大豆期货的价格发现功能探究资料
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因此，我们可以得出结论，在短期内，大连商品交易所大 豆期货价格和黑龙江粮油批发市场大豆现货价格之间不存在明 显的双向因果关系，短期内，期货价格对现货价格没有引导关 系。
结果如下图：
结论：
上面四个检验表明，在5%的显著水平下，选择不同的滞后 期时，零假设“S（现货价格）不是F（期货价格）的Granger 原因”概率均大于0.05，零假设不能被拒绝，即S（现货价格） 不是F（期货价格）的Granger原因，同样的，零假设“F（期 货价格）不是S（现货价格）的Granger原因”也成立，即期货 价格不是现货价格的Granger原因。
（2）一阶差分结果
因为ADF = -10.38464，分别 小于不同检验水平的三个临 界值，所以期货价格序列一 阶差分是一个平稳序列
现货价格： （1）水平序列结果
因 为 ADF=-2.23970 ， 大 于 1 ％ 地 方 检 验 水 平 ， 小 于 5 ％ 和 10 ％ 的 检 验 水 平 ， 即 在 5 ％ 和 10 ％的检验水平下现货价格序列 就是是平稳的。
大豆期货的价格发现功能探究
组长： 谢 春 组员：梁大军
施莹莹 苏培发 鄢际珩
目录
一，小组研究概述 二，期货数据检索与整理 三，ADF检验分析 四，协整检验分析 五，格兰杰检验分析
一，小组研究概述
1，我们小组研究方向：
不同于其他组研究的都是一个长时期内期货价格和现货 价格之间的关系，我们选取的是期货价格和现货价格在2014 年9月开始到2015年4月为止，即到现在为止的数据，研究 的是在这个短时间内期货价格是否对现货价格具有引导关系， 即检验结果仅代表这段时间内内期货价格是否对现货价格具 有引导关系。
Granger检验反映了期货价格和现货价格之间的引导关系，可以 揭示期货价格和现货价格两个变量之间在时间上的先导--滞后关系。
其检验模型为：
接下来我们使用Eviews软件做Granger因果检验，以便检验大豆期货价格和 现货价格之间是否存在因果引导关系。值得注意的是，如果检验结果对滞后期长 度的变化表较敏感，即滞后期的选择的不同可能得到不一致的检验结果。为了保 证结论的可信度，在这里我们选择不同滞后期（2-5期）进行检验。
3，选择大连大豆作为研究对象的原因
我国目前有5个实际进行交易的农产品期货品种, 其中最近 几年来，大连商品交易所的大豆期货成交金额约占我国农产品 期货合约总成交金额的70%左右,其公布的期货价格已成为公认 的市场指导价,具有较强的代表性;从现货市场来看,东北是我国大 豆的主要产区,其大豆现货市场价格在全具有极强的代表性,因此, 本文将以大连大豆这一品种为例来做具体分析。
（2）一阶差分结果
因为ADF = -7.559499，分别 小于不同检验水平的三个临 界值，所以现货价格序列一 阶差分是一个平稳序列
四，协整检验
首先，由单位根检验可知，大豆期货价格和现货价格 的时间序列是一阶单整的，可以进行下一步的协整分析。
①、为检验期货价格F和现货价格P之 间是否存在协整关系，以及F是否是P 的无偏估计量，只需对Z=F-P进行平稳 性检验，如果Z是平稳的，则表明F与 P之间存在协整关系，即期货价格是现 货价格的无偏估计量。 ② 、 我 们 采 用 的 协 整 检 验 是 Johansen 检验法，检验结果如下：
时间
20140913 20140916 20140917 20140918 20140919 20140920 20140923 20140924 20140925 20140926 20140927 20140930 20140931
期货价格（大连商品交易所大豆每日收盘价）
4716 4720 4713 4723 4715 4676 4646 4631 4633 4667 4685 4685 4663
结果分析，表示在5%的显著性水平下 不存在协整关系，拒绝了至多有两个 协整关系的原假设和至多有一个协整 关系的原假设，需要进一步进行格兰 杰因果检验进行确定。
五，Granger（格兰杰）检验
经济时间序列经常出现伪相关问题，即经济意 义表明几乎没有联系的时间序列却可能计算出较大 的相关系数。
因此我们采用Granger因果检验来考察时间序 列的因果关系。
4，数据来源：
期货价格：数据来源于大连商品交易所，即大连商品交易 所大豆期货交易的每周收盘价。
现货价格：研究中所用的大豆现货市场价格是指黑龙江粮 油批发市场的每周报价,数据来源于万德数据库。
5，研究方法：
研究大豆期货市场的价格发现功能,主要就是要解决以下 两个问题:
第一,期货与现货市场价格之间是否具有某种长期均衡 关系,相互间的相关程度如何?
