中加油菜籽期貨與現(xiàn)貨價(jià)格動(dòng)態(tài)關(guān)系研究

吳 琪，蔡 勛，馮中朝

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

?

中加油菜籽期貨與現(xiàn)貨價(jià)格動(dòng)態(tài)關(guān)系研究

吳 琪，蔡 勛，馮中朝*

(華中農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

基于2013年1月至2015年12月中國(guó)、加拿大兩國(guó)油菜籽期貨與現(xiàn)貨價(jià)格月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用有向無(wú)環(huán)圖(DAG)技術(shù)與結(jié)構(gòu)向量自回歸(SVAR)模型，系統(tǒng)分析了中加兩國(guó)油菜籽期貨、現(xiàn)貨價(jià)格之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。研究結(jié)果表明，加拿大油菜籽期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)具有較強(qiáng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，而中國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能相對(duì)較弱。中國(guó)油菜籽市場(chǎng)在一定程度上參與了國(guó)際油菜籽市場(chǎng)的定價(jià)，但參與程度仍有待提高。

油菜籽；期貨價(jià)格；現(xiàn)貨價(jià)格；DAG；SVAR模型

中國(guó)是油菜產(chǎn)業(yè)大國(guó)，油菜籽產(chǎn)量約占全球油菜籽產(chǎn)量的21.14%[1]。近年來(lái)，由于國(guó)內(nèi)油菜籽生產(chǎn)成本逐漸增加，油菜籽進(jìn)口量不斷攀升，同時(shí)臨儲(chǔ)菜籽油儲(chǔ)備居高不下，導(dǎo)致我國(guó)油菜產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨著嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)。從國(guó)際市場(chǎng)來(lái)看，2015年我國(guó)從加拿大進(jìn)口油菜籽超 359萬(wàn)t，占總進(jìn)口量的86%以上，到岸價(jià)2 856.38 元·t-1[2]，而國(guó)內(nèi)三級(jí)油菜籽均價(jià)約為4 133.92 元·t-1[3]，價(jià)格倒掛現(xiàn)象嚴(yán)重。從國(guó)內(nèi)市場(chǎng)來(lái)看，2015年國(guó)家油菜籽臨儲(chǔ)政策改革，將收儲(chǔ)省份由原來(lái)的13個(gè)省減為7個(gè)主產(chǎn)省，且收購(gòu)定價(jià)權(quán)由國(guó)家下放到各省，使得國(guó)內(nèi)油菜籽價(jià)格下跌，農(nóng)戶種植油菜的收益下降，廣大農(nóng)戶種植積極性受挫。在當(dāng)前形勢(shì)下，如何穩(wěn)定油菜籽市場(chǎng)價(jià)格，保障農(nóng)民收益是亟需解決的現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。期貨市場(chǎng)具有一定的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，可以為指導(dǎo)我國(guó)油菜籽生產(chǎn)、銷(xiāo)售以及政府實(shí)施宏觀調(diào)控政策提供有力參考。我國(guó)油菜籽期貨于2012年12月28日在鄭州商品交易所正式掛牌上市，為穩(wěn)定我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格、推動(dòng)油菜產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展做出了積極貢獻(xiàn)。在經(jīng)濟(jì)全球化的大背景下，信息交流促使各地區(qū)市場(chǎng)之間價(jià)格互動(dòng)越來(lái)越明顯，國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品期貨價(jià)格的信息反映機(jī)制對(duì)國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的影響也日趨突出[4-5]。因此，探究我國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)與主導(dǎo)國(guó)際油菜籽定價(jià)權(quán)的加拿大溫尼伯油菜籽期貨市場(chǎng)之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，并比較兩國(guó)油菜籽期貨和現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格引導(dǎo)機(jī)制，對(duì)完善我國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)功能，穩(wěn)定油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格，保障農(nóng)民收益具有重要的意義。

國(guó)外農(nóng)產(chǎn)品期貨上市較早，諸多學(xué)者在農(nóng)產(chǎn)品期貨與現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系、國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品間的期貨價(jià)格傳導(dǎo)等方面進(jìn)行了深入研究。Khoury等[6]指出加拿大燕麥、大麥和油菜籽期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格均會(huì)產(chǎn)生影響，而只有燕麥現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)期貨價(jià)格有微弱的影響。Yang等[7]研究了美國(guó)芝加哥期貨交易所、加拿大溫尼伯商品交易所和倫敦國(guó)際金融期貨交易所之間的大麥期貨價(jià)格傳導(dǎo)情況，結(jié)果表明，雖然芝加哥期貨交易所與溫尼伯商品交易所的大麥期貨價(jià)格存在相互影響，但芝加哥期貨交易所大麥期貨價(jià)格占主導(dǎo)地位；倫敦國(guó)際金融期貨交易所大麥期貨價(jià)格獨(dú)立性很強(qiáng)，對(duì)芝加哥期貨交易所大麥期貨價(jià)格存在長(zhǎng)期影響。Fung等[8]對(duì)美國(guó)和中國(guó)大豆期貨市場(chǎng)的信息溢出效應(yīng)進(jìn)行了研究，結(jié)果表明美國(guó)大豆期貨市場(chǎng)仍處于主導(dǎo)地位。

