套期保值的周期性和风险溢价的季节效应1.pdf

1 套期保值的周期性和风险溢价的季节效应1 宋军宋军 关关文静文静 复旦大学经济学院国际金融系 上海 200433 宋军 通信作者 复旦大学经济学院国际金融系 宋军 通信作者 复旦大学经济学院国际金融系 1376184250813761842508 电子邮件 电子邮件 songjun songjun 通讯地址 上海市国权路 通讯地址 上海市国权路 600600 号 复旦大学经济学院 号 复旦大学经济学院 200433200433 研究研究领域领域 金融金融工程工程 行为行为金融金融 关关文静文静 复旦大学经济学院国际金融系 复旦大学经济学院国际金融系 1561821816515618218165 电子邮件 电子邮件 09210680134 09210680134 通讯通讯地址地址 上海市上海市武川路武川路 7878 弄弄 49 49 202202 2 20043300433 研究研究领域领域 金融工程金融工程 行为行为金融金融 1 感谢国家自然科学基金 NO 70701011 市场参与者的风险厌恶态度对期市定价的影响以及应用研究 2 套期保值的周期性和风险溢价的季节效应 摘要 摘要 风险溢价理论认为期货的风险溢价 期货价格和未来到期的现货价格之差 能反映净套期保值需 求的强度和方向 本文扩展了其结论 认为套期保值活动随季节而发生的周期性变化将使得风险溢价呈 现季节效应 本文以中美燃料油和玉米两种期货作为买方 卖方 套期保值周期性商品的代表进行检验 结果显示四种期货的风险溢价均存在明显的季节效应 且买方 卖方 套期保值周期性商品的期货风险 溢价 于到期月为供给集中 需求旺季 季度时达到最低 最高 因而套期保值的周期性很可能是风 险溢价季节效应的主要成因 关键词 关键词 套期保值 风险溢价 季节效应 Cyclical Hedge and Seasonal Risk Premium SONG Jun Guan Wen jing Economics School Fudan University Shanghai 200433 Abstract Risk Premium Theory predicts that the risk premium of futures the difference between futures price and the expected spot price reflect the intensity and direction of net hedge demand This paper has extended the conclusion to suggest that the cyclical changes of hedge with seasons would lead to the seasonal effect of risk premium We take Heating oil and Corn in Chinese and US futures markets as the representative commodities of long short cyclical hedge The result shows that risk premium in the four futures has the significant seasonal effect meanwhile futures risk premium of long short cyclical hedge reaches lowest when the delivery months are in supply concentration season demand peak season This supports that the cyclical hedge is the main origin of the seasonal effect in risk premium Keywords hedge risk premium seasonal effect 3 一 背景一 背景 套期保值是期货市场的核心功能 套期保值者的行为也对期货市场的定价有非常重要的影响 期货 市场的风险溢价理论 Keynes 1930 Anderson et al 1983 Hirshleifer 1990 Benth et al 2008 认为由于套期保 值者将风险转移给期货市场 因此买方 卖方 套期保值者愿意支付较高 低 的期货价格来吸引投机 者 从而使得期货价格偏离到期日的现货价格 这样 期货的风险溢价 期货价格和未来到期的现货价 格之差 能反映市场中净套期保值需求的强度和方向 由于套期保值者都是对冲其在实体经济活动中的 价格风险 