戰(zhàn)玉鋒，劉 放

（沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，沈陽(yáng)110870）

我國(guó)小麥期貨價(jià)格影響因素實(shí)證分析*

戰(zhàn)玉鋒，劉 放

（沈陽(yáng)工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，沈陽(yáng)110870）

分析我國(guó)小麥期貨價(jià)格的影響因素，有利于更好地預(yù)測(cè)小麥期貨價(jià)格，更充分地發(fā)揮價(jià)格發(fā)現(xiàn)和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避功能，促使政府制定更合理的經(jīng)濟(jì)政策，幫助市場(chǎng)參與者更理性地進(jìn)行投資、買賣及風(fēng)險(xiǎn)管理。收集2006—2010年的數(shù)據(jù)，運(yùn)用最小二乘法進(jìn)行回歸分析，并采用平穩(wěn)性檢驗(yàn)法、協(xié)整檢驗(yàn)法等方法，得出小麥期貨價(jià)格受現(xiàn)貨價(jià)格、國(guó)內(nèi)小麥?zhǔn)粘蔂顩r、小麥國(guó)內(nèi)外供需情況、國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策、國(guó)際形勢(shì)及氣候影響的結(jié)論，據(jù)此提出相應(yīng)建議。

小麥期貨；期貨價(jià)格；最小二乘法；單位根檢驗(yàn)；協(xié)整檢驗(yàn)；實(shí)證分析

期貨價(jià)格受多種因素的影響而不斷變動(dòng)，主要可分為基本面因素和技術(shù)面因素，其中基本面因素包含國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策、國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境、現(xiàn)貨基本條件以及對(duì)于農(nóng)產(chǎn)品而言特別的季節(jié)因素［1-4］。國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策方面采用匯率、貨幣供應(yīng)量和存款準(zhǔn)備金來(lái)反映；國(guó)際經(jīng)濟(jì)狀況采用道瓊斯指數(shù)和美國(guó)小麥期貨價(jià)格來(lái)反映。本國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況采用通貨膨脹率、居民食品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、消費(fèi)者信心指數(shù)來(lái)反映；現(xiàn)貨市場(chǎng)方面通過國(guó)內(nèi)外小麥現(xiàn)貨價(jià)格、小麥供需及相關(guān)替代品的情況來(lái)反映，其中小麥產(chǎn)量通過小麥粉產(chǎn)量來(lái)反映，而小麥供需量則通過小麥進(jìn)口與出口的差額來(lái)反映。對(duì)于技術(shù)面因素在實(shí)證研究中一般采用相關(guān)指數(shù)進(jìn)行分析，本文采用美元指數(shù)、美國(guó)原油期貨、我國(guó)小麥期貨市場(chǎng)成交量和上一交易日小麥期貨價(jià)格等因素來(lái)反映?？紤]到現(xiàn)實(shí)中期貨價(jià)格的影響因素更為復(fù)雜多樣，本文根據(jù)現(xiàn)實(shí)情況對(duì)期貨價(jià)格的影響因素進(jìn)行了取舍［5］。

一、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型的設(shè)立

假設(shè)小麥期貨價(jià)格為Y；小麥現(xiàn)貨價(jià)格為X1，單位為元／噸；國(guó)際小麥現(xiàn)貨價(jià)格為X2，由于國(guó)際上以美元計(jì)價(jià)，這里乘以匯率得到單位元／噸；相關(guān)替代品玉米價(jià)格和稻米價(jià)格分別為X3、X4，單位為元／噸；表示小麥供給的小麥粉產(chǎn)量為X5，單位為噸；表示小麥替代品的大米產(chǎn)量為X6，單位為噸；表現(xiàn)小麥需求的小麥進(jìn)出口差為X8，其替代品玉米和稻米的進(jìn)出口差分別為X7和X9；美國(guó)小麥期貨價(jià)格為X10，由于美國(guó)小麥期貨單位為美分／蒲式耳，進(jìn)行單位轉(zhuǎn)換后為元／噸；同樣進(jìn)行單位換算得到美國(guó)原油期貨價(jià)格X11，單位元／噸；美元指數(shù)為X12；小麥期貨成交量單位為手，一手等于10噸，進(jìn)行單位換算后得到的單位為噸；前一月收盤價(jià)格為X14；道瓊斯指數(shù)為X15；上證綜合指數(shù)為X16；反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況的居民食品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、通貨膨脹率、消費(fèi)者信心指數(shù)分別為X17、X18、X19；反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)政策的匯率、貨幣供應(yīng)量分別為X20和X21。對(duì)于存款準(zhǔn)備金率，本文引入虛擬變量D1，國(guó)家有提高存款準(zhǔn)備金率的政策時(shí)D1為1，否則為0。季節(jié)是影響農(nóng)產(chǎn)品期貨價(jià)格的重要因素，在小麥的收獲季節(jié)期貨交易頻繁，價(jià)格會(huì)有所波動(dòng)，因此本文引入虛擬變量D2、D3、D4，其中D2表示夏季、D3表示秋季、D4表示冬季。各虛擬變量的取值為

