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)貨價格關(guān)系的實證研究

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、誤差修正模型、Granger因果關(guān)系檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解等方法，對棉花期貨價格與現(xiàn)貨價格之間的關(guān)系進(jìn)行了實證研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)我國棉花期貨市場有較強的價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能，棉花期貨價格對現(xiàn)貨價格的影響程度較大，但現(xiàn)貨價格對期貨價格的影響程度較小。現(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)避價格風(fēng)險，同時保險公司可以考慮推出棉花價格保險。

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

國外對農(nóng)產(chǎn)品期貨市場價格發(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)和對應(yīng)的現(xiàn)貨數(shù)據(jù)進(jìn)行了協(xié)整檢驗，表明兩者之間存在長期均衡關(guān)系。Andrew等[5]運用協(xié)整檢驗和誤差修正模型（Error correction model，ECM）分析了玉米、大豆、牛以及豬的期貨價格和現(xiàn)貨價格，發(fā)現(xiàn)從長遠(yuǎn)來看，這4個市場都是無偏的，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日的日收盤價研究了棉花期貨價格和現(xiàn)貨價格之間的動態(tài)關(guān)系，研究表明棉花期貨市場居于主導(dǎo)地位，具有價格發(fā)現(xiàn)功能。Kumar等[7]利用格蘭杰（Granger）因果檢驗、協(xié)整檢驗以及ECM等模型研究了印度部分農(nóng)產(chǎn)品期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能。中國關(guān)于期貨價格與現(xiàn)貨價格關(guān)系的實證研究起步較晚，大多直接使用國外較為成熟的理論和方法，但是，現(xiàn)有的對棉花期貨價格發(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)棉花的期貨價格和現(xiàn)貨價格之間只存在單向引導(dǎo)的關(guān)系，即期貨價格對現(xiàn)貨價格具有很強的引導(dǎo)作用，而現(xiàn)貨價格對期貨價格并沒有引導(dǎo)作用，但劉磊等[10]、陳雪飛等[11]則認(rèn)為棉花的期貨價格和現(xiàn)貨價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)棉花期貨對現(xiàn)貨價格已經(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]對棉花價格發(fā)現(xiàn)功能的研究選取了臨近交割日的期貨合約收盤價來代表期貨價格，而臨近交割期的期貨合約交易量較小，并不能真實地反映當(dāng)日期貨市場的供求狀況；最后，2013年9月16日我國正式實施新修訂的《棉花細(xì)絨棉》標(biāo)準(zhǔn)（GB 1103―2012），中國棉花價格指數(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)貨價格的斷點檢驗問題。本研究擬選取主力合約的收盤價，對棉花的期貨、現(xiàn)貨價格關(guān)系進(jìn)行研究，在彌補現(xiàn)有研究不足的基礎(chǔ)上，對棉花期貨的價格發(fā)現(xiàn)功能做進(jìn)一步研究，進(jìn)而對已有研究結(jié)論進(jìn)行檢驗。

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棉花期貨合約，棉花期貨價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）的每日收盤價作為當(dāng)日的期貨價格。棉花現(xiàn)貨價格選取中國棉花價格指數(shù)，該指數(shù)是國內(nèi)最早代表棉花現(xiàn)貨價格水平的綜合指標(biāo)，也是棉花現(xiàn)貨價格的權(quán)威指標(biāo)。棉花現(xiàn)貨價格主要來自中國棉花協(xié)會官網(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)下的中國棉花價格指數(shù)，鄭州商品交易所的一號棉花期貨合約的基準(zhǔn)交割品也由328級鋸齒加工細(xì)絨棉改為3128B級鋸齒加工細(xì)絨棉，本研究在選取現(xiàn)貨價格時，2005年1月至2013年9月的現(xiàn)貨價格選用的是CC Index 328的價格指數(shù)，2013年10月至2016年12月的現(xiàn)貨價格選用的是CC Index 3128B的價格指數(shù)。同樣，根據(jù)棉花價格指數(shù)的變化，棉花期貨交割品級也從CF311合約開始由CC Index 328級細(xì)絨棉改為CC Index 3128B級細(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月為期貨價格序列的分界點。

2.1.2數(shù)據(jù)處理方法。棉花期貨與現(xiàn)貨價格均根據(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）檢驗法[17]進(jìn)行斷點檢驗，判斷2013年9月前后的棉花現(xiàn)貨價格和2013年6月前后的棉花期貨價格數(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月的價格連續(xù)數(shù)據(jù)。其次，由于棉花期、現(xiàn)貨價格有較大幅度的波動且受季節(jié)變化的影響，因此對原始時間序列取對數(shù)并使用X-11-ARIMA方法進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整處理[18]，得到期貨價格、現(xiàn)貨價格2組時間序列數(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，對樣本期間棉花期、現(xiàn)貨價格數(shù)據(jù)進(jìn)行斷點檢驗；其次，用擴(kuò)展的迪克―富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）檢驗[19]分析棉花期貨價格、現(xiàn)貨價格序列是否平穩(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]判斷期貨價格和現(xiàn)貨價格在短期偏離均衡狀態(tài)時是否存在修正機(jī)制，并用格蘭杰因果關(guān)系[21]來檢驗棉花期貨價格對現(xiàn)貨價格以及現(xiàn)貨價格對期貨價格的影響；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格與現(xiàn)貨價格的影響方式及貢獻(xiàn)度[22]。本研究實證分析所使用的軟件是Eviews 8.0。