套期保值需求的强度和方向将随着实体经济活动的变化而发生相应变化 这其中 最值得关 注的就是套期保值活动随着季节而发生的以年为周期的变化 消费商更多地选择在消费旺季到期的合约 上进行买入式套期保值 而生产商或贸易商更多地选择在供给旺季到期的合约上进行卖出式套期保值 本文将着重关注如下问题 风险溢价是否存在季节效应 如果存在 它与套期保值行为的周期性有何关 系 农产品与工业品的风险溢价的季节效应有何差异 对上述问题的解答将有助于加深对商品期货市场 中的套期保值的行为规律的理解 也是从一个新的角度来研究期货市场的风险溢价效应 期货风险溢价的研究始于 Keynes 1930 后来得到了 Anderson et al 1983 以及 Hirshleifer 1990 Benth et al 2008 的继承和发展 虽然依据经典的期货定价理论 期货价格应该等于到期日现货价格的 期望值 但风险溢价效应的支持者认为 由于套期保值者具有天生的弱点 congenital weakness 即他们 都是风险厌恶者 为了稳定其收入或支出 他们会愿意用优惠的价格吸引投机者进入期货市场承担其所 转移出来的风险 这种效应的存在使得期货价格相对于其均衡价格发生偏差 由此产生了风险溢价 不少学者对该理论进行了实证研究 Houthakker 1957 研究了 1937 年到 1957 年小麦 棉花和玉米 的期货价格 结论表明在样本期间持有多头头寸可以获得明显的利润 从而支持了 Keynes 1930 的观 点 Chang 1985 用 HM 模型的非参数估计法把因为积极管理而获得的收益与期货市场本身的风险溢价 区分开 对美国商品期货交易委员会 CFTC Commodity Futures Trading Commission 所公布的 1951 年 到 1980 年小麦 大豆 玉米等商品的 19 种期货合约的商业头寸 commercial positions 和非商业头寸 4 non commercial positions 的数据进行检验 发现投机者获得显著正收益 Bessembinder et al 2002 研究了电力期货价格的风险溢价 在卖方套期保值主导的假设下 得到风险溢价为负的结论 Wang 2003 和 de Roon et al 2000 都得到了支持风险溢价效应的结论 Pietz 2009 使用欧洲能源交易所 EEX 2002 2008 年的电力期货市场的数据发现 电力消费者 买方套期保值者 在短期内主导市场 而生产商 卖方套期保值者 在长期内主导市场 国内也有相关风险溢价效应的研究 如华仁海等 2003 利用单位根和协整检验 说明了时间跨度 超过 5 个月时我国期铜的期货价格不再是现货价格的无偏估计 文中虽然并未涉及到风险溢价效应 但 这表明期铜市场明显存在不能被经典期货定价理论解释的期现价差 马瑾等 2008 从商品期货风险溢 价理论的视角探索商品期货合约定价规律 试图揭示出新的定价理论 宋军等 2009 对我国 1997 2008 年沪期铜的数据模拟结果支持了我国商品期货市场确实存在风险溢价转移效应的现象 本文将基于风险溢价效应来研究具有不同供求特征的商品期货所表现出来的风险溢价的季节效应 商品期货市场上的多种商品供给和需求存在明显季节差异 这些商品的套期保值者也会选择不同到期月 的期货合约来进行套期保值 从而导致套期保值者转让出来的风险溢价在不同季节有所差异 本文的一 个重要前提为 消费商会更多地选择在消费旺季到期的合约来进行买入式套期保值 从而使得消费旺季 的风险溢价增加 而生产商或贸易商则更多地选择在供给旺季进行卖出式套期保值 从而降低供给旺季 的风险溢价 第二部分提出两个研究假设 第三部分介绍研究方法 第四部分为研究结论和分析 最后 进行总结和讨论 二 研究假设 所谓季节效应是指与季节相关的规律性 在金融市场中 季节效应一般用来研究金融资产收益率的 规律 如股票市场超额收益的周历效应 月份效应 假日效应等 Oldfield 1979 Theobald 1984 Kato 1985 刘彤 2003 广义角度看 微观经济生活中也存在着很多规律性的波动 如由于冬季取暖导致居民对能源 5 供应的需求大于其他季节 又如农产品在秋季集中上市后 供应量显著高于其他季节 本文所研究的季 节效应就是基于经济活动中的这种季节性规律 基于生产和消费的季节性的周期特征 可以将期货市场中的商品大致分为两类 一种是农产品 其 特点是商品的生产受到气温 湿度等的影响 因此其供给呈现显著的年度周期性 即供给集中于秋季收 货后的季节 对于这类商品 其买方套期保值需求在年度内不同季节不存在明显差异 但卖方套期保值 者则会将头寸集中于到期月为秋收之后的季度里 另一类则是工业品 其生产没有明显的季节影响 而 需求则存在明显的周期性 其中最典型的是能源类商品 