假設(shè)上述因素與被解釋變量之間存在線性相關(guān)關(guān)系，并添加隨機(jī)干擾項(xiàng)μt，據(jù)此建立計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型

二、數(shù)據(jù)的收集

本文數(shù)據(jù)主要從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站、中國(guó)農(nóng)業(yè)信息網(wǎng)、中國(guó)人民銀行網(wǎng)站等處獲得，形成樣本估計(jì)總體，并根據(jù)上述解釋對(duì)參數(shù)進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整（見表1）。通過各變量的散點(diǎn)圖，可以大致看出解釋變量與被解釋變量之間存在一定關(guān)系［6］。

表1 各變量原始數(shù)據(jù)表

續(xù)表

續(xù)表

三、參數(shù)估計(jì)

利用表1數(shù)據(jù)，通過回歸分析并使用Eviews軟件采用最小二乘法進(jìn)行參數(shù)估計(jì)，得到的方程為

四、平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于采用時(shí)間序列進(jìn)行分析，因此首先需要進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)［7］。本文采用ADF檢驗(yàn)法。

1．單位根檢驗(yàn)

由于本文采用了時(shí)間序列樣本，需要考察樣本是否平穩(wěn)。利用Eviews進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，模型為

t是時(shí)間變量，代表時(shí)間序列隨時(shí)間變化的某種趨勢(shì)；原假設(shè)都是H0：δ＝0，即存在單位根。模型（1）與另兩個(gè)模型的差別在于是否含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)。實(shí)際檢驗(yàn)時(shí)從模型（3）開始，然后檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）和模型（1）。檢驗(yàn)前，根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后期間為1，結(jié)果如表2所示。

表2 樣本ADF檢驗(yàn)結(jié)果

從模型（1）回歸結(jié)果看，ADF＝-2.271 577，分別大于顯著性水平為10%、5%和1%的臨界值，因此不能拒絕時(shí)間序列Y存在單位根的原假設(shè)，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）。模型（2）選取1階滯后，ADF＝-0.748 224，分別大于顯著性水平為10%、5%和1%的臨界值，不能拒絕原假設(shè)，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）。模型（3）選取1階滯后，ADF＝1.276932，分別大于顯著性水平為10%、5%和1%的臨界值，仍不能拒絕原假設(shè)。由此可斷定我國(guó)小麥期貨價(jià)格時(shí)間序列Y是非平穩(wěn)的。同樣，可以檢驗(yàn)得到變量X1～X21均是非平穩(wěn)的。

2．單整檢驗(yàn)

對(duì)我國(guó)小麥期貨價(jià)格時(shí)間序列Y進(jìn)行單整檢驗(yàn)時(shí)仍采用AIC信息準(zhǔn)則。經(jīng)檢驗(yàn)，模型（1）選取了3階滯后，結(jié)果如表3所示。

表3 樣本單整檢驗(yàn)結(jié)果

經(jīng)檢驗(yàn)可知，ADF＝-3.726 032，分別小于顯著性水平為10%、5%和1%的臨界值，因此拒絕時(shí)間序列Y存在單位根的原假設(shè)，時(shí)間序列Y在95%的置信區(qū)間內(nèi)是1階單整的。按照同樣的方法進(jìn)行檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)X1、X5、X8、X13、X14、X15在95%的置信區(qū)間內(nèi)是單整的，這些解釋變量均為平穩(wěn)的。

3．協(xié)整檢驗(yàn)

通過以上研究可以看出，解釋變量與被解釋變量間具有大致相同的增長(zhǎng)和變化趨勢(shì)，說明它們之間可能存在協(xié)整關(guān)系。由各變量的平穩(wěn)性檢驗(yàn)可知，它們均滿足協(xié)整檢驗(yàn)前提。采用EG協(xié)整檢驗(yàn)法對(duì)模型中的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，若隨機(jī)干擾項(xiàng)E具有平穩(wěn)性，則對(duì)E進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。

