吳 琪，蔡 勛，馮中朝

(華中農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，湖北 武漢 430070)

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中加油菜籽期貨與現(xiàn)貨價格動態(tài)關系研究

吳 琪，蔡 勛，馮中朝*

(華中農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，湖北 武漢 430070)

基于2013年1月至2015年12月中國、加拿大兩國油菜籽期貨與現(xiàn)貨價格月度數(shù)據(jù)，運用有向無環(huán)圖(DAG)技術與結構向量自回歸(SVAR)模型，系統(tǒng)分析了中加兩國油菜籽期貨、現(xiàn)貨價格之間的動態(tài)關系。研究結果表明，加拿大油菜籽期貨市場對現(xiàn)貨市場具有較強的價格發(fā)現(xiàn)功能，而中國油菜籽期貨市場對現(xiàn)貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能相對較弱。中國油菜籽市場在一定程度上參與了國際油菜籽市場的定價，但參與程度仍有待提高。

油菜籽；期貨價格；現(xiàn)貨價格；DAG；SVAR模型

中國是油菜產(chǎn)業(yè)大國，油菜籽產(chǎn)量約占全球油菜籽產(chǎn)量的21.14%[1]。近年來，由于國內(nèi)油菜籽生產(chǎn)成本逐漸增加，油菜籽進口量不斷攀升，同時臨儲菜籽油儲備居高不下，導致我國油菜產(chǎn)業(yè)發(fā)展面臨著嚴峻的挑戰(zhàn)。從國際市場來看，2015年我國從加拿大進口油菜籽超 359萬t，占總進口量的86%以上，到岸價2 856.38 元·t-1[2]，而國內(nèi)三級油菜籽均價約為4 133.92 元·t-1[3]，價格倒掛現(xiàn)象嚴重。從國內(nèi)市場來看，2015年國家油菜籽臨儲政策改革，將收儲省份由原來的13個省減為7個主產(chǎn)省，且收購定價權由國家下放到各省，使得國內(nèi)油菜籽價格下跌，農(nóng)戶種植油菜的收益下降，廣大農(nóng)戶種植積極性受挫。在當前形勢下，如何穩(wěn)定油菜籽市場價格，保障農(nóng)民收益是亟需解決的現(xiàn)實問題。期貨市場具有一定的價格發(fā)現(xiàn)功能，可以為指導我國油菜籽生產(chǎn)、銷售以及政府實施宏觀調(diào)控政策提供有力參考。我國油菜籽期貨于2012年12月28日在鄭州商品交易所正式掛牌上市，為穩(wěn)定我國油菜籽現(xiàn)貨價格、推動油菜產(chǎn)業(yè)健康發(fā)展做出了積極貢獻。在經(jīng)濟全球化的大背景下，信息交流促使各地區(qū)市場之間價格互動越來越明顯，國際農(nóng)產(chǎn)品期貨價格的信息反映機制對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響也日趨突出[4-5]。因此，探究我國油菜籽期貨市場與主導國際油菜籽定價權的加拿大溫尼伯油菜籽期貨市場之間的動態(tài)關系，并比較兩國油菜籽期貨和現(xiàn)貨市場的價格引導機制，對完善我國油菜籽期貨市場功能，穩(wěn)定油菜籽現(xiàn)貨價格，保障農(nóng)民收益具有重要的意義。

國外農(nóng)產(chǎn)品期貨上市較早，諸多學者在農(nóng)產(chǎn)品期貨與現(xiàn)貨價格關系、國際農(nóng)產(chǎn)品間的期貨價格傳導等方面進行了深入研究。Khoury等[6]指出加拿大燕麥、大麥和油菜籽期貨價格對現(xiàn)貨價格均會產(chǎn)生影響，而只有燕麥現(xiàn)貨價格對期貨價格有微弱的影響。Yang等[7]研究了美國芝加哥期貨交易所、加拿大溫尼伯商品交易所和倫敦國際金融期貨交易所之間的大麥期貨價格傳導情況，結果表明，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格存在相互影響，但芝加哥期貨交易所大麥期貨價格占主導地位；倫敦國際金融期貨交易所大麥期貨價格獨立性很強，對芝加哥期貨交易所大麥期貨價格存在長期影響。Fung等[8]對美國和中國大豆期貨市場的信息溢出效應進行了研究，結果表明美國大豆期貨市場仍處于主導地位。