3 實證分析

3.1 棉花現(xiàn)貨價格、期貨價格斷點檢驗

先采用虛擬變量法對棉花期貨和現(xiàn)貨價格這2組時間序列分別進(jìn)行檢驗。對于棉花現(xiàn)貨價格，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；對于棉花期貨價格，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)貨價格，F(xiàn)P代表棉花期貨價格，X1和X2代表虛擬變量。對上述2個方程進(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)貨價格與虛擬變量的OLS回歸結(jié)果

表2 棉花期貨價格與虛擬變量的OLS回歸結(jié)果

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

再用Chow檢驗法對棉花期貨價格和現(xiàn)貨價格這2組時間序列進(jìn)行斷點檢驗，結(jié)果見表3。Chow檢驗的F值和P值顯示，棉花現(xiàn)貨價格與期貨價格分別在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。因為最近的數(shù)據(jù)能更好地預(yù)測以后的情況，因此，在以下的實證分析中將使用2013年10月至2017年8月棉花期貨和現(xiàn)貨價格的月度數(shù)據(jù)作為樣本。

表3 棉花現(xiàn)貨價格與期貨價格Chow檢驗結(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)貨價格的變動趨勢基本一致。

圖1 我國棉花期貨價格與現(xiàn)貨價格走勢

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

3.3 ADF單位根檢驗

只有同階單整的序列才能進(jìn)行協(xié)整檢驗，需要分別對這2組數(shù)據(jù)序列進(jìn)行ADF單位根檢驗，以判斷這2組序列是否平穩(wěn)。根據(jù)表4的結(jié)果，棉花期貨價格、現(xiàn)貨價格數(shù)據(jù)都是非平穩(wěn)時間序列，但2個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)貨價格的ADF檢驗

3.4 協(xié)整檢驗

在時間序列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)貨價格誤差修正項（ECM1）為：ECM1t－1=LNSPSAt－1－0.242 185LNFPSAt－1.同理，定義期貨價格的誤差修正項（ECM2）為：ECM2t－1=LNFPSAt－1－0.989 579LNSPSAt－1.

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

表5 誤差修正模型檢驗結(jié)果

3.5 Granger因果關(guān)系檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗對于變量是否平穩(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[7]，檢驗結(jié)果見表6?？梢钥闯觯藁ìF(xiàn)貨價格與期貨價格存在相互引導(dǎo)的關(guān)系。

表6 Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果

3.6 脈沖響應(yīng)函數(shù)

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

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

棉花期貨價格對其自身1個標(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)貨價格對其自身的擾動也立即做出了響應(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。棉花期貨價格對現(xiàn)貨價格的擾動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，但于第5期開始趨向于零。棉花現(xiàn)貨價格對期貨價格的擾動立即做出了響應(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。這表明棉花期貨價格的變動會引起棉花現(xiàn)貨價格的同向變動，而棉花現(xiàn)貨價格的變動會引起期貨價格反向變動，但是整體來看，棉花現(xiàn)貨價格對期貨價格的影響較小。

3.7 方差分解

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

表7 棉花期貨價格、現(xiàn)貨價格方差分解結(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，說明棉花期貨價格預(yù)測方差約有96%是由期貨價格自身的擾動所引起的，僅有約4%是由現(xiàn)貨價格擾動引起的。棉花現(xiàn)貨價格自身貢獻(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)貨價格預(yù)測方差約有93%是由期貨價格擾動引起的，約7%是由其自身的擾動引起的。由此推斷，棉花期貨價格變化對現(xiàn)貨價格的影響非常大，而現(xiàn)貨價格變化對期貨價格的影響相對較小。

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)貨的月度價格，對我國棉花期、現(xiàn)貨價格之間的關(guān)系進(jìn)行實證研究發(fā)現(xiàn)：（1）棉花期貨、現(xiàn)貨價格存在協(xié)整關(guān)系，并且棉花期貨價格與現(xiàn)貨價格相互引導(dǎo)，為棉花現(xiàn)貨的套期保值提供了前提條件。（2）期貨價格對現(xiàn)貨價格有較大的影響，說明棉花期貨市場有較強的定價功能；同時現(xiàn)貨價格也能夠在一定程度上影響期貨價格的變動，說明期貨市場定價有一定的現(xiàn)貨基礎(chǔ)。（3）期貨與現(xiàn)貨價格在短期偏離均衡狀態(tài)時最終均可以調(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)避價格風(fēng)險；同時保險公司也可以通過在棉花期貨市場上鎖定棉花的未來價格，推出棉花價格保險或收入保險；棉農(nóng)可以通過購買保險公司的棉花價格保險或收入保險而規(guī)避棉花生產(chǎn)的價格風(fēng)險。但是，方差分解分析也發(fā)現(xiàn)，棉花期貨價格對現(xiàn)貨價格的影響程度較大，而現(xiàn)貨價格對期貨價格的影響程度較小，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。