表4 隨機(jī)干擾項(xiàng)E的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由于統(tǒng)計(jì)量ADF小于不同檢驗(yàn)水平的3個(gè)臨界值，因此殘差序列E為平穩(wěn)序列，解釋變量X1～X21與被解釋變量Y之間存在協(xié)整關(guān)系（即長(zhǎng)期均衡關(guān)系），具有經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。再進(jìn)行回歸分析，得到的方程為

五、統(tǒng)計(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1．?dāng)M合優(yōu)度檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)樣本觀測(cè)值的擬合程度。采用可決系數(shù)R2和調(diào)整的可決系數(shù)ˉR2對(duì)模型的擬合優(yōu)度進(jìn)行檢驗(yàn)，兩者越接近1則說明擬合程度越高。檢驗(yàn)中R2＝0.960 495，ˉR2＝0.926 633，說明方程的擬合度較高。

2．變量的顯著性檢驗(yàn)

變量的顯著性檢驗(yàn)旨在對(duì)模型中被解釋變量與解釋變量之間的線性關(guān)系是否顯著成立作出推斷，或者說考察所選擇的解釋變量是否對(duì)被解釋變量有顯著的線性影響［8］。本文利用F檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)解釋變量整體與被解釋變量的顯著線性關(guān)系，使用t檢驗(yàn)來(lái)檢驗(yàn)各個(gè)解釋變量對(duì)被解釋變量的顯著線性影響?；炯僭O(shè)H0：解釋變量前的系數(shù)全為0；H1：解釋變量前的系數(shù)不全為0。因?yàn)镕＝28.365 29，在95%的置信度下查表可得Fα（k，n-k-1）＝1.945，即F＞Fa（k，n-k-1），所以拒絕原假設(shè)H0，即解釋變量總體上與被解釋變量的線性關(guān)系顯著。

通過上述方程可以得到各個(gè)解釋變量的t值，同理在90%的置信度下查表可得自由度為14的t分布tα／2～n-2，其t值為1.084。可以看出，大部分解釋變量的t＞tα／2，這些解釋變量均可以拒絕原假設(shè)H0，即它們與被解釋變量的線性關(guān)系同樣是顯著的。對(duì)于未能通過檢驗(yàn)的解釋變量先不予刪除，原因是現(xiàn)實(shí)中這些解釋變量確實(shí)與被解釋變量存在關(guān)系或還存在其他問題，待檢驗(yàn)多重共線性時(shí)再進(jìn)行取舍。

3．置信區(qū)間檢驗(yàn)

參數(shù)區(qū)間檢驗(yàn)用于估計(jì)參數(shù)值離參數(shù)的真實(shí)值有多“近”。參數(shù)的置信區(qū)間為

在1-α的置信度下βj的置信區(qū)間為-tα／2·+tα／2·S＾βj），經(jīng)過計(jì)算可以得到各個(gè)解釋變量的置信區(qū)間，如表5所示。由表5可以看出，各解釋變量的置信區(qū)間都不是很大，且估計(jì)值均在置信區(qū)間內(nèi)并較為準(zhǔn)確。

六、計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

1．多重共線性檢驗(yàn)

本文采用逐步回歸法進(jìn)行變量的多重共線性檢驗(yàn)，即逐個(gè)增加解釋變量并觀察可決系數(shù)R2的變化，如果R2變化很小，或R2和F值變大而t值無(wú)法通過檢驗(yàn)，則認(rèn)為該解釋變量與其他解釋變量之間存在多重共線性，應(yīng)予以剔除［9］305-307。首先，運(yùn)用Eviews軟件通過觀察自相關(guān)系數(shù)來(lái)判斷變量是否存在多重共線性，如果自相關(guān)系數(shù)很大則說明具有多重共線性。其次，采用逐項(xiàng)增加解釋變量的方法來(lái)進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)后得到的方程為

表5 解釋變量置信區(qū)間檢驗(yàn)結(jié)果

由相關(guān)數(shù)據(jù)可見，該方程顯著且擬合優(yōu)度較高，如圖1所示。

通過多重共線性檢驗(yàn)，舍去了一些小麥替代商品的變量和一些國(guó)際因素，這可能是因?yàn)槲覈?guó)市場(chǎng)并未完全開放，所以受國(guó)際影響較小。圖2為我國(guó)小麥期貨與美國(guó)小麥期貨價(jià)格走勢(shì)圖，可以看出我國(guó)和美國(guó)的小麥期貨價(jià)格甚至出現(xiàn)了相反的走勢(shì)。另外，還舍去了反映我國(guó)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的變量，這可能是由于我國(guó)投資者大部分忽視信息所致。從多重共線性檢驗(yàn)中可以看出，我國(guó)投資者可能更多地關(guān)注國(guó)際上對(duì)準(zhǔn)備金率的調(diào)整以及貨幣的供應(yīng)量，因而政府可以利用這兩項(xiàng)經(jīng)濟(jì)政策有效管理市場(chǎng)。

