(jià)格變化對(duì)期貨價(jià)格的影響相對(duì)較小。

    4 結(jié)論與建議

    選取2013年10月至2017年8月棉花期貨和現(xiàn)貨的月度價(jià)格,對(duì)我國棉花期、現(xiàn)貨價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn):(1)棉花期貨、現(xiàn)貨價(jià)格存在協(xié)整關(guān)系,并且棉花期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格相互引導(dǎo),為棉花現(xiàn)貨的套期保值提供了前提條件。(2)期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格有較大的影響,說明棉花期貨市場有較強(qiáng)的定價(jià)功能;同時(shí)現(xiàn)貨價(jià)格也能夠在一定程度上影響期貨價(jià)格的變動(dòng),說明期貨市場定價(jià)有一定的現(xiàn)貨基礎(chǔ)。(3)期貨與現(xiàn)貨價(jià)格在短期偏離均衡狀態(tài)時(shí)最終均可以調(diào)整至長期均衡狀態(tài)。以上研究結(jié)論表明,我國棉花期貨市場能夠較好地發(fā)揮價(jià)格發(fā)現(xiàn)和套期保值兩大功能?;诖耍藁ㄏ嚓P(guān)企業(yè)可以利用棉花期貨市場進(jìn)行套期保值,規(guī)避價(jià)格風(fēng)險(xiǎn);同時(shí)保險(xiǎn)公司也可以通過在棉花期貨市場上鎖定棉花的未來價(jià)格,推出棉花價(jià)格保險(xiǎn)或收入保險(xiǎn);棉農(nóng)可以通過購買保險(xiǎn)公司的棉花價(jià)格保險(xiǎn)或收入保險(xiǎn)而規(guī)避棉花生產(chǎn)的價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)。但是,方差分解分析也發(fā)現(xiàn),棉花期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的影響程度較大,而現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格的影響程度較小,表明我國棉花的期貨市場和現(xiàn)貨市場有待進(jìn)一步完善。

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    Empirical Study on the Relation between Cotton Spot and Futures Price in China

    Zhou Chang,Ju Ronghua*,Yang Zhiling,Yang Ruihua

    F326.12:S562

    A

    1000-632X(2017)10-0006-07

    10.11963/1000-632X.zcjrh.20171012

    1 引言

    棉花價(jià)格的劇烈波動(dòng)會(huì)對(duì)棉花生產(chǎn)者和經(jīng)營者產(chǎn)生不利影響,甚至造成整個(gè)國民經(jīng)濟(jì)的損失:對(duì)于棉農(nóng)而言,價(jià)格波動(dòng)使其無法合理安排種植面積,棉花產(chǎn)量會(huì)大起大落;對(duì)于棉花企業(yè)而言,價(jià)格波動(dòng)會(huì)使其無法估算成本和收益,進(jìn)而承擔(dān)較高的價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)。棉花期貨市場的價(jià)格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能對(duì)棉花產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展具有至關(guān)重要的作用。如果棉花期貨具有良好的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能,那么棉花企業(yè)就可以通過期貨市場進(jìn)行套期保值,從而規(guī)避價(jià)格風(fēng)險(xiǎn);而保險(xiǎn)公司就會(huì)具備推出棉花價(jià)格保險(xiǎn)的條件,被期貨市場拒之門外的棉農(nóng)可以通過價(jià)格保險(xiǎn)來穩(wěn)定收入。此外,有學(xué)者也指出完善的期貨市場可以調(diào)節(jié)農(nóng)作物生產(chǎn)結(jié)構(gòu)[1],穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格[2]。因此,對(duì)棉花期貨市場價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的研究具有重要的意義。

    2017-07-07

    *通信作者:juronghua@cau.edu.cn

    農(nóng)業(yè)部軟科學(xué)課題(201608-2)

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