【《苹果期现价格引导的实证检验案例探究报告》1900字】

苹果期现价格引导的实证检验案例探究报告目录TOC\o"1-3"\h\u15232苹果期现价格引导的实证检验案例探究报告 1206511.1苹果期现价格的相关性分析 1152251.2苹果期现价格的平稳性检验 1180631.3苹果期现价格的协整检验 290841.4苹果期现价格的Granger因果关系检验 2123131.5苹果期现价格的回归分析 31.1苹果期现价格的相关性分析通过协方差分析，得到苹果期货价格与各地的苹果现货市场批发价之间的相关系数。通过相关系数的比较，将与LNAPS相关性较弱的地区的苹果现货价格数据排除，留下具有较好相关性的地区数据进行后续的分析，所保留的苹果现货价格数据与期货价格数据的相关系数如表4-1所示。表4-1苹果期现价格的相关系数LNAPSLNSXWTHLNHNWSQLNHNWSXLNGSWJQLNAPS1.0000LNSXWTH0.45071.0000LNHNWSQ0.40080.64451.0000LNHNWSX0.45590.83990.59301.0000LNGSWJQ0.52030.84180.62460.78931.0000可知，剩余的数据包括：LNSXWTH、LNHNWSX、LNHNWSX和LNGSWJQ。1.2苹果期现价格的平稳性检验对余下数据进行ADF单位根检验，即数据的平稳性检验，结果见表4-2。表4-2苹果期现价格的ADF检验样本ADF值1%显著性水平下临界值5%显著性水平下临界值10%显著性水平下临界值P值是否平稳LNAPS1.2371-3.4454-2.8681-2.57030.9984非平稳LNSXWTH-1.9218-3.9671-3.4142-3.12920.6423非平稳LNHNWSQ-2.6796-3.9675-3.4144-3.12930.2454非平稳LNHNWSX-2.6647-3.9694-3.4154-3.12990.2518非平稳LNGSWJQ-2.7639