中国大豆收购价格
3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962百度文库58 3891.47 3891.47
三，ADF检验分析
期货价格检验： （1）水平序列结果
因 为 ADF=-1.816067 ， 大 于 1％和5％的检验水平，小于 10％的检验水平，即在10％ 的检验水平下期货价格序列 是平稳的。
2，期货市场价格发现功能概述：
可以表述为:期货价格是对该价格对应合约到期日现货价 格的无偏估计。
用数学公式可表示为: St=a+bF,t T+Et
其中St表示交割日的现货价格,F,t T表示交割日为T的期货合约在t 时刻的期货价格,Et为误差项
利用交割日的现货价格对距离交割日某固定时间的期货 价格进行回归,认为如果期货市场是有效的,期货市场具有 价格发现功能,则期货价格应该是目前所有信息的即时反映 ,在理性预期的假设下,回归系数应该为a=0,b=1。
第二,期货价格是否对现货价格存在着引导作用? 在具体研究中,我们首先采用ADF单位根检验法来检验 期货价格序列和现货价格序列的平稳性,在此基础上再检验期 货价格与现货价格之间的协整性,最后利用Granger因果检验 来揭示期货价格与现货价格之间的引导关系。
二，期货数据检索与整理
收集了从2014年9月13日~2015年4月24大连商品交易所大豆每日收盘价以及中国大豆收购价格， 并对其进行整理。收集到的数据如下（部分展示）：
结果如下图：
结论：
上面四个检验表明，在5%的显著水平下，选择不同的滞后 期时，零假设“S（现货价格）不是F（期货价格）的Granger 原因”概率均大于0.05，零假设不能被拒绝，即S（现货价格） 不是F（期货价格）的Granger原因，同样的，零假设“F（期 货价格）不是S（现货价格）的Granger原因”也成立，即期货 价格不是现货价格的Granger原因。
（2）一阶差分结果
因为ADF = -10.38464，分别 小于不同检验水平的三个临 界值，所以期货价格序列一 阶差分是一个平稳序列
现货价格： （1）水平序列结果
因 为 ADF=-2.23970 ， 大 于 1 ％ 地 方 检 验 水 平 ， 小 于 5 ％ 和 10 ％ 的 检 验 水 平 ， 即 在 5 ％ 和 10 ％的检验水平下现货价格序列 就是是平稳的。
大豆期货的价格发现功能探究
组长： 谢 春 组员：梁大军
施莹莹 苏培发 鄢际珩
目录
一，小组研究概述 二，期货数据检索与整理 三，ADF检验分析 四，协整检验分析 五，格兰杰检验分析
一，小组研究概述
1，我们小组研究方向：
不同于其他组研究的都是一个长时期内期货价格和现货 价格之间的关系，我们选取的是期货价格和现货价格在2014 年9月开始到2015年4月为止，即到现在为止的数据，研究 的是在这个短时间内期货价格是否对现货价格具有引导关系， 即检验结果仅代表这段时间内内期货价格是否对现货价格具 有引导关系。
Granger检验反映了期货价格和现货价格之间的引导关系，可以 揭示期货价格和现货价格两个变量之间在时间上的先导--滞后关系。
其检验模型为：
接下来我们使用Eviews软件做Granger因果检验，以便检验大豆期货价格和 现货价格之间是否存在因果引导关系。值得注意的是，如果检验结果对滞后期长 度的变化表较敏感，即滞后期的选择的不同可能得到不一致的检验结果。为了保 证结论的可信度，在这里我们选择不同滞后期（2-5期）进行检验。
3，选择大连大豆作为研究对象的原因