以燃料油为例 其卖方套保需求在年度内不同 季节无甚差异 但买方套保者则会将头寸集中于到期月内温度最低的冬季中 这样 风险溢价的季节效 应检验可分为卖方套期保值周期性和买方套期保值周期性两种情况进行 因而提出两个假设 假设 1 卖方套期保值周期性的商品的风险溢价随着其卖方套保需求而变化 到期月为供给集中季度 的风险溢价相对于其他月份更低 假设 2 买方套期保值周期性的商品的风险溢价随着其买方套保需求而变化 到期月为消费旺季的风 险溢价相对其他月份更高 三 研究方法 1 风险溢价 风险溢价为期货价格和到期日的现货价格的期望值之差 在实际计算中 风险溢价的定义分为两种 一种是期望的 expected 或者事先的 ex ante 风险溢价 第二种是实现的 realized 或者事后的 ex post 风险溢价 假设 t S表示 t 时间的现货价格 t D F 表示 t 时的第 t D 个交易日交割的期货价格 D 为 距离到期日天数 t D S 表示交割日 t D 的现货价格 t E表示在第 t 个交易日的期望 t t D RP 表示第 t 个交易日的交割日为 t D 的期货的期望风险溢价 其定义为 t t Dt t Dtt D RPFE S 1 因为在 t 时刻 t D S 是不可观测的 所以对于期望的 或事先的 风险溢价的研究往往需要对现货 6 价格过程进行合理的假设 由此 假设变得非常关键 Karakatsani et al 2005 讨论了现货价格模型中往 往存在各种问题 实现的风险溢价定义为 t t Dt t Dt D RPFS 2 公式 2 是在交割完成之后才可计算 因此是 实现的 风险溢价 可合理假设市场中的参与者可以 根据理性预期形成自己的预计 即对未来的现货价格的期望是未来现货价格的无偏估计 t Dtt Dt SE S 3 其中 t 是白噪声 理性预期的假设在短时期内是可能存在偏差的 但是如果样本足够多的话 偏差 之间可能会相互抵消 进而使得公式 3 成立 从而 期望风险溢价与实现风险溢价之间仅存在一个白 噪声 在实证中本文将用实现风险溢价来替代期望风险溢价 将公式 2 所求的绝对值变为相对值 得到 t t Dt D t t D t t D FS rp F 4 可将公式 4 所示的实现的风险溢价理解为套机保值者基于套期保值的目的而支付给投机者的风险 溢价相对于期货价格的比例 如果公式 4 的结果显著异于零 则表示期货市场存在风险溢价效应 其 中 风险溢价的符号表明了市场中套期保值者的方向 风险溢价为正 表明买方套期保值者主导 风险 溢价为负 表明卖方套期保值者主导 风险溢价的绝对值大小表明了套期保值者净头寸大小 可以较好 地反映套期保值的相对强弱 2 便利收益调整 期货价格和到期日现货价格的差额除了受到风险溢价效应的影响之外 还受到便利收益 convenience yield 的影响 本文采用 Heaney 2002 的美式期权方法来调整便利收益 张宗成等 2010 在研究商 品市场投机泡沫时也采用此法估计商品市场的便利收益 Heaney 所提出的计算便利收益的方法只需要三个变量 现货收益率的方差 期货收益率的方差和与 到期日的距离 假定现货价格和期货价格均服从 Weiner 过程 可以构造一个交易策略 期限截止到期货 7 合约的到期日 假设交易者具有完全的及时响应市场能力和价格预测能力 perfect market timing and price forecasting ability 现货多头的交易者知道现货价格在 t t D 之间的 达到最高 并且在 点出售现 货 所得收入再以无风险利率 r 投资直到 t D 并且在 t D 时间买回现货 可认为交易策略的利润最大 化和便利收益的最大化是一致的 t t D 之间的最高价格折算到 t D 为 max Dtr t Dtt Dt eSM 5 投资者购买现货并选择在最高的价值卖出 之后再以较低的买入的策略的价值可以用以下的期权价 值表示 e e r t Dr t D tt Dt D TS S tDE ME S 6 根据 Weiner 过程 Longstaff 1995 给出了上述美式期权的解析解 经过复合收益化处理 除以现 货价格并加 1 再取对数 得到 2 2 2 2ln 8 222 2D t e DD N D DtSts 7 其中 N 是累积正态分布函数 2 为现货收益率的方差 同时 对于现货多头的交易机会对于期 货多头也同样可行 期货空头可以在价格先下降后上升的情况下先卖后买 因此 t t D 之间的便利收益 率 非年化的 应该为现货头寸多头和期货头寸空头的有利润的交易机会之和 t t Dtt t D cyts S tDts FtD 8 因此 调整便利收益后 公式 4 变为 e t t D cy t t Dt D t t D t t D FS rp