[1]蔡勝勛.新形勢下我國農(nóng)產(chǎn)品期貨市場發(fā)展路徑研究[J].金融理論與實踐，2016(5)：87-90.

[2]龐貞燕，劉磊.期貨市場能夠穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格波動嗎——基于離散小波變換和GARCH模型的實證研究[J].金融研究，2013(11)：126-139.

[3]Robert W K.Futures,options and swaps[M].New York:Oxford,1999.

[4]Wakita S.Efficiency of the Dojima rice futures market in Tokugawa-period Japan[J].Journal of Banking&Finance,2001,25(3):535-554.

[5]Andrew M,Matthew T.Market efficiency in agricultural futures markets[J].Applied Economics,2002,34(12):1519-1532.

[6]Maruiwa H,Tokutomi T,Hirohata M,et al.Investigation of price discovery and efficiency for cash and futures cotton prices[J].Western Journal of Agricultural Economics,2009,9(1):172-177.

[7]Kumar B,Pandey A.Market efficiency in Indian commodity futures markets[J].Journal of Indian Business Research,2013,5(2):101-121.

[8]朱桂賓.基于G-S模型我國棉花期貨市場和現(xiàn)貨市場在價格發(fā)現(xiàn)功能中作用的實證分析[J].中國證券期貨，2009(10)：32-33.

[9]王俊，梁朝暉.我國棉花期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的實證研究[J].金融經(jīng)濟(jì)，2014(20)：59-62.

[10]劉磊，張明輝.中國棉花期貨價格發(fā)現(xiàn)功能：基于中美棉花期貨的比較研究[J].金融理論與實踐，2010(8)：21-24.

[11]陳雪飛，謝高強，沈淑娟.我國棉花期貨價格發(fā)現(xiàn)功能研究[J].統(tǒng)計與決策，2013(20)：165-167.

[12]師樹興，唐惠明.我國棉花期貨價格發(fā)現(xiàn)功能的實證分析[J].金融經(jīng)濟(jì)，2011(24)：89-91.

[13]李慧茹.中國棉花期貨市場價格發(fā)現(xiàn)功能研究[J].運籌與管理，2006(6)：95-99.

[14]李天忠，丁濤.我國農(nóng)產(chǎn)品期貨價格對現(xiàn)貨價格先行性的實證研究[J].金融理論與實踐，2006(10)：16-19.

[15]曾屹然.我國棉花期貨市場與現(xiàn)貨市場關(guān)系研究[D].北京：首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)，2015.

[16]楊帆，韓傳峰.中國交通基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系實證[J].中國人口：資源與環(huán)境，2011，21(10)：147-152.

[17]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與Eviews應(yīng)用[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2014.

[18]王書平，李建平，高麗君，等.基于X-11-ARIMA方法的取暖油價格季節(jié)性波動分析[J].數(shù)理統(tǒng)計與管理，2007，26(1)：62-67.

[19]Bhargava A.On the theory of testing for unit roots in observed time series[J].The Review of Economic Studies,1986,53(3):369-384.

[20]Ghosh A.Cointegration and error correction models:Intertemporal causality between index and futures prices[J].Journal of Futures Markets,1993,13(2):193-198.

[21]Granger C W J.Testing for causality:A personal viewpoint[J].Journal of Economic Dynamics and Control,1980(2):329-352.

[22]張宗成，王駿.基于VAR模型的硬麥期貨價格發(fā)現(xiàn)研究[J].華中科技大學(xué)學(xué)報(自然科學(xué)版)，2005(7)：103-106.

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

棉花價格的劇烈波動會對棉花生產(chǎn)者和經(jīng)營者產(chǎn)生不利影響，甚至造成整個國民經(jīng)濟(jì)的損失：對于棉農(nóng)而言，價格波動使其無法合理安排種植面積，棉花產(chǎn)量會大起大落；對于棉花企業(yè)而言，價格波動會使其無法估算成本和收益，進(jìn)而承擔(dān)較高的價格風(fēng)險。棉花期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)和套期保值功能對棉花產(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)避價格風(fēng)險；而保險公司就會具備推出棉花價格保險的條件，被期貨市場拒之門外的棉農(nóng)可以通過價格保險來穩(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)品價格[2]。因此，對棉花期貨市場價格發(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）