國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)雖然起步較晚，但國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)油脂期貨市場(chǎng)價(jià)格的運(yùn)行及傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行了大量有益的探索，取得了豐富的研究成果。研究主要集中在以下兩個(gè)方面：一是對(duì)國(guó)內(nèi)油脂市場(chǎng)進(jìn)行研究，如李新建等[9]認(rèn)為豆油、菜籽油和棕櫚油期貨之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且豆油和棕櫚油期貨分別對(duì)其余2個(gè)期貨品種存在價(jià)格引導(dǎo)作用；劉慶柏等[10]則指出大豆、豆粕和豆油期貨價(jià)格之間相互存在著引導(dǎo)關(guān)系；何玉梅等[11]指出我國(guó)菜籽油期貨對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格具有單向的引導(dǎo)作用。二是對(duì)國(guó)內(nèi)外期貨市場(chǎng)之間的關(guān)系進(jìn)行研究，如李敬等[12]研究發(fā)現(xiàn)芝加哥豆油期貨市場(chǎng)是世界豆油的定價(jià)中心，加拿大溫尼伯期貨市場(chǎng)則是世界油菜籽的定價(jià)中心，而我國(guó)油脂期貨價(jià)格因發(fā)展不完善仍屬于外圍期貨市場(chǎng)；劉琰等[13]認(rèn)為中國(guó)和加拿大菜籽油市場(chǎng)上期、現(xiàn)貨價(jià)格存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且期貨價(jià)格單向引導(dǎo)現(xiàn)貨價(jià)格；王駿等[14]指出大連、芝加哥、大馬交易所的期貨價(jià)格和中國(guó)現(xiàn)貨價(jià)格之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，芝加哥交易所在國(guó)際植物油期貨市場(chǎng)中具有較強(qiáng)的的影響力與定價(jià)權(quán)威性。已有文獻(xiàn)中關(guān)于我國(guó)油脂期貨市場(chǎng)的文獻(xiàn)比較豐富，但對(duì)我國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)的研究則相對(duì)較少。且現(xiàn)有研究多采取Granger因果檢驗(yàn)，并基于檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行方差分解分析。然而傳統(tǒng)的Granger因果檢驗(yàn)存在一定的局限性，如檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)滯后階數(shù)敏感、因果關(guān)系的確定是基于事件發(fā)生時(shí)間的先后次序而不是變量間的同期因果關(guān)系、更注重統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著性而忽略了經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性等[15]。本文采用最新發(fā)展的有向無(wú)環(huán)圖(DAG)技術(shù)以識(shí)別變量間的同期因果關(guān)系，并結(jié)合SVAR模型對(duì)加拿大和我國(guó)油菜籽期、現(xiàn)貨價(jià)格的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行研究，為更好地發(fā)展我國(guó)油菜籽期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)提供可靠的數(shù)據(jù)支撐。

1 計(jì)量模型與數(shù)據(jù)

1.1 SVAR模型

自Sims提出VAR模型以來(lái)，該方法已被廣泛應(yīng)用于各研究領(lǐng)域[16]。一個(gè)包含k個(gè)變量p階滯后的VAR模型為：

(1)

式(1)中：yt為(k×1)維內(nèi)生變量列向量；yt-i為yt的i期滯后值；β0為k維截距列向量；βi為(k×k)維系數(shù)矩陣；et為服從獨(dú)立同分布的擾動(dòng)列向量，它們相互之間可能存在同期相關(guān)，但不與自身的滯后項(xiàng)及等式右邊的變量相關(guān)；Σ為et的k階協(xié)方差矩陣，包含了VAR模型全部的同期相關(guān)信息。

為了解決擾動(dòng)項(xiàng)同期相關(guān)的問(wèn)題，部分學(xué)者借助Choleski分解對(duì)變量施加一個(gè)遞歸的同期因果結(jié)構(gòu)，但該結(jié)構(gòu)對(duì)變量順序十分敏感，使得研究結(jié)論不夠嚴(yán)謹(jǐn)[17]。為了解決上述問(wèn)題，Bernanke提出了結(jié)構(gòu)VAR(SVAR)模型[18]，Amisano等[19]在此基礎(chǔ)上做了進(jìn)一步改進(jìn)，提出了SVAR的AB模型

(2)

式(1)中：Γ0為k維截距列向量；Γi為(k×k)維滯后結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣；A為(k×k)維可逆同期結(jié)構(gòu)系數(shù)矩陣；B為k階單位矩陣。