F 9 可以认为 在扣除便利收益 convenience yield 因素后 期货价格相对到期日的现货价格的期望值的 价差是套期保值者所转让出来的净风险溢价 此净风险溢价的符号和绝对值大小即可表明期货市场上套 期保值者的主导方以及其各自的力量对比 3 季节效应检验 1 Kruskal Wallis 法 8 研究中普遍采用 t 检验来检验分组数据之间是否存在显著差异 但是 t 检验的局限性在于要求样本 数据近似服从正态分布 对于非正态分布 可采用 Kruskal Wallis 非参数检验方法 Oldfield 1979 Theobald 1984 Kato 1985 刘彤 2003 徐国栋等人 2003 Kruskal Wallis 非参数检验方法不依赖于样本的分布情况 假设有 m 种处理 对于第 j 个检体实行第 i 种处理产生的效果记为 ij x 其分布函数为 xFi 考虑 效果与种类无关的假设 210 xFxFxFH n 和备择假设 1 xFxFiiH ii 和 存在 设观测值为 njmixij 2 1 2 1 全体样本数为 N ij x的顺位为 ij r 假定同顺位不会出 现 该检验所用的统计量为 1 3 1 12 1 2 1 N n r NN k m i i 10 得检验方法为 不存在季节效应不否定 存在季节效应否定 0 0 Hk H N N k kk 其中 0 H N kkP 当 m nnn 21 较小时 查表得到 的值 当 m nnn 21 较 大时 k 近似服从自由度为 m 1 的 2 分布 因此 1 2 mkN 1 2 m 为自由度为 m 1 的 2 分布的右侧 分为点 在对期货市场的风险溢价进行研究时 以燃料油为例 可将1 2 12月认为是12 种处理 m 12 而风险溢价认为是处理效果 ij x 2 Mann Winney 法 Kruskal Wallis 检验只能够确定 ii和的存在 使得 xFxF ii 为了掌握 ii和位于何处 即季节 效应的模式 我们选用 Mann Whitney 检验 Theobald 1984 刘彤 2003 这一检验为两种处理效果之差 的检验 仍然假设第 i 种处理 i 1 2 对第 j 个检体的处理效果为 ij x 分布函数为 xFi i 1 2 则两 种处理效果无差异的假设是 210 xFxFH 假设进行第 i 种处理的检验数为 i n 2 1 i 并记 21 nnN 当0 x时 1 xu 当0 x时 9 0 xu 考虑 21 21jj xx 2211 2 1 2 1njnj 的总个数 1 1 2 2 21 11 21 n j n j jj xxuMW 于是 有如下的 Mann Whitney 检验法 0 0 21 21 HmwMW HmwMW nn nn 不否定 否定 检验的 P 值 0 21 HmwMNP nn 当 H0成立时 统计量 MW 的均值为 2 21n n 方差为 2 1 21 Nnn 且具有渐进正态性 当对期货市场 进行研究时 将任意两个到期月作为两种处理 将风险溢价作为处理效果 ij x 然后进行检验 3 虚拟变量法 还采用引入包含虚拟变量的最小二乘法 OLS 估计 Kato 1985 华仁海等人 2002 刘彤 2003 徐 国栋等人 2003 检验燃料油所用的回归模型为 Dtt i k iDtti k Dtt Mrp 11 1 0 11 其中 k 为品种 i 为期货合约的到期月份 k iDtt rp 为公式 9 计算所得的品种 k 第 t 个交易日在 D 天后到期的风险溢价 k iDtt M i 1 2 11 为到期月的虚拟变量 用来表示第 t 个交易日在 D 天后到期 的合约的到期月份 在引入虚拟变量时 k iDtt M 取 0 或 1 值 用以表示到期月在一年中的位置 在季 节效应中 如果第 t 个交易日在 D 天后到期的合约到期月为 1 月 则1 1 k Dtt M 其他的虚拟变量都为 零 0 11 3 2 k Dtt k Dtt k Dtt MMM 如果第 t 个交易日在 D 天后到期的合约到期约为 12 月 则0 11 2 1 k Dtt k Dtt k Dtt MMM 以此类推 对公式 11 进行参数估计 估计得到的常数项 0 是 12 月到期的期货合约的风险溢价 其他各虚拟变量的系数 i 分别是 1 11 月到期的期货合约的风险 溢价较 12 月的差异 但连玉米到期月为奇数月 即 1 3 5 7 9 和 11 月 美玉米到期月只有 3 5 7 9 和 12 则分别引入 5 个和 4 个虚拟变量 引入方式同燃料油的回归模型 此时 0 分别表示连玉米 11 月到期的和美玉米 12 月到期的期货合约的风险溢价 同理可推其他各虚拟变量的系数所表示的含义 四 计算结果和分析四 计算结果和分析 10 1 样本选择和数据处理 