我国目前有5个实际进行交易的农产品期货品种, 其中最近 几年来，大连商品交易所的大豆期货成交金额约占我国农产品 期货合约总成交金额的70%左右,其公布的期货价格已成为公认 的市场指导价,具有较强的代表性;从现货市场来看,东北是我国大 豆的主要产区,其大豆现货市场价格在全具有极强的代表性,因此, 本文将以大连大豆这一品种为例来做具体分析。
（2）一阶差分结果
因为ADF = -7.559499，分别 小于不同检验水平的三个临 界值，所以现货价格序列一 阶差分是一个平稳序列
四，协整检验
首先，由单位根检验可知，大豆期货价格和现货价格 的时间序列是一阶单整的，可以进行下一步的协整分析。
①、为检验期货价格F和现货价格P之 间是否存在协整关系，以及F是否是P 的无偏估计量，只需对Z=F-P进行平稳 性检验，如果Z是平稳的，则表明F与 P之间存在协整关系，即期货价格是现 货价格的无偏估计量。 ② 、 我 们 采 用 的 协 整 检 验 是 Johansen 检验法，检验结果如下：
时间
20140913 20140916 20140917 20140918 20140919 20140920 20140923 20140924 20140925 20140926 20140927 20140930 20140931
期货价格（大连商品交易所大豆每日收盘价）
4716 4720 4713 4723 4715 4676 4646 4631 4633 4667 4685 4685 4663
结果分析，表示在5%的显著性水平下 不存在协整关系，拒绝了至多有两个 协整关系的原假设和至多有一个协整 关系的原假设，需要进一步进行格兰 杰因果检验进行确定。
五，Granger（格兰杰）检验
经济时间序列经常出现伪相关问题，即经济意 义表明几乎没有联系的时间序列却可能计算出较大 的相关系数。
因此我们采用Granger因果检验来考察时间序 列的因果关系。
4，数据来源：
期货价格：数据来源于大连商品交易所，即大连商品交易 所大豆期货交易的每周收盘价。
现货价格：研究中所用的大豆现货市场价格是指黑龙江粮 油批发市场的每周报价,数据来源于万德数据库。
5，研究方法：
研究大豆期货市场的价格发现功能,主要就是要解决以下 两个问题:
第一,期货与现货市场价格之间是否具有某种长期均衡 关系,相互间的相关程度如何?
中国大豆收购价格
3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962.58 3962百度文库58 3891.47 3891.47
三，ADF检验分析
期货价格检验： （1）水平序列结果
因 为 ADF=-1.816067 ， 大 于 1％和5％的检验水平，小于 10％的检验水平，即在10％ 的检验水平下期货价格序列 是平稳的。
2，期货市场价格发现功能概述：
可以表述为:期货价格是对该价格对应合约到期日现货价 格的无偏估计。
用数学公式可表示为: St=a+bF,t T+Et
其中St表示交割日的现货价格,F,t T表示交割日为T的期货合约在t 时刻的期货价格,Et为误差项
利用交割日的现货价格对距离交割日某固定时间的期货 价格进行回归,认为如果期货市场是有效的,期货市场具有 价格发现功能,则期货价格应该是目前所有信息的即时反映 ,在理性预期的假设下,回归系数应该为a=0,b=1。
第二,期货价格是否对现货价格存在着引导作用? 在具体研究中,我们首先采用ADF单位根检验法来检验 期货价格序列和现货价格序列的平稳性,在此基础上再检验期 货价格与现货价格之间的协整性,最后利用Granger因果检验 来揭示期货价格与现货价格之间的引导关系。
二，期货数据检索与整理
收集了从2014年9月13日~2015年4月24大连商品交易所大豆每日收盘价以及中国大豆收购价格， 并对其进行整理。收集到的数据如下（部分展示）：