為準(zhǔn)確估計(jì)此SVAR模型，進(jìn)行預(yù)測(cè)誤差方差分解分析，需要對(duì)矩陣A施加約束。因此，對(duì)變量之間的同期因果關(guān)系進(jìn)行準(zhǔn)確識(shí)別是模型估計(jì)的關(guān)鍵。為此，Spirtes等人提出了有向無(wú)環(huán)圖(DAG)技術(shù)，完全基于數(shù)據(jù)驅(qū)動(dòng)，通過(guò)數(shù)據(jù)的殘差相關(guān)系數(shù)矩陣，客觀且準(zhǔn)確識(shí)別出矩陣A具體的同期因果關(guān)系形式，很好的解決了傳統(tǒng)方法(Choleski分解、或者基于Granger因果檢驗(yàn)設(shè)定同期因果關(guān)系)導(dǎo)致的結(jié)論不穩(wěn)健問(wèn)題[20]。目前，DAG技術(shù)已被國(guó)內(nèi)外學(xué)者廣泛應(yīng)用于各自的研究領(lǐng)域[15，21-22]。

1.2 有向無(wú)環(huán)圖(DAG)

Sprites等和Pearl提出的有向無(wú)環(huán)圖分析方法，通過(guò)對(duì)擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析，從而識(shí)別變量間的同期因果關(guān)系[20，23]。識(shí)別結(jié)果由代表變量的節(jié)點(diǎn)以及節(jié)點(diǎn)間的有向邊“→”所構(gòu)成的圖形來(lái)表示，并且各個(gè)節(jié)點(diǎn)之間的因果關(guān)系指向不會(huì)形成封閉的環(huán)路。以A和B兩個(gè)變量為例，變量間的關(guān)系會(huì)存在如下幾種形式：“A→B”表示在其他條件不變時(shí)，存在A指向B的單向因果關(guān)系，即A的變化是導(dǎo)致B變化的直接原因；“A?B”表示變量是互為因果的關(guān)系；“A-B”表示變量間存在指向性不明確的同期因果關(guān)系；“A B”則表示兩個(gè)變量相互獨(dú)立不存在同期因果關(guān)系。

本文采用Sprites等提出的PC算法進(jìn)行有向無(wú)環(huán)圖分析。首先，用直線將所有變量?jī)蓛上噙B，形成1個(gè)無(wú)向完全圖；其次，對(duì)任意兩個(gè)變量進(jìn)行無(wú)條件相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，若相關(guān)系數(shù)為0，則表示2個(gè)變量之間不存在同期因果關(guān)系，即可去除兩者之間的連線；再者，進(jìn)一步進(jìn)行一階偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)、二階偏相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)等，對(duì)于N個(gè)變量需要分析至N-2階偏相關(guān)系數(shù)；最后，依據(jù)判定準(zhǔn)則確定因果關(guān)系的指向。其中，偏相關(guān)系數(shù)的顯著性采用Fisher’z統(tǒng)計(jì)量，如式(3)所示。

(3)

式(3)中：n為樣本總數(shù)；ρXY，K表示以K(變量集)為條件變量時(shí)，X和Y的總體偏相關(guān)系數(shù)；|K|為變量集K的個(gè)數(shù)。

1.3 數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文分別選取我國(guó)和加拿大油菜籽期貨、現(xiàn)貨價(jià)格進(jìn)行研究。由于我國(guó)油菜籽期貨于2012年12月28日在鄭州商品交易所上市，因此，本文樣本區(qū)間為2013年1月—2015年12月中國(guó)和加拿大油菜籽期貨、現(xiàn)貨價(jià)格的月度數(shù)據(jù)。其中，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格(CC)數(shù)據(jù)來(lái)自加拿大油菜籽委員會(huì)(CanolaCouncilofCanada)網(wǎng)站，加拿大油菜籽期貨價(jià)格(CF)及我國(guó)油菜籽期貨價(jià)格(RF)數(shù)據(jù)均來(lái)自布瑞克農(nóng)產(chǎn)品數(shù)據(jù)庫(kù)，我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格(RC)為中華糧網(wǎng)數(shù)據(jù)中心三級(jí)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格。此外，加元對(duì)人民幣中間價(jià)匯率數(shù)據(jù)來(lái)自鳳凰網(wǎng)財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)。為減少異方差問(wèn)題，上述變量均取自然對(duì)數(shù)。

2 DAG方法應(yīng)用及SVAR模型構(gòu)建

2.1 單位根檢驗(yàn)及協(xié)整檢驗(yàn)