国内期货市场的数据来自 CSMAR 数据库 选择上海期货交易所的燃料油期货 以下简称 沪燃油 代表买方套期保值周期性的商品进行研究 为了使结果更具有普遍性 也选取美国纽约期货交易所 NYBOT 燃料油期货 Heating Oil 以下简称 美燃油 进行平行研究 沪燃油的数据从 2004 年 8 月 到 2010 年 6 月 共 11955 条 美燃油的数据从 2002 年 1 月到 2010 年 6 月 共 16812 条 选择大连期货交易所的玉米期货 以下简称 连玉米 代表卖方套期保值周期性的商品进行研究 同时选择 NYBOT 的玉米期货 以下简称 美玉米 进行平行研究 连玉米的数据从 2004 年 11 月到 2010 年 5 月 共 6658 条 美玉米期货数据从 2002 年 2 月到 2010 年 5 月 共 8960 条 因为难以得到相应商品的现货价格 按照以往研究经验 采用近月合约的期货价格近似等于当日该 商品的现货价格 在便利收益的计算中 以历史 20 日的价格滚动计算现货与期货收益率的波动率 2 简单描述统计 图 1 给出了沪燃油和美燃油的经过便利收益调整后的风险溢价随到期月而变化的情况 可以看出 总体而言 两个品种的风险溢价随到期月的变化而波动的形态具有极大的相似性 都呈现出两个品种在 5 月 8 月的风险溢价达到最小值 在 11 月 2 月的风险溢价达到最大值 美燃油的风险溢价几乎都在负值 区域波动 而沪燃油则分别在正值和负值区域波动 其中在负值区域持续的时间较长 图 2 给出了连玉米和美玉米的经过便利收益调整后的风险溢价随到期月而变化的情况 可以看出 总体而言 两个品种风险溢价随到期月的变化而波动的形态也具有极大的相似性 都呈现出在 3 5 月的风 险溢价达到最小值 在 7 11 月的风险溢价达到最大值 无论美玉米还是连玉米 其各自的风险溢价都在 负值区域波动 与风险溢价从 9 12 月的高值向下回落的缓慢速度相比 风险溢价从 3 5 月低值上升到 7 11 月的高值更迅速 11 图图 1 沪燃油和美燃油的风险溢价的到期月均值沪燃油和美燃油的风险溢价的到期月均值 图图 2 连玉米和美玉米期货的风险溢价到期月均值连玉米和美玉米期货的风险溢价到期月均值 表 1 分别显示了四种期货的风险溢价的描述性统计 包括了其在不同到期月份的相关数据 可看出 总体而言 四个品种的风险溢价总体都显著为负 表明都为卖方套期保值者主导 如沪燃油的风险溢价 均值为 4 88 说明沪燃油的卖方套期保值者所转让出来的净风险溢价水平大概为期货价格的 5 即卖 方套期保值者愿意支付收入中的 4 88 的比例来为销售收入进行套期保值 美燃油的风险溢价绝对值则较 高 达 7 65 比沪燃油高近 3 个百分点 其风险溢价符号都符合 Hirshleifer 1990 的预期 他认为商 品期货市场中 由于生产商 卖方套期保值者 的规模一般高于消费者 生产商更偏好使用期货来规避 风险 消费商则存在一定程度的 不参与行为 non participation 因而一般市场表现为卖方套期保值主 导 此时风险溢价为负 连玉米和美玉米的风险溢价分别为 5 37 和 7 85 分布情况与燃料油类似 值 12 得关注的是 对两个品种而言 美国市场的整体风险溢价都低于对应的中国市场 可能表明美国期货市 场的套期保值者参与强度的套保需求都较高 下面对四种期货风险溢价的季节效应进行检验 3 Kolmogorov Smirnov 检验结果 Kolmogorov Smirnov 法检验的结果如表 2 所示 沪燃油 美燃油 连玉米 美玉米的风险溢价总体的 Kolmogorov Smirnov 统计量值分别为 0 0743 0 0780 0 0559 和 0 0463 检验的 P 值也远小于 0 01 在各个到期月相同的合约中各交易日的分布情况 的 Kolmogorov Smirnov 检验结果也表明 各交易日的风险溢价也无法认为服从正态分布 所以 风险溢 价序列不服从正态分布 因而采用下面的 Kruskal Wallis 非参数法进行季节效应的检验 4 季节效应的 Kruskal Wallis 存在性检验 Kruskal Wallis 检验可分别划分为半年 季度和月度三个层次 在对各个层次划分的过程中 本文以 自然气候的特征划分 并非按照公历日期划分 其中 沪燃油以 11 12 1 4 月为上半年开始划分 美燃 油以 10 12 1 3 月为上半年开始划分 连玉米以 1 6 月为上半年开始划分 美玉米以 2 7 月为上半年开始 划分 沪燃油以 12 1 2 月为 1 季度划分 美燃油以 11 12 1 月为 1 季度开始划分 连玉米以 1 3 月 为 1 季度划分 美玉米以 12 1 2 为 1 季度开始划分 结果见表 3 由表 3 的 Kruskal