三、变量选择及数据处理
我们知道影响黄豆期货价格的因素有很多，诸如:国家的宏观调控政策；现货的供给与需求；现货的价格；黄豆期货成交量与持仓量；国际政治形势；国际期货市场的影响等等。为了遵从建模简化的原则，我们仅从国际经济变化的影响、现货价格及国际期货市场的联动影响方面考虑，选取对国内黄豆期货价格可能产生较大影响的美元汇率及美国CBOT的黄豆连续价格、国内黄豆现货价格变量作为我们建模的主要变量，通过建模分析试图找到国内外黄豆价格的定量的关联关系，从而对未来走势作出准确的预测。
1、黄豆期货价格指标的选取
由于CBOT作为世界上最大的农产品期货市场，其多数农产品期货价格对现货价格具有显著的决定作用。因此，我们选取CBOT黄豆期货连续价格作为外盘黄豆期货价格的替代变量。国内黄豆期货价格，我们选取中国大连商品交易所的黄豆期货价格作为研究对象。由于每个期货合约都将在一定时间到期,因此，为克服期货价格的不连续性,我们按照以下方法产生一个连续的期货价格序列,即选取成交量、持仓量最大的期货合约每天的收盘价格序列作为代表,链接成连续时间序列数据，这样做的目的是为了克服交易量较小,价格波动不稳定的缺点。通常交易量大，持仓量最大的主力合约价格相对来说较为稳定(高辉，2005)。时间段：2001-10-8～2006-7-14。数据来源：富远行情软件数据库。英国路透网站：https://3000xtra.glbl1.reuters.com/asp/login.asp。
2、黄豆现货价格指标的选取
黄豆现货价格与期货价格之间存在一定的关联度，现货价格受期货价格的影响，期货价格可能也受到现货价格的一定影响。为了更进一步深入研究黄豆现货与期货的关联性及对期货走势作进一步的模型预测分析。我们选取国内具有代表性的黄豆的现货价格。国内黄豆的现货价格我们选取具有代表性的中国大连市场黄豆的现货报价与中国黑龙江黄豆的现货报价，为了和期货数据相匹配，选取的时间段也为：2001-10-8～2006-7-14。数据来源：中国汇易网站：www.chinajci.com/default_week.asp。
3、美元汇率指标的选取
GDP占世界总产出接近30%的美国，其经济走势对其他国家和地区具有极大的影响力。美元汇率的变化几乎是世界经济变化的“晴雨表”。同时随着经济的全球化，欧盟经济的迅速崛起，对美国产生了一定的制衡作用。美元汇率的变化不可避免地传递到期货市场，引导资本的国际流动，导致期货价格的波动，我们选取具有代表性的美元汇率即美元对欧元汇率及美元指数的日数据。选取的时间段：2001-10-8～2006-7-14。数据来源：富远行情软件数据库、美联储网站：www.federalreserve.gov/releases/。
由于我们选择的美元汇率数据与CBOT的黄豆期货连续收盘价格数据和大连商品交易所黄豆期货收盘连续价格数、大连、黑龙江黄豆现货价格数据在某些具体时间不匹配，比如：中国国内期货市场存在：“五.一”、“十.一”、“春节”等节假日国内期货市场闭市，而CBOT开市；国外的圣诞节等闭市，国内开市的情况，我们将不匹配的数据删除，得到了基于全样本连续的时间序列数据1128个，我们将日数据转化为周数据。
以上各变量数据序列均有缺失数据，缺失数据均采用三项移动平均的方法补充。为了分析过程中可能出现的异方差现象，以上数据均作对数处理。
四、数据平稳性检验
我们对所处理的数据进行平稳性检验。首先，我们作出所选变量数据的时序图及一阶差分时序图，如下
图1 变量的时序图
图2 变量一阶差分时序图
我们从所作的CBOT黄豆期货连续收盘价与大连黄豆期货收盘价及其他变量的时序图可以看出，序列一阶差分呈现出平稳性的特性。为了更精确的确定数据的平稳性的单整阶数，我们采用Engle-Granger的基于残差的ADF的检验。检验结果如下:
表1 样本时间序列取对数后的单位根检验结果
|
变量 |
ADF值 |
检验类型 (c,t,n) |
1%临界值 |
5 %临界值 |
DW |
是否平稳 |
|
lnp |
-2.204369 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-3.4324 |
1.994676 |
否 |
|
-2.527660 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8755 |
1.994562 |
否 | |
|
0.550318 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-1.9412 |
1.986224 |
否 | |
|
△ lnp |
-8.485449 |
(c,t,1) |
-4.0053 |
-3.4325 |
1.974427 |
是 |
|
-8.394093 |
(c,0,1) |
-3.4633 |
-2.8755 |
1.971184 |
是 | |
|
-8.389672 |
(c,t,2) |
-2.5755 |
-1.9412 |
1.972038 |
是 | |
|
lnp1 |
-2.168821 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-3.4324 |
1.999002 |
否 |
|
-2.210105 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8755 |
2.000523 |
否 | |
|
0.339882 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-1.9412 |
1.991522 |
否 | |
|
△ lnp1 |
-8.560417 |
(c,t,1) |
-4.0053 |
-3.4325 |
2.000116 |
否 |
|
-8.550321 |
(c,0,1) |
-3.4633 |
-2.8755 |
1.988330 |
否 | |
|
-8.560448 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-1.9412 |
2.000276 |
否 | |
|
Lnp01 |
-1.471064 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-3.4324 |
1.943614 |
否 |
|
-1.775069 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8755 |
1.953359 |
否 | |
|
0.120366 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-1.9412 |
1.957976 |
否 | |
|
△ lnp01 |
-8.532176 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-3.4324 |
2.001520 |
是 |
|
-8.338849 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8755 |