對(duì)上述4個(gè)變量分別進(jìn)行水平和一階差分的ADF單位根檢驗(yàn)，其中，根據(jù)赤池信息準(zhǔn)則(AIC)選擇檢驗(yàn)中的最優(yōu)滯后階數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。由表1可知，當(dāng)對(duì)各變量的水平值分別進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果在5%的水平下均不能拒絕“存在單位根”的原假設(shè)，而對(duì)其一階差分變量進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，檢驗(yàn)結(jié)果在5%的水平下顯著地拒絕了原假設(shè)。由此可知，所有變量均為一階單整序列。進(jìn)一步利用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)分析各變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系，檢驗(yàn)中的最優(yōu)滯后階數(shù)依據(jù)AIC信息準(zhǔn)則選擇滯后3階，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。從表2可知，各變量之間存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系。因此，向量誤差修正模型是刻畫(huà)變量間動(dòng)態(tài)關(guān)系的正確模型形式。

表1ADF單位根檢驗(yàn)

Table1ADFunitroottestresults

變量Variable檢驗(yàn)形式Inspectionform統(tǒng)計(jì)量Statistics5%臨界值5%Criticalvaluep值PvalueCF(c,t,1)-2.7531-3.55780.2238CC(c,t,0)-1.7548-3.55300.7034RF(c,t,8)-0.8511-3.60320.9464RC(c,t,5)0.4321-3.58060.9984△CF(c,0,1)-4.8353-2.96040.0005△CC(c,0,0)-6.5459-2.95710.0000△RF(c,0,7)-6.1220-2.98620.0000△RC(c,0,0)-3.4254-2.95710.0173

2.2 同期因果關(guān)系的DAG分析及應(yīng)用

通過(guò)對(duì)誤差修正模型的正確估計(jì)，得到各變量之間的擾動(dòng)相關(guān)系數(shù)矩陣

CC CF RC RF

(4)

基于以上“擾動(dòng)相關(guān)系數(shù)矩陣”，對(duì)變量之間的同期因果關(guān)系進(jìn)行DAG分析。首先，將4個(gè)變量?jī)蓛芍g通過(guò)無(wú)方向的直線相連，表示變量之間可能存在的同期因果關(guān)系，形成無(wú)向完全圖。然后，運(yùn)用TETRADⅤ中的PC算法計(jì)算各變量之間的無(wú)條件相關(guān)系數(shù)和偏自相關(guān)系數(shù)，最終得出各變量之間同期因果關(guān)系的依賴性和指向性。Spirtes關(guān)于小樣本應(yīng)用DAG方法的研究結(jié)論表明，“當(dāng)樣本數(shù)據(jù)較小時(shí)，應(yīng)適當(dāng)提高顯著性水平系數(shù)以改善DAG的低估效果(當(dāng)樣本容量小于100時(shí)，顯著性水平應(yīng)適當(dāng)調(diào)整為0.2)”[20]，楊子暉和Awokuse的相關(guān)研究也印證了這一結(jié)論，采用20%的顯著性水平得到了較合理的結(jié)果[15，24]。本文樣本量為36，在20%顯著性水平下變量間同期因果關(guān)系仍不明晰。鑒于此，為了得到較為清晰的同期因果關(guān)系，本文將DAG分析的顯著性水平從20%放寬至25%。

表2 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

Table 2 Johansen Co-integration test

協(xié)整秩Co-integrationrank特征值Eigenvalue跡檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Traceteststatistics5%水平值Valueat5%levelP值Pvaluer=00.730462.005847.85610.0014r≤10.389121.375129.79710.3347r≤20.16996.098015.49470.6839r≤30.01040.32553.84150.5683

首先進(jìn)行無(wú)條件相關(guān)系數(shù)分析，CC和CF的相關(guān)系數(shù)為-0.0736，其P值為0.5714，這表明在25%顯著性水平下兩者同期獨(dú)立，可以把兩者之間表示同期關(guān)系的連線移去。同理，RC和CC之間也同期獨(dú)立。而RC和RF的相關(guān)系數(shù)為0.1541，其P值為0.2327，在25%的顯著性水平下無(wú)條件相關(guān)系數(shù)不為0，即二者同期相關(guān)，兩者之間的連線保留。其次，進(jìn)行偏相關(guān)系數(shù)分析，當(dāng)以CF擾動(dòng)為條件變量時(shí)，RC和RF的偏相關(guān)系數(shù)為-0.0264，其P值為0.8410，在25%的顯著性水平下RC和RF表現(xiàn)為條件同期獨(dú)立，移除RC和RF之間的連線。當(dāng)以RF擾動(dòng)為條件變量時(shí)，CF和CC之間的偏相關(guān)系數(shù)為-0.3211，其P值為0.0113，在25%顯著性水平下CC和CF的偏相關(guān)系數(shù)顯著不為0，即RF不屬于CC和CF的隔離集，CF、RF和CC這3者的同期因果關(guān)系為CF→RF←CC。結(jié)合上述RC、CF和RF的相關(guān)系數(shù)分析以及CF→RF的指向性關(guān)系，由DAG分析原理可知，RC和CF的指向性關(guān)系為RC→CF。最后，DAG分析的各變量之間的同期因果關(guān)系為RC→CF→RF←CC。

