大连商品期货价格协整关系与引导关系的实证研(3)

　　　　　　　　　　　　　　　　　太原理工大学学报(社会科学版)　　　　　　　　　　　　　　　　　第21卷42

　(0.8523)　(-0.8338)-t值

2

R=0.9833　F=2412.8　DW=1.9921　serialcorr=0.00388　样本:6-216

Q统计量值由(2)式计算得到:Q=-1.727,大于在A=0.05置信水平下的临界值-13.7,期货价格时间序列满足1阶平稳过程。同理,对现货价格进行平稳性检验,回归方程如下:

yt=-2.9+0.9997yt-1-0.1651$yt-1

-0.0862$yt-2+0.0377$yt-3-0.0541$yt-4

　(-0.1076)　(96.4947)　(-2.3492)

　(-1.2113)　(0.5304)　(-0.7727)-t值

2

R=0.9896　F=1947　DW=1.9964　serialcorr=0.00097　样本:6-216

Q统计量值由(2)式计算得到:Q=-0.0579,大于在A=0.05置信水平下的临界值-13.7,现货价格时间序列满足1阶平稳过程。以下作出大豆期货与现货价格1阶差分走势图(见图2)

:

(11)

DF(x,y)=-3.093,由此可知:DF(x,y)值大于

1%置信水平下相应的临界值-3.4676。故不能拒绝单位根零假设,因此x与y之间存在协整关系。

3.引导关系检验

以下采用误差修正模型(ECM)式(7)、(8)、(9),对价格进行即时与滞后引导关系检验:其中r是回归模型(12)的残差,滞后项数均取4,分别得到如下回归结果:

大豆期货价格的自回归结果:

常数a10=14.2681(0.4992),R2=0.9832,D.W=1.9934,ESS=863166,F(5,206)=2416.3,serialcorr=0.0033

考虑现货价格的滞后回归结果:

常数a20=29.5124(0.8925),R=0.9836,D.W=1.996,ESS=843884,F(9,202)=1346.9,serialcorr=0.001934

考虑现货价格的即时回归结果:

常数a20=30.7035(0.9338),R=0.9839,D.W=1.9983,ESS=829949,F(10,201)=1226,serialcorr=0.000766,b20=0.1196(1.8371)大豆现货价格的自回归结果:

常数a10=2.6494(0.10112),R2=0.9803,D.W=1.9931,ESS=984140,F(5,206)=2046.2,serialcorr=-0.000632

考虑期货价格的滞后回归结果:

常数a20=-9.9578(-0.28031),R2=0.9805,

22

图2　大豆期货与现货价格1阶差分走势图

D.W=1.9902,ESS=973937,F(9,202)=1126.6serialcorr=0.00189

考虑期货价格即时回归结果:

常数a20=-14.032(-0.3965),R2=0.9808,D.W=1.9924,ESS=957854,F(10,201)=1026.2,serialcorr=0.00072,b20=0.1381(1.8371)

综上,我们从上述各个ECM回归方程看到:各个方程的R2值都比较大,各个方程的F值都较大,说明模型拟和的较好。各个方程的D.W值都较接近2,不存在自相关性。序列相关系数都十分小,说明序列相关程度极低。总体上看模型拟和较好。

我们对大豆期货价格与现货价格引导关系进行检验,结果如下:

期货滞后引导现货:F01=0.537,现货滞后引导期货:F02=1.156

期货即时引导现货:b20=0.1381(1.8371),现货即时引导期货:b20=0.1196(1.8371)

Fa其中dsp表示大豆现货价格1阶差分,dfp表示大豆期货价格1阶差分。

2.协整关系检验

用xt表示大豆期货价格,yt表示大豆现货价格。对xt,yt作Engle-Granger协整回归,得到回归

结果如下:

xt=394.551+0.9035yt(12)(4.733)　(28.065)-t值2

　　R=0.7856　F(1,215)=787.66　DW=0.1477　serialcorr=0.9209　样本:1-216

对(12)式残差,作残差向量的自回归方程为:

ut=2.24836+0.9207ut-1

标准误:st,err—(6.14969)　(0.02564)t值-　(0.36561)　(35.9146)　　R=0.8571　F=1289.9　DW=2.057　serialcorr=-0.2849　样本:2-216

2

(13)