1.998784 |
是 | |
|
-8.359124 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-1.9412 |
1.998776 |
是 | |
|
Lnp02 |
-1.658687 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-1.9432 |
2.024880 |
否 |
|
-2.006686 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8897 |
2.032512 |
否 | |
|
0.302459 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-3.4539 |
2.021460 |
否 | |
|
△ lnp02 |
-7.385122 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-1.9432 |
1.998146 |
是 |
|
-7.242709 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8900 |
1.998852 |
是 | |
|
-7.252793 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-3.4543 |
1.998956 |
是 | |
|
lnDI |
-2.200105 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-1.9432 |
1.982107 |
否 |
|
-2.485777 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8900 |
1.980499 |
否 | |
|
-1.692630 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-3.4543 |
1.980455 |
否 | |
|
△ lnDI |
-9.665081 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-1.9432 |
1.993990 |
是 |
|
-9.548663 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8900 |
1.995578 |
是 | |
|
-9.375365 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-3.4543 |
1.999232 |
是 | |
|
lnER |
-2.093591 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-1.9432 |
1.995496 |
否 |
|
-2.598347 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8900 |
1.996395 |
否 | |
|
0.088842 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-3.4543 |
1.970182 |
否 | |
|
△ lnER |
-9.771225 |
(c,t,1) |
-4.0051 |
-1.9432 |
1.983942 |
是 |
|
-9.628959 |
(c,0,1) |
-3.4631 |
-2.8900 |
1.984758 |
是 | |
|
-9.442243 |
(0,0,1) |
-2.5755 |
-3.4543 |
1.988163 |
是 |
其中：lnp大连黄豆期货收盘价对数、 lnp1 表示CBOT黄豆期货连续收盘价对数、Lnp01表示黑龙江黄豆现货价对数、Lnp02表示大连黄豆现货价对数、lnDI 表示美元指数、lnER 表示欧元汇率。△表示一阶差分。 C表示截距、t表示时间趋势、n表示滞后阶数。
综上，从单位根检验结果中可以看出，在我们分析的样本期内，我们选取的样本数据的非平稳性是非常显著的。选取的所有的时间序列周数据均是含有一个单位根的非平稳序列。
五、CBOT黄豆期货价与大连黄豆期货价的因果关系检验
我们采用基于Granger的因果关系(causal relationship)检验的方法，对连豆期价与其他变量之间的因果关系作检验，由于因果关系检验对滞后阶较为敏感,在实际检验中，根据。根据SC准则、AIC准则确定最佳滞后阶数，最终我们选取滞后阶数为1到2阶，结果如下：
表2 变量间的因果关系检验结果
|
零假设 |
滞后阶数 |
样本数 |
F 统计量 |
|
LNP1 不是 LNP 的 Granger 原因 |
208 |
4.42557 |
0.01314 |
|
LNP 不是 LNP1 的 Granger 原因 |
0.66614 |
0.51481 | |
|
LNER 不是 LNP 的 Granger 原因 |
208 |
1.32847 |
0.26718 |
|
LNP 不是 LNER 的 Granger 原因 |
0.71971 |
0.48813 | |
|
LNDI 不是 LNP 的 Granger 原因 |
208 |
1.16474 |
0.31408 |
|
LNP 不是 LNDI 的 Granger 原因 |
0.30860 |
0.73482 | |
|
LNP01 不是 LNP 的 Granger 原因 |
208 |
1.48963 |
0.22791 |
|
LNP 不是 LNP01 的 Granger 原因 |
4.94171 |
0.00803 | |
|
LNP02 不是 LNP 的 Granger 原因 |
208 |
0.25322 |
0.77654 |
|
LNP 不是 LNP02 的 Granger 原因 |
8.67352 |
0.00024 |
从上表我们看到：在我们所作的所有滞后阶数情况下，在1%显著性水平下，LNP1是LNP的单向Granger原因，且接受的概率大于98.7%。说明中国大连期货交易所黄豆期货价格受美国CBOT期货价格影响极大。国内黄豆期货价格走势完全受CBOT期货价格引导。LNER、LNDI对LNP的引导作用不显著，说明美元对大连大豆的影响较小。LNP是LNP01、LNP02单向因果关系，说明大连期豆价格对黑龙江大豆、大连大豆现货价格有显著的引导作用，说明大连黄豆期价已经具备价格发现的作用。现货价格完全受大连大豆期货价走势的影响。
六、CBOT黄豆期货价与大连黄豆期货价的长期协整检验
以下我们进一步我们来分析大连黄豆期价与其他影响因素变量间的长期均衡关系，首先，我们作出连豆期价与美豆期价、美元指数、欧元兑美元汇率、哈尔滨及大连黄豆现货价格之间的关联图。从图中可以看到，连豆期价与美豆期价、美元汇率及现货价格均存在较强的的相关关系。
图3 连豆期价与美豆期价的相关图
图4 连豆期价与欧元兑美元汇率的相关图