根據(jù)DAG分析結(jié)果可知，加拿大油菜籽市場(chǎng)現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格都對(duì)我國(guó)油菜籽期貨價(jià)格存在同期因果關(guān)系，我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)加拿大油菜籽期貨價(jià)格存在同期因果關(guān)系，上述結(jié)果與現(xiàn)實(shí)情況相符。一方面，加拿大ICE油菜籽期貨市場(chǎng)是比較成熟且交易最活躍的國(guó)際油菜籽期貨市場(chǎng)，具有較大的油菜籽國(guó)際定價(jià)話語(yǔ)權(quán)，是各國(guó)油菜籽期貨行情的重要參考指標(biāo)，我國(guó)鄭州油菜籽期貨市場(chǎng)也將ICE油菜籽期貨行情作為重要參考。同時(shí)，加拿大是我國(guó)油菜籽主要的進(jìn)口國(guó)，占我國(guó)油菜籽總進(jìn)口量的76.03%[1]。在當(dāng)前國(guó)內(nèi)油菜籽生產(chǎn)成本上升，國(guó)內(nèi)外油菜籽價(jià)格倒掛的形勢(shì)下，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格也是我國(guó)油菜籽期貨交易者參考的重要指標(biāo)。另一方面，我國(guó)從加拿大進(jìn)口的油菜籽約占加拿大總出口量的35.31%[1]，國(guó)內(nèi)油菜籽價(jià)格的波動(dòng)會(huì)影響我國(guó)對(duì)加拿大的油菜籽貿(mào)易，從而沖擊加拿大油菜籽現(xiàn)貨和期貨價(jià)格。加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格和我國(guó)油菜籽期貨價(jià)格完全由市場(chǎng)主導(dǎo)，而我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格是政府根據(jù)國(guó)內(nèi)油菜籽生產(chǎn)成本制定的最低收購(gòu)價(jià)，因此，我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格并不會(huì)影響同期的加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格和國(guó)內(nèi)的油菜籽期貨價(jià)格。

根據(jù)以上DAG分析結(jié)果，對(duì)同期相關(guān)系數(shù)矩陣A進(jìn)行如下約束并建立SVAR模型：

(5)

根據(jù)式(5)的約束，運(yùn)用stata 11估算出約束矩陣為

(6)

為保證DAG分析結(jié)果的可靠性和合理性，采用最大似然比檢驗(yàn)方法對(duì)SVAR模型進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。當(dāng)對(duì)SVAR模型施加上述約束時(shí)，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為1.423，對(duì)應(yīng)的P值為0.7，即在5%的顯著性水平下無(wú)法拒絕“所有約束條件均成立”的原假設(shè)。這表明基于DAG分析結(jié)果對(duì)SVAR模型施加的上述約束是合理的。

3 結(jié)果與分析

利用施加以上約束的SVAR模型展開(kāi)預(yù)測(cè)方差分解分析，對(duì)中加兩國(guó)油菜籽現(xiàn)貨與期貨市場(chǎng)的動(dòng)態(tài)關(guān)系展進(jìn)行深入探究。預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果如表3所示。

由表3可知，在預(yù)測(cè)的第1期，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格完全由自身波動(dòng)解釋。隨著預(yù)測(cè)期的延長(zhǎng)，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格受自身價(jià)格波動(dòng)的影響程度逐漸降低至15%，而加拿大油菜籽期貨市場(chǎng)的影響程度則逐漸增大，從第8個(gè)期開(kāi)始，解釋程度始終維持在48%左右；我國(guó)油菜籽期貨對(duì)加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格的貢獻(xiàn)程度則為18%～27%。加拿大油菜籽期貨市場(chǎng)獨(dú)立性較強(qiáng)，其價(jià)格波動(dòng)的絕大部分可由其自身的擾動(dòng)來(lái)解釋，且解釋程度始終維持在70%以上。我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格在短期內(nèi)對(duì)加拿大油菜籽期貨價(jià)格形成了一定的沖擊，在第4期解釋程度達(dá)到最大為17%，但逐漸減弱至第12期的8%；我國(guó)油菜籽期貨價(jià)格沖擊對(duì)加拿大油菜籽期貨價(jià)格的解釋程度則從5%左右逐漸增加到16%。