圖1 檢驗(yàn)方程的擬合優(yōu)度

圖2 中國(guó)和美國(guó)小麥期貨價(jià)格走勢(shì)比較

2．異方差性檢驗(yàn)

本文采用懷特檢驗(yàn)來(lái)判斷其數(shù)據(jù)是否具有異方差性，結(jié)果如表6所示。

表6 數(shù)據(jù)異方差性檢驗(yàn)結(jié)果

懷特檢驗(yàn)認(rèn)為，如果nR2＞χ2（n）則不存在異方差性；在實(shí)際生活中，只要概率很小就可以認(rèn)為模型存在異方差性。表6的數(shù)據(jù)中nR2＝34.143 93，查表得（n）＝28.241，從而可知nR2＞χ2（n），且概率0.196 175較大，所以認(rèn)為該模型不具有異方差性。

3．序列相關(guān)性檢驗(yàn)

本文采用拉格朗日乘數(shù)法進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)，選擇滯后期為2，結(jié)果如表7所示。

表7 序列相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表7可見，LM（2）＝nR2＝14.038 80＞＝5.991，臨界概率P＝0.000 894，所以只要取顯著水平α＝0.000894就可以認(rèn)為輔助回歸模型是顯著的，即存在自相關(guān)性。本文中模型的LM（2）＝14.038 80，對(duì)應(yīng)的P＜0.05，因此存在二階自相關(guān)性。據(jù)此對(duì)模型進(jìn)行修正并對(duì)修正后的模型再次進(jìn)行序列相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示。

表8 模型修正后序列相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果

由表8可見，LM（2）＝R2＝4.694 085＜＝5.991，臨界概率P＝0.095 652，因此在置信水平α＝0.05下回歸模型不存在自相關(guān)性。本文中模型的LM（2）＝4.694 085，對(duì)應(yīng)的P＞0.05，因此模型已不再存在二階自相關(guān)性。

經(jīng)過以上檢驗(yàn)，回歸模型變?yōu)?/p>

七、經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)主要對(duì)參數(shù)的符號(hào)和大小進(jìn)行檢驗(yàn)，通常不應(yīng)該比1大［10］。對(duì)于X1（小麥現(xiàn)貨價(jià)格）來(lái)說，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)理論小麥期貨價(jià)格與小麥現(xiàn)貨價(jià)格成正相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X4（稻米價(jià)格）來(lái)說，稻米也是我國(guó)的主要糧食作物，是小麥的主要替代商品，稻米價(jià)格過高人們就會(huì)轉(zhuǎn)而購(gòu)買小麥，小麥的需求就會(huì)相應(yīng)增加，價(jià)格就會(huì)變高，即二者存在正相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X5（小麥粉產(chǎn)量）來(lái)說，小麥粉產(chǎn)量增加可能說明當(dāng)年小麥?zhǔn)粘珊茫纬尚←湽┐笥谇蟮那樾?，根?jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，小麥供給曲線向右移動(dòng)，均衡價(jià)格將會(huì)下降，即二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X6（大米產(chǎn)量）來(lái)說，大米產(chǎn)量增加可能說明大米收成好，形成大米供大于求的情形，大米供給曲線向右移動(dòng)，均衡價(jià)格會(huì)下降，人們會(huì)更愿意購(gòu)買大米而放棄購(gòu)買小麥，從而使小麥的需求減少、價(jià)格下降，即二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X8（小麥進(jìn)出口差）來(lái)說，兩者之差越大說明進(jìn)口越多，國(guó)內(nèi)小麥需求增加、價(jià)格上漲，即二者存在正相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X12（美元指數(shù)）而言，該指數(shù)上漲說明美元升值，由于全球大多數(shù)商品是以美元計(jì)價(jià)的，美元升值意味著商品價(jià)格下降，即二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X13（成交量）來(lái)說，成交量上升說明市場(chǎng)參與者投資熱情高漲，相應(yīng)地期價(jià)就會(huì)上揚(yáng)，即二者存在正相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X14（前一月成交價(jià)）來(lái)說，由于小麥期貨價(jià)格的漲跌在一定程度上是受歷史交易情況影響的，即二者存在正相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X18（通貨膨脹率）來(lái)說，通貨膨脹率高市場(chǎng)參與者就可能將資金更多地投向資本市場(chǎng)，以減少因貨幣貶值帶來(lái)的損失，從而會(huì)導(dǎo)致期價(jià)上揚(yáng)，即二者存在正相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X20（匯率）來(lái)說，匯率上升說明人民幣貶值，則在相同情況下商品價(jià)格就會(huì)上漲，即二者存在正相關(guān)關(guān)系。對(duì)于X21（流通中的貨幣量）來(lái)說，如果流通中的貨幣增多而市場(chǎng)中的商品數(shù)量保持不變，則商品價(jià)格就會(huì)上漲，即二者存在正相關(guān)關(guān)系。