國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品期貨市場雖然起步較晚，但國內(nèi)學者對我國油脂期貨市場價格的運行及傳導機制進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方面：一是對國內(nèi)油脂市場進行研究，如李新建等[9]認為豆油、菜籽油和棕櫚油期貨之間存在長期均衡關系，且豆油和棕櫚油期貨分別對其余2個期貨品種存在價格引導作用；劉慶柏等[10]則指出大豆、豆粕和豆油期貨價格之間相互存在著引導關系；何玉梅等[11]指出我國菜籽油期貨對現(xiàn)貨價格具有單向的引導作用。二是對國內(nèi)外期貨市場之間的關系進行研究，如李敬等[12]研究發(fā)現(xiàn)芝加哥豆油期貨市場是世界豆油的定價中心，加拿大溫尼伯期貨市場則是世界油菜籽的定價中心，而我國油脂期貨價格因發(fā)展不完善仍屬于外圍期貨市場；劉琰等[13]認為中國和加拿大菜籽油市場上期、現(xiàn)貨價格存在長期均衡關系，且期貨價格單向引導現(xiàn)貨價格；王駿等[14]指出大連、芝加哥、大馬交易所的期貨價格和中國現(xiàn)貨價格之間存在長期均衡關系，芝加哥交易所在國際植物油期貨市場中具有較強的的影響力與定價權威性。已有文獻中關于我國油脂期貨市場的文獻比較豐富，但對我國油菜籽期貨市場的研究則相對較少。且現(xiàn)有研究多采取Granger因果檢驗，并基于檢驗結果進行方差分解分析。然而傳統(tǒng)的Granger因果檢驗存在一定的局限性，如檢驗結果對滯后階數(shù)敏感、因果關系的確定是基于事件發(fā)生時間的先后次序而不是變量間的同期因果關系、更注重統(tǒng)計學上的顯著性而忽略了經(jīng)濟意義上的顯著性等[15]。本文采用最新發(fā)展的有向無環(huán)圖(DAG)技術以識別變量間的同期因果關系，并結合SVAR模型對加拿大和我國油菜籽期、現(xiàn)貨價格的動態(tài)關系進行研究，為更好地發(fā)展我國油菜籽期貨與現(xiàn)貨市場提供可靠的數(shù)據(jù)支撐。

1 計量模型與數(shù)據(jù)

1.1 SVAR模型

自Sims提出VAR模型以來，該方法已被廣泛應用于各研究領域[16]。一個包含k個變量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為服從獨立同分布的擾動列向量，它們相互之間可能存在同期相關，但不與自身的滯后項及等式右邊的變量相關；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信息。

為了解決擾動項同期相關的問題，部分學者借助Choleski分解對變量施加一個遞歸的同期因果結構，但該結構對變量順序十分敏感，使得研究結論不夠嚴謹[17]。為了解決上述問題，Bernanke提出了結構VAR(SVAR)模型[18]，Amisano等[19]在此基礎上做了進一步改進，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)維滯后結構系數(shù)矩陣；A為(k×k)維可逆同期結構系數(shù)矩陣；B為k階單位矩陣。

為準確估計此SVAR模型，進行預測誤差方差分解分析，需要對矩陣A施加約束。因此，對變量之間的同期因果關系進行準確識別是模型估計的關鍵。為此，Spirtes等人提出了有向無環(huán)圖(DAG)技術，完全基于數(shù)據(jù)驅動，通過數(shù)據(jù)的殘差相關系數(shù)矩陣，客觀且準確識別出矩陣A具體的同期因果關系形式，很好的解決了傳統(tǒng)方法(Choleski分解、或者基于Granger因果檢驗設定同期因果關系)導致的結論不穩(wěn)健問題[20]。目前，DAG技術已被國內(nèi)外學者廣泛應用于各自的研究領域[15，21-22]。

1.2 有向無環(huán)圖(DAG)

Sprites等和Pearl提出的有向無環(huán)圖分析方法，通過對擾動項之間的相關系數(shù)和偏相關系數(shù)進行分析，從而識別變量間的同期因果關系[20，23]。識別結果由代表變量的節(jié)點以及節(jié)點間的有向邊“→”所構成的圖形來表示，并且各個節(jié)點之間的因果關系指向不會形成封閉的環(huán)路。以A和B兩個變量為例，變量間的關系會存在如下幾種形式：“A→B”表示在其他條件不變時，存在A指向B的單向因果關系，即A的變化是導致B變化的直接原因；“A?B”表示變量是互為因果的關系；“A-B”表示變量間存在指向性不明確的同期因果關系；“A B”則表示兩個變量相互獨立不存在同期因果關系。