表3 基于DAG的預(yù)測(cè)誤差方差分解

Table 3 Forecast error variance decomposition based on DAG %

相比加拿大油菜籽期貨市場(chǎng)，我國(guó)油菜籽期貨價(jià)格波動(dòng)受多重因素的影響，市場(chǎng)獨(dú)立性較差。在第4個(gè)月，我國(guó)油菜籽期貨價(jià)格的波動(dòng)有47%左右是由現(xiàn)貨價(jià)格的沖擊引起，隨后解釋程度雖有所下降，但仍維持在30%以上。長(zhǎng)期來(lái)看，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格對(duì)我國(guó)油菜籽期貨價(jià)格的解釋程度分別為10%和20%。我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格波動(dòng)的50%以上可由其自身來(lái)解釋。在第4期，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格的解釋程度僅為5%，隨著預(yù)測(cè)期的延長(zhǎng)，其解釋能力逐漸提高至12%。我國(guó)油菜籽期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的解釋程度先增后減，在第8期時(shí)解釋程度達(dá)到32%，隨后縮減至18%。

綜合以上分析可知，加拿大油菜籽期貨市場(chǎng)獨(dú)立性較強(qiáng)，不僅對(duì)加拿大油菜籽現(xiàn)貨市場(chǎng)起到較強(qiáng)的引導(dǎo)作用，而且在一定程度上影響了我國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)行情；我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨市場(chǎng)主要受自身較大的慣性因素影響；我國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)對(duì)我國(guó)現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格引導(dǎo)作用逐漸顯現(xiàn)，且在一定程度上影響了加拿大油菜籽現(xiàn)貨及期貨價(jià)格。導(dǎo)致以上結(jié)果的原因是，加拿大是油菜生產(chǎn)大國(guó)和貿(mào)易大國(guó)，其油菜籽產(chǎn)量和出口貿(mào)易量分別占國(guó)際總量的23.48%和32.88%[1]，與之相對(duì)應(yīng)的是，加拿大油菜籽期貨市場(chǎng)經(jīng)過(guò)近50年的發(fā)展，已成為比較成熟且開(kāi)放的市場(chǎng)，在國(guó)際油菜籽市場(chǎng)擁有較大的定價(jià)權(quán)?，F(xiàn)貨市場(chǎng)和期貨市場(chǎng)的雙主導(dǎo)地位使得加拿大油菜籽期貨市場(chǎng)能夠充分發(fā)揮其價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，引導(dǎo)加拿大油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格的整體波動(dòng)趨勢(shì)。中國(guó)油菜種植成本不斷增加，政府為保護(hù)農(nóng)民收益，采取了油菜籽臨儲(chǔ)收購(gòu)政策，長(zhǎng)期以來(lái)油菜籽現(xiàn)貨價(jià)格并不完全由市場(chǎng)供需關(guān)系調(diào)節(jié)，導(dǎo)致我國(guó)油菜籽現(xiàn)貨市場(chǎng)受外部因素影響較小，進(jìn)而導(dǎo)致我國(guó)油菜籽期貨的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能并不十分凸顯。但是，經(jīng)過(guò)近幾年的發(fā)展，我國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)的交易量與參與主體的廣泛性都有了很大提升，在一定程度上也參與了國(guó)際油菜籽定價(jià)。

4 結(jié)論

本文運(yùn)用了有向無(wú)環(huán)圖和預(yù)測(cè)方差分解法分析了中加兩國(guó)油菜籽期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格的動(dòng)態(tài)關(guān)系，克服了Granger因果檢驗(yàn)等傳統(tǒng)方法的局限性?；贒AG的預(yù)測(cè)誤差方差分解結(jié)果表明：(1)加拿大油菜籽期貨市場(chǎng)相對(duì)獨(dú)立，從長(zhǎng)期來(lái)看，期貨市場(chǎng)對(duì)加拿大現(xiàn)貨市場(chǎng)具有較強(qiáng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能；(2)我國(guó)油菜籽市場(chǎng)在一定程度上參與了國(guó)際油菜籽市場(chǎng)的定價(jià)，但參與程度仍有待提高；(3)我國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)易受加拿大油菜籽期貨、現(xiàn)貨市場(chǎng)以及國(guó)內(nèi)現(xiàn)貨市場(chǎng)的影響，較加拿大發(fā)達(dá)的油菜籽期貨市場(chǎng)，我國(guó)油菜籽期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能仍有待加強(qiáng)。

根據(jù)以上研究發(fā)現(xiàn)，油菜籽現(xiàn)貨市場(chǎng)和期貨市場(chǎng)是相輔相成的，只有期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)共同發(fā)展，才能有效地推動(dòng)整個(gè)油菜產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。為了完善我國(guó)油菜籽期、現(xiàn)貨市場(chǎng)，借鑒加拿大油菜籽市場(chǎng)發(fā)展經(jīng)驗(yàn)，本文提出以下建議：一是對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)而言，政府應(yīng)調(diào)整油菜產(chǎn)業(yè)扶持政策，逐步取消最低收購(gòu)價(jià)，推行油菜籽目標(biāo)價(jià)格政策，釋放油菜籽現(xiàn)貨市場(chǎng)的活力，加強(qiáng)現(xiàn)貨市場(chǎng)與期貨市場(chǎng)的關(guān)聯(lián)性，增強(qiáng)期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，從而為我國(guó)油菜生產(chǎn)提供有效指導(dǎo)。二是對(duì)期貨市場(chǎng)而言，鄭州商品交易所應(yīng)完善油菜籽期貨合約，降低企業(yè)的套期保值成本，增加期貨交易市場(chǎng)的參與主體以活躍油菜籽期貨市場(chǎng)。

[1] United States Department of Agriculture. Foreigh agriculture service [EB/OL]. [2016-01-12]. http://apps.fas.usda.gov/psdonline/psdQuery.aspx.