Wallis 非参数检验的结果所示 沪燃油 美燃油 连玉米 美玉米期货市场在各个 层次上 均发现季节效应的存在 其月度 季度 半年度风险溢价之间 Chi Square 沪燃油 月度 954 1370 11 0001 季度 761 4578 3 0001 半年 365 6382 1 0001 美燃油 月度 858 0875 11 0001 季度 596 5727 3 0001 半年 638 2664 1 0001 连玉米 月度 794 6188 5 0001 季度 741 8615 3 0001 半年 671 5314 1 0001 美玉米 月度 558 0296 5 0001 季度 543 9825 3 0001 半年 268 4675 1 0001 18 表 4 Mann Whitney 检验结果 沪燃油 到期月 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 10 74 0001 158 99 0001 281 50 0001 390 69 0001 221 12 0001 114 45 0001 261 03 0001 173 94 0001 103 35 0001 11 24 0 0008 9 81 0 0017 2 24 95 0001 48 85 0001 96 25 0001 41 94 0001 30 11 0001 54 53 0001 32 38 0001 23 07 0001 2 3404 0 1261 29 64 0001 3 11 33 0 0008 62 18 0001 4 83 0 0280 0 1001 0 7517 15 64 0001 1 4394 0 2302 0 6277 0 4282 43 80 0001 224 81 0001 4 21 74 0001 1 74 0 1872 10 88 0 0010 0 5088 0 4757 6 66 0 0099 20 19 0001 110 28 0001 352 82 0001 5 34 24 0001 48 01 0001 15 19 0001 37 78 0001 64 89 0001 191 96 0001 474 08 0001 6 8 28 0 0040 3 676 0 0552 0 9905 0 3196 12 27 0 0005 98 57 0001 303 11 0001 7 23 97 0001 4 35 0 0368 1 2822 0 2575 69 99 0001 219 74 0001 8 9 05 0 0026 28 74 0001 132 67 0001 347 43 0001 9 7 45 0 0062 91 41 0001 260 89 0001 10 45 02 0001 184 83 0001 11 57 77 0001 19 表 5 Mann Whitney 检验结果 美燃油 到期月 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 1 5 36 0 0206 20 06 0001 194 39 0001 77 51 0001 125 89 0001 227 56 0001 91 02 0001 56 72 0001 11 17 0 0008 44 79 0001 0 5391 0 4628 2 4 20 0 0404 146 02 0001 44 42 0001 78 64 0001 164 67 0001 49 87 0001 28 57 0001 2 2506 0 1336 71 80 0001 7 85 0 0051 3 109 27 0001 23 40 0001 52 22 0001 132 62 0001 28 19 0001 10 90 0 0010 0 8233 0 3642 124 16 0001 25 50 0001 4 13 18 0 0003 2 79 0 0949 7 02 0 0081 18 25 0001 32 65 0001 76 57 0001 321 69 0001 165 43 0001 5 5 01 0 0252 37 15 0001 0 0502 0 8227 3 48 0 0622 35 42 0001 216 72 0001 89 45 0001 6 18 10 0001 5 08 0 0242 17 77 0001 68 78 0001 296 66 0001 141 36 0001 7 44 64 0001 67 67 0001 134 06 0001 396 13 0001 229 98 0001 8 4 95 0 0262 41 94 0001 257 57 0001 104 07 0001 9 18 39 0001 