圖3 我國(guó)小麥期貨價(jià)格與道瓊斯指數(shù)走勢(shì)比較

需要說明的是，對(duì)于X15（道瓊斯指數(shù)）而言，理論上它與小麥期價(jià)應(yīng)該成正相關(guān)關(guān)系，但實(shí)際上從圖3可以看出我國(guó)小麥期貨價(jià)格和道瓊斯指數(shù)的走勢(shì)不完全一致，有時(shí)還呈負(fù)相關(guān)。這可能與我國(guó)的經(jīng)濟(jì)體制有關(guān)，說明我國(guó)目前經(jīng)濟(jì)并未完全開放，受國(guó)際影響相對(duì)較小。

此外，對(duì)于虛擬變量D1準(zhǔn)備金率來(lái)說，上調(diào)準(zhǔn)備金率說明國(guó)家采取緊縮政策，期貨市場(chǎng)不景氣，期價(jià)會(huì)相應(yīng)下降，即二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；而對(duì)季節(jié)因素而言，由于在小麥成熟季節(jié)存在大量供給和交割，小麥價(jià)格會(huì)有所下降，即二者存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

通過上述分析，本文認(rèn)為上述回歸模型中X4、X6、X21的符號(hào)與經(jīng)濟(jì)學(xué)理論不符，故舍去；而X12、X18、X20的系數(shù)遠(yuǎn)大于1，不符合經(jīng)濟(jì)學(xué)彈性系數(shù)理論中彈性應(yīng)在（-1，+1）的要求，也予以舍去。據(jù)此，最終模型變?yōu)?/p>

經(jīng)檢驗(yàn)，該模型擬合優(yōu)度很好，基本通過顯著性檢驗(yàn)且不具有異方差性及自相關(guān)性。從模型中可以看出，我國(guó)小麥期貨價(jià)格主要受到小麥期貨歷史價(jià)格和小麥現(xiàn)貨價(jià)格的影響，其次受到中央銀行經(jīng)濟(jì)政策的影響，還在一定程度上受到國(guó)際形勢(shì)、小麥國(guó)內(nèi)外供需情況及國(guó)內(nèi)產(chǎn)量的影響，其中國(guó)外供需情況影響較大。廣大市場(chǎng)參與者可以依據(jù)歷史情況來(lái)推測(cè)期貨價(jià)格，并依據(jù)現(xiàn)貨價(jià)格走勢(shì)進(jìn)行合理預(yù)測(cè)，有效利用期貨來(lái)轉(zhuǎn)移價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)。小麥期貨價(jià)格與小麥現(xiàn)貨價(jià)格和小麥供需情況有關(guān)，政府可以在一定程度上依據(jù)小麥期價(jià)的變動(dòng)來(lái)管理小麥進(jìn)出口量及現(xiàn)貨價(jià)格：當(dāng)期價(jià)上漲時(shí)，可能說明國(guó)內(nèi)小麥?zhǔn)粘奢^差、需求較高，政府可以適當(dāng)增加小麥進(jìn)口量，適當(dāng)提高小麥現(xiàn)貨價(jià)格以鼓勵(lì)農(nóng)民多種植小麥；當(dāng)政府希望適當(dāng)降低小麥價(jià)格時(shí)，可以利用提高準(zhǔn)備金率來(lái)實(shí)現(xiàn)這一目的；由于期貨具有價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能，政府也可以通過小麥期價(jià)預(yù)測(cè)出小麥現(xiàn)貨價(jià)格走勢(shì)，如果得到小麥現(xiàn)貨價(jià)格過高的預(yù)測(cè)結(jié)果，則可以采取措施控制價(jià)格變動(dòng)，如鼓勵(lì)農(nóng)民多生產(chǎn)小麥或適當(dāng)進(jìn)口、增加小麥供給、提高準(zhǔn)備金率來(lái)控制市場(chǎng)參與者的投資熱情、減少成交量打壓期價(jià)進(jìn)而拉動(dòng)現(xiàn)貨價(jià)格下降等。對(duì)于季節(jié)變化和國(guó)際形勢(shì)等主觀上無(wú)法控制的因素，應(yīng)該積極采取相應(yīng)的預(yù)防措施，以便一旦這些因素產(chǎn)生不利影響，政府能夠及時(shí)有效地降低危害，保證國(guó)家糧食安全和市場(chǎng)參與者安全。