[2] 中國(guó)海關(guān)信息網(wǎng)[EB/OL]. [2016-01-21]. http://www.haiguan.info/onlinesearch/TradeStat/StatCOMSub.aspx？TID=1.

[3] 中華糧油網(wǎng)數(shù)據(jù)中心[EB/OL]. [2016-01-15]. http://datacenter.cngrain.com/PriceEnd.

[4] 柳松，唐婷斐. 國(guó)內(nèi)外油脂期貨市場(chǎng)溢出效應(yīng)及信息傳導(dǎo)關(guān)系[J]. 華南農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2014，13(1):72-82.

LIU S， TANG T F. Research on spillover effect and information transmission within oil futures markets at home and abroad[J].JournalofSouthChinaAgriculturalUniversity(SocialScienceEdition)， 2014， 13(1):72-82. (in Chinese with English abstract)

[5] 羅鋒，牛寶俊. 國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的傳遞效應(yīng)——基于VAR模型的實(shí)證研究[J]. 國(guó)際貿(mào)易問(wèn)題，2009(6):16-22.

LUO F， NIU B J. The pass-through effect of fluctuation of international agricultural products on domestic agricultural products: an empirical study based on VAR model[J].JournalofInternationalTrade， 2009(6):16-22. (in Chinese with English abstract)

[6] KHOURY N T， YOUROUGOU P. The informational content of the basis: Evidence from Canadian barley， oats， and canola futures markets[J].JournalofFuturesMarkets， 1991， 11(1):69-80.

[7] YANG J， ZHANG J， LEATHAM D J. Price and volatility transmission in international wheat futures[J].AnnalsofEconomics&Finance， 2003， 4(4):37-50.

[8] FUNG H G， LEUNG W K， XU X E. Information flows between the U.S. and China commodity futures trading [J].ReviewofQuantitativeFinanceandAccording， 2003， 21 (3): 267-285.

[9] 李新建，吳春梅，黃敏學(xué)，等. 我國(guó)油脂類期貨價(jià)格之間的聯(lián)動(dòng)分析[J]. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)， 2011(2):39-43.

LI X J， WU C M， HUANG M X， et al. Analysis on cooperation of soybean oil futures prices， colza oil futures prices and palm oil futures prices of China[J].JournalofHuazhongAgriculturalUniversity: (SocialSciencesEdition)， 2011(2):39-43. (in Chinese with English abstract)

[10] 劉慶柏，華仁海. 我國(guó)大豆、豆粕和豆油期貨價(jià)格之間的聯(lián)動(dòng)分析[J]. 南京財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2009(5):49-53.

LIU Q B， HUA R H. An analysis on cooperation of soybean futures prices， soybean meal futures prices and soybean oil futures prices of China[J].JournalofNanjingUniversityofFinanceandEconomics， 2009(5):49-53. (in Chinese with English abstract)

[11] 何玉梅，李濛，吳鴻波. 我國(guó)菜籽油期貨與現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系實(shí)證研究[J]. 價(jià)格理論與實(shí)踐，2015(4)：80-82.

HE Y M， LI M， WU H B. An empirical study on the relationship between rapeseed’s future price and spot price in China [J].Price:Theory&Practice， 2015(4):80-82. (in Chinese)

[12] 李敬，趙玉. 國(guó)際油脂期貨的價(jià)格傳導(dǎo)與定價(jià)權(quán)研究[J]. 武漢大學(xué)學(xué)報(bào)(哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版)，2010，63(4):624-629.

LI J， ZHAO Y. Research on price transmission and pricing right of international oil futures[J].WuhanUniversityJournal:Philosophy&SocialSciences， 2010， 63(4):624-629. (in Chinese with English abstract)

[13] 劉琰，肖艷麗. 期現(xiàn)貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格引導(dǎo)關(guān)系研究——以中、加菜籽油期貨為例[J]. 華中農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2009，5: 50-53. DOI: 10.13300/j.cnki.hnwkxb.2009.05.035.