186 62 0001 64 64 0001 10 82 83 0001 14 45 0001 11 29 44 0001 20 表 6 Mann Whitney 检验结果 玉米 连玉米 美玉米 到期月 3 5 7 9 11 5 7 9 12 1 71 14 19 73 183 35 232 71 31 34 0001 0001 0001 0001 0001 3 10 27 398 99 456 13 131 10 7 32 116 54 256 56 87 11 0 0013 0001 0001 0001 0 0068 0001 0001 0001 5 309 58 390 14 99 24 234 52 473 52 160 75 0001 0001 0001 0001 0001 0001 7 0 32 23 90 17 14 2 36 0 5696 0001 0001 0 1248 9 35 98 34 15 0001 0001 21 表 7 季节效应虚拟变量回归结果 参数 沪燃油 美燃油 连玉米 美玉米 系数 t p 系数 t p 系数 t p 系数 t p a0 0 1056 17 57 0001 0 01459 3 00 0 0027 0 0370 12 47 0001 0 04689 10 53 0001 a1 0 0728 7 66 0001 0 00848 1 20 0 2315 0 0197 4 75 0001 a2 0 0462 4 08 0001 0 03104 4 38 0001 a3 0 1437 17 28 0001 0 04553 6 44 0001 0 0523 12 68 0001 0 07317 11 72 0001 a4 0 1713 20 85 0001 0 10013 14 09 0001 a5 0 212 25 98 0001 0 11044 15 32 0001 0 0502 12 35 0001 0 09512 15 36 0001 a6 0 1905 23 18 0001 0 12239 17 13 0001 a7 0 1914 23 64 0001 0 14834 19 84 0001 0 0162 3 80 0 0001 0 00913 1 44 0 1508 a8 0 211 25 1 0001 0 08864 12 26 0001 a9 0 1997 23 79 0001 0 08316 11 7 0001 0 0139 3 32 0 0009 0 02729 4 31 0001 a10 0 1799 21 57 0001 0 05309 7 55 0001 a11 0 1115 13 32 0001 0 01966 2 76 0 0057 F 122 28 R2 0 1004 F 101 06 R2 0 0615 F 111 29 R2 0 0765 F 138 70 R2 0 0579 22 参考文献参考文献 1 Anderson Ronald W Danthine Jean Pierre Hedger Diversity in Futures Markets J Economic Journal 1983 93 370 370 389 2 Benth F E Cartea A and Kiesel R Pricing Forward Contracts in Power Markets by the Certainty Equivalence Principle Explaining the Sign of the Market Risk Premium J Journal of Banking Finance 2008 32 10 2006 2021 3 Bessembinder H and M L Lemmon Equilibrium Pricing and Optimal Hedging in Electricity Forward Markets J Journal of Finance 2002 57 3 347 1382 4 Changyun Wang The Behavior and Performance of Major Types of Futures Traders J Journal of Futures Markets 2003 1 31 5 Eric C Chang Returns to Speculators and the Theory of Normal Backwardation J The Journal of Finance 1985 40 1 193 208 6 Frans A de Roon Theo E Nijman Chris Veld Hedging Pressure Effects i