本文采用Sprites等提出的PC算法進行有向無環(huán)圖分析。首先，用直線將所有變量兩兩相連，形成1個無向完全圖；其次，對任意兩個變量進行無條件相關系數(shù)檢驗，若相關系數(shù)為0，則表示2個變量之間不存在同期因果關系，即可去除兩者之間的連線；再者，進一步進行一階偏相關系數(shù)檢驗、二階偏相關系數(shù)檢驗等，對于N個變量需要分析至N-2階偏相關系數(shù)；最后，依據(jù)判定準則確定因果關系的指向。其中，偏相關系數(shù)的顯著性采用Fisher’z統(tǒng)計量，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，X和Y的總體偏相關系數(shù)；|K|為變量集K的個數(shù)。

1.3 數(shù)據(jù)說明

本文分別選取我國和加拿大油菜籽期貨、現(xiàn)貨價格進行研究。由于我國油菜籽期貨于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月中國和加拿大油菜籽期貨、現(xiàn)貨價格的月度數(shù)據(jù)。其中，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格(CC)數(shù)據(jù)來自加拿大油菜籽委員會(CanolaCouncilofCanada)網(wǎng)站，加拿大油菜籽期貨價格(CF)及我國油菜籽期貨價格(RF)數(shù)據(jù)均來自布瑞克農(nóng)產(chǎn)品數(shù)據(jù)庫，我國油菜籽現(xiàn)貨價格(RC)為中華糧網(wǎng)數(shù)據(jù)中心三級油菜籽現(xiàn)貨價格。此外，加元對人民幣中間價匯率數(shù)據(jù)來自鳳凰網(wǎng)財經(jīng)數(shù)據(jù)庫。為減少異方差問題，上述變量均取自然對數(shù)。

2 DAG方法應用及SVAR模型構建

2.1 單位根檢驗及協(xié)整檢驗

對上述4個變量分別進行水平和一階差分的ADF單位根檢驗，其中，根據(jù)赤池信息準則(AIC)選擇檢驗中的最優(yōu)滯后階數(shù)，檢驗結果如表1所示。由表1可知，當對各變量的水平值分別進行檢驗時，檢驗結果在5%的水平下均不能拒絕“存在單位根”的原假設，而對其一階差分變量進行檢驗時，檢驗結果在5%的水平下顯著地拒絕了原假設。由此可知，所有變量均為一階單整序列。進一步利用Johansen協(xié)整檢驗分析各變量之間是否存在協(xié)整關系，檢驗中的最優(yōu)滯后階數(shù)依據(jù)AIC信息準則選擇滯后3階，檢驗結果如表2所示。從表2可知，各變量之間存在1個協(xié)整關系。因此，向量誤差修正模型是刻畫變量間動態(tài)關系的正確模型形式。

表1ADF單位根檢驗

Table1ADFunitroottestresults

變量Variable檢驗形式Inspectionform統(tǒng)計量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 同期因果關系的DAG分析及應用

通過對誤差修正模型的正確估計，得到各變量之間的擾動相關系數(shù)矩陣

CC CF RC RF

(4)

基于以上“擾動相關系數(shù)矩陣”，對變量之間的同期因果關系進行DAG分析。首先，將4個變量兩兩之間通過無方向的直線相連，表示變量之間可能存在的同期因果關系，形成無向完全圖。然后，運用TETRADⅤ中的PC算法計算各變量之間的無條件相關系數(shù)和偏自相關系數(shù)，最終得出各變量之間同期因果關系的依賴性和指向性。Spirtes關于小樣本應用DAG方法的研究結論表明，“當樣本數(shù)據(jù)較小時，應適當提高顯著性水平系數(shù)以改善DAG的低估效果(當樣本容量小于100時，顯著性水平應適當調(diào)整為0.2)”[20]，楊子暉和Awokuse的相關研究也印證了這一結論，采用20%的顯著性水平得到了較合理的結果[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系仍不明晰。鑒于此，為了得到較為清晰的同期因果關系，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

Table 2 Johansen Co-integration test

協(xié)整秩Co-integrationrank特征值Eigenvalue跡檢驗統(tǒng)計量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