LIU Y， XIAO Y L. A Study of Casual Relationship between Futures Price and Spot Price——A case study on rape oil market of China and Canada[J].JournalofHuazhongAgriculturalUniversity:SocialSciencesEdition， 2009，5: 50-53. DOI: 10.13300/j.cnki.hnwkxb.2009.05.035. (in Chinese with English abstract)

[14] 王駿，蔣榮兵. 全球三大植物油期貨市場(chǎng)國(guó)際關(guān)聯(lián)性研究[J]. 南京農(nóng)業(yè)大學(xué)學(xué)報(bào)(社會(huì)科學(xué)版)，2008，8(3):30-37.

WANG J， JIANG R B. On the international linkages and pricing of the three most important vegetable oil futures markets in the world[J].JournalofNanjingAgriculturalUniversity(SocialSciencesEdition)， 2008， 8(3):30-37. (in Chinese with English abstract)

[15] 楊子暉. 財(cái)政政策與貨幣政策對(duì)私人投資的影響研究——基于有向無(wú)環(huán)圖的應(yīng)用分析[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2008(5):81-93.

YANG Z H. The Effects of fiscal and monetary policy on private investment——an application of directed acyclic graphs[J].EconomicResearchJournal， 2008(5):81-93. (in Chinese with English abstract)

[16] SIMS C A. Are forecasting models usable for policy analysis[J].FederalReserveBankofMinneapolisQuarterlyReview， 1986， 10(1): 2-16.

[17] SWANSON N R， GRANGER C W J. Impulse response functions based on a causal approach to residual orthogonalization in vector autoregressions[J].JournaloftheAmericanStatisticalAssociation， 1997， 92(437): 357-367.

[18] BERNANKE B S. Alternative explanations of the money-income correlation[C]//North-Holland: Carnegie-Rochester conference series on public policy. 1986， 25: 49-99.

[19] AMISANO G.， GIANNINI C. Topics in structural VAR econometrics[M]. Berlin： Springer，1997.

[20] SPIRTES P， GLYMOUR C， SCHEINES R. Causation， prediction， and search[J].LectureNotesinStatistics， 1993， 81(3):272-273.

[21] 閆云仙. 中國(guó)玉米期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的實(shí)證分析——基于有向無(wú)環(huán)圖的應(yīng)用[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2010，(7)： 39-46.

YAN Y X. An empirical study on the price discovery function of China’s corn futures market: an application of directed acyclic graph[J].ChineseRuralEconomy， 2010(7):39-46. (in Chinese)

[22] 卜林，李政，張馨月. 短期國(guó)際資本流動(dòng)、人民幣匯率和資產(chǎn)價(jià)格—基于有向無(wú)環(huán)圖的分析[J]. 經(jīng)濟(jì)評(píng)論，2015(1):140-151.

BU L， LI Z， ZHANG X Y. Short-run international capital flows， the RMB exchange rate and asset price: an approach based on the directed acyclic graph[J].EconomicReview， 2015(1):140-151. (in Chinese with English abstract)

[23] PEARL J. Causal diagrams for empirical research[J].Biometrika， 1995， 82(4): 669-688.

[24] AWOKUSE T O. Export-led growth and the Japanese economy: evidence from VAR and directed acyclic graphs[J].AppliedEconomics， 2006， 38(5): 593-602.

(責(zé)任編輯 萬(wàn) 晶)

Dynamic relationship between Chinese and Canadian rapeseed future prices and spot prices

WU Qi， CAI Xun， FENG Zhong-chao*

(CollegeofEconomicsandManagement，HuazhongAgriculturalUniversity，Wuhan， 430070，China)

Based on the monthly data of Chinese and Canadian rapeseed future prices and spot prices form January 2013 to December 2015， directed acyclic graph and SVAR model were adopted to analyze the dynamic relationship between Chinese and Canadian rapeseed future prices and spot prices. It was shown that Canadian rapeseed futures market played a relatively strong price discovery function on its rapeseed spot market， while Chinese rapeseed futures market played a relatively weak price discovery function on its rapeseed spot market. Although Chinese rapeseed market took part in international rapeseed pricing to a certain degree， it still needed to be improved.

rapeseed; future prices; spot prices; DAG; SVAR model

http://www.zjnyxb.cn

10.3969/j.issn.1004-1524.2016.10.23

2016-01-19

國(guó)家油菜產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系專項(xiàng)(CARS-13)；中國(guó)工程院重大咨詢項(xiàng)目(4005-35013018, 4005-35013019)

吳琪(1991—)，湖北黃岡人，碩士研究生，研究方向?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品流通理論與政策。E-mail: 184744241@qq.com

*通信作者，馮中朝，E-mail:fengzhch@163.com

S-9; F830.9

A

1004-1524(2016)10-1796-07

浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)ActaAgriculturaeZhejiangensis， 2016，28(10): 1796-1802

吳琪，蔡勛，馮中朝. 中加油菜籽期貨與現(xiàn)貨價(jià)格動(dòng)態(tài)關(guān)系研究[J]. 浙江農(nóng)業(yè)學(xué)報(bào)，2016，28(10)： 1796-1802.