八、結(jié)論和建議

隨著我國(guó)期貨市場(chǎng)的不斷發(fā)展和完善，人們?cè)絹?lái)越重視期貨的價(jià)格發(fā)現(xiàn)和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避功能，期貨市場(chǎng)對(duì)于現(xiàn)貨市場(chǎng)的影響也受到更多的關(guān)注。本文用實(shí)證方法對(duì)影響小麥期貨價(jià)格的因素進(jìn)行了深入研究，并得出以下結(jié)論：小麥期貨價(jià)格主要受到小麥現(xiàn)貨價(jià)格、小麥粉產(chǎn)量、小麥進(jìn)出口差額、成交量、前一月小麥期貨價(jià)格、道瓊斯指數(shù)、存款準(zhǔn)備金率及季節(jié)因素的影響，總體來(lái)說，小麥期貨價(jià)格受現(xiàn)貨價(jià)格、國(guó)內(nèi)小麥?zhǔn)粘蔂顩r、小麥國(guó)內(nèi)外供需情況、國(guó)家經(jīng)濟(jì)政策、國(guó)際形勢(shì)及氣候的影響。據(jù)此，本文提出如下建議：

（1）政府可以根據(jù)小麥期價(jià)的變化趨勢(shì)來(lái)調(diào)整相關(guān)經(jīng)濟(jì)政策，管理小麥現(xiàn)貨價(jià)格，調(diào)整小麥耕種面積及進(jìn)出口量，并考慮是否應(yīng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)項(xiàng)目提高存款準(zhǔn)備金率。如果小麥價(jià)格過高，為抑制價(jià)格政府可以采取提高準(zhǔn)備金率、提高小麥期貨保證金或稅收、增加進(jìn)口或鼓勵(lì)農(nóng)民多種植小麥等措施，反之亦然。

（2）市場(chǎng)參與者可以利用該模型預(yù)測(cè)期貨價(jià)格走勢(shì)，市場(chǎng)投資者可以著重研究小麥期貨的歷史價(jià)格及成交量狀況，結(jié)合小麥現(xiàn)貨價(jià)格走勢(shì)預(yù)測(cè)小麥期價(jià)走勢(shì)，并根據(jù)小麥期貨的基本面因素進(jìn)行分析操作，從而有效規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，在期貨市場(chǎng)中獲利。

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Em pirical analysis on influencing factors of wheat futures price in China

ZHAN Yu-feng，LIU Fang
（School of Econom ics，Shenyang University of Technology，Shenyang 110870，China）

To analyze the influencing factors of wheat futures price in China is conducive to better predict wheat futures price，which w ill give full play to price discovery and risk avoidance capabilities，promote the government constituting more rational economic policy，and help the market participants more rationally investing，trading and managing risk.The data from 2006 to 2010 are collected，the least squaresmethod is applied to run regression analysis，and the stationarity test and cointegration testmethods are adopted.The conclusions are that the wheat futures price is influenced by the spot price，the harvest situation of wheat in China，the supply and demand situation both home and abroad，the econom ic policy of China，the international situation，and the climate.Countermeasures are also proposed at last.

wheat futures；futures price；least squaresmethod；unit root test；cointegration test；empirical analysis

F 832.5

A

（責(zé)任編輯：郭曉亮）

1674-0823（2012）03-0223-09

2011-07-22

戰(zhàn)玉鋒（1976-），男，遼寧沈陽(yáng)人，講師，碩士，主要從事金融發(fā)展與國(guó)際投融資等方面的研究。

*本文已于2012-02-27在中國(guó)知網(wǎng)優(yōu)先數(shù)字出版，DOI為CNKI：21-1558／C.20120227.1406.006，http：／／www.cnki.net／kcms／detail／21.1558.C.20120227.1406.006.htm l.