首先進行無條件相關系數(shù)分析，CC和CF的相關系數(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立，可以把兩者之間表示同期關系的連線移去。同理，RC和CC之間也同期獨立。而RC和RF的相關系數(shù)為0.1541，其P值為0.2327，在25%的顯著性水平下無條件相關系數(shù)不為0，即二者同期相關，兩者之間的連線保留。其次，進行偏相關系數(shù)分析，當以CF擾動為條件變量時，RC和RF的偏相關系數(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)為條件同期獨立，移除RC和RF之間的連線。當以RF擾動為條件變量時，CF和CC之間的偏相關系數(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者的同期因果關系為CF→RF←CC。結合上述RC、CF和RF的相關系數(shù)分析以及CF→RF的指向性關系，由DAG分析原理可知，RC和CF的指向性關系為RC→CF。最后，DAG分析的各變量之間的同期因果關系為RC→CF→RF←CC。

根據(jù)DAG分析結果可知，加拿大油菜籽市場現(xiàn)貨價格和期貨價格都對我國油菜籽期貨價格存在同期因果關系，我國油菜籽現(xiàn)貨價格對加拿大油菜籽期貨價格存在同期因果關系，上述結果與現(xiàn)實情況相符。一方面，加拿大ICE油菜籽期貨市場是比較成熟且交易最活躍的國際油菜籽期貨市場，具有較大的油菜籽國際定價話語權，是各國油菜籽期貨行情的重要參考指標，我國鄭州油菜籽期貨市場也將ICE油菜籽期貨行情作為重要參考。同時，加拿大是我國油菜籽主要的進口國，占我國油菜籽總進口量的76.03%[1]。在當前國內(nèi)油菜籽生產(chǎn)成本上升，國內(nèi)外油菜籽價格倒掛的形勢下，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格也是我國油菜籽期貨交易者參考的重要指標。另一方面，我國從加拿大進口的油菜籽約占加拿大總出口量的35.31%[1]，國內(nèi)油菜籽價格的波動會影響我國對加拿大的油菜籽貿(mào)易，從而沖擊加拿大油菜籽現(xiàn)貨和期貨價格。加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格和我國油菜籽期貨價格完全由市場主導，而我國油菜籽現(xiàn)貨價格是政府根據(jù)國內(nèi)油菜籽生產(chǎn)成本制定的最低收購價，因此，我國油菜籽現(xiàn)貨價格并不會影響同期的加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格和國內(nèi)的油菜籽期貨價格。

根據(jù)以上DAG分析結果，對同期相關系數(shù)矩陣A進行如下約束并建立SVAR模型：

(5)

根據(jù)式(5)的約束，運用stata 11估算出約束矩陣為

(6)

為保證DAG分析結果的可靠性和合理性，采用最大似然比檢驗方法對SVAR模型進行進一步檢驗。當對SVAR模型施加上述約束時，檢驗統(tǒng)計量為1.423，對應的P值為0.7，即在5%的顯著性水平下無法拒絕“所有約束條件均成立”的原假設。這表明基于DAG分析結果對SVAR模型施加的上述約束是合理的。

3 結果與分析

利用施加以上約束的SVAR模型展開預測方差分解分析，對中加兩國油菜籽現(xiàn)貨與期貨市場的動態(tài)關系展進行深入探究。預測方差分解結果如表3所示。

由表3可知，在預測的第1期，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格完全由自身波動解釋。隨著預測期的延長，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格受自身價格波動的影響程度逐漸降低至15%，而加拿大油菜籽期貨市場的影響程度則逐漸增大，從第8個期開始，解釋程度始終維持在48%左右；我國油菜籽期貨對加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格的貢獻程度則為18%～27%。加拿大油菜籽期貨市場獨立性較強，其價格波動的絕大部分可由其自身的擾動來解釋，且解釋程度始終維持在70%以上。我國油菜籽現(xiàn)貨價格在短期內(nèi)對加拿大油菜籽期貨價格形成了一定的沖擊，在第4期解釋程度達到最大為17%，但逐漸減弱至第12期的8%；我國油菜籽期貨價格沖擊對加拿大油菜籽期貨價格的解釋程度則從5%左右逐漸增加到16%。

表3 基于DAG的預測誤差方差分解

Table 3 Forecast error variance decomposition based on DAG %

相比加拿大油菜籽期貨市場，我國油菜籽期貨價格波動受多重因素的影響，市場獨立性較差。在第4個月，我國油菜籽期貨價格的波動有47%左右是由現(xiàn)貨價格的沖擊引起，隨后解釋程度雖有所下降，但仍維持在30%以上。長期來看，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格和期貨價格對我國油菜籽期貨價格的解釋程度分別為10%和20%。我國油菜籽現(xiàn)貨價格波動的50%以上可由其自身來解釋。在第4期，加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格對我國油菜籽現(xiàn)貨價格的解釋程度僅為5%，隨著預測期的延長，其解釋能力逐漸提高至12%。我國油菜籽期貨價格對現(xiàn)貨價格的解釋程度先增后減，在第8期時解釋程度達到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獨立性較強，不僅對加拿大油菜籽現(xiàn)貨市場起到較強的引導作用，而且在一定程度上影響了我國油菜籽期貨市場行情；我國油菜籽現(xiàn)貨市場主要受自身較大的慣性因素影響；我國油菜籽期貨市場對我國現(xiàn)貨市場的價格引導作用逐漸顯現(xiàn)，且在一定程度上影響了加拿大油菜籽現(xiàn)貨及期貨價格。導致以上結果的原因是，加拿大是油菜生產(chǎn)大國和貿(mào)易大國，其油菜籽產(chǎn)量和出口貿(mào)易量分別占國際總量的23.48%和32.88%[1]，與之相對應的是，加拿大油菜籽期貨市場經(jīng)過近50年的發(fā)展，已成為比較成熟且開放的市場，在國際油菜籽市場擁有較大的定價權。現(xiàn)貨市場和期貨市場的雙主導地位使得加拿大油菜籽期貨市場能夠充分發(fā)揮其價格發(fā)現(xiàn)功能，引導加拿大油菜籽現(xiàn)貨價格的整體波動趨勢。中國油菜種植成本不斷增加，政府為保護農(nóng)民收益，采取了油菜籽臨儲收購政策，長期以來油菜籽現(xiàn)貨價格并不完全由市場供需關系調(diào)節(jié)，導致我國油菜籽現(xiàn)貨市場受外部因素影響較小，進而導致我國油菜籽期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能并不十分凸顯。但是，經(jīng)過近幾年的發(fā)展，我國油菜籽期貨市場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際油菜籽定價。

4 結論

本文運用了有向無環(huán)圖和預測方差分解法分析了中加兩國油菜籽期貨與現(xiàn)貨市場價格的動態(tài)關系，克服了Granger因果檢驗等傳統(tǒng)方法的局限性?；贒AG的預測誤差方差分解結果表明：(1)加拿大油菜籽期貨市場相對獨立，從長期來看，期貨市場對加拿大現(xiàn)貨市場具有較強的價格發(fā)現(xiàn)功能；(2)我國油菜籽市場在一定程度上參與了國際油菜籽市場的定價，但參與程度仍有待提高；(3)我國油菜籽期貨市場易受加拿大油菜籽期貨、現(xiàn)貨市場以及國內(nèi)現(xiàn)貨市場的影響，較加拿大發(fā)達的油菜籽期貨市場，我國油菜籽期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能仍有待加強。

根據(jù)以上研究發(fā)現(xiàn)，油菜籽現(xiàn)貨市場和期貨市場是相輔相成的，只有期貨市場與現(xiàn)貨市場共同發(fā)展，才能有效地推動整個油菜產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。為了完善我國油菜籽期、現(xiàn)貨市場，借鑒加拿大油菜籽市場發(fā)展經(jīng)驗，本文提出以下建議：一是對現(xiàn)貨市場而言，政府應調(diào)整油菜產(chǎn)業(yè)扶持政策，逐步取消最低收購價，推行油菜籽目標價格政策，釋放油菜籽現(xiàn)貨市場的活力，加強現(xiàn)貨市場與期貨市場的關聯(lián)性，增強期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能，從而為我國油菜生產(chǎn)提供有效指導。二是對期貨市場而言，鄭州商品交易所應完善油菜籽期貨合約，降低企業(yè)的套期保值成本，增加期貨交易市場的參與主體以活躍油菜籽期貨市場。

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(責任編輯 萬 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

國家油菜產(chǎn)業(yè)技術體系專項(CARS-13)；中國工程院重大咨詢項目(4005-35013018, 4005-35013019)

吳琪(1991—)，湖北黃岡人，碩士研究生，研究方向為農(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)學報ActaAgriculturaeZhejiangensis， 2016，28(10): 1796-1802

吳琪，蔡勛，馮中朝. 中加油菜籽期貨與現(xiàn)貨價格動態(tài)關系研究[J]. 浙江農(nóng)業(yè)學報，2016，28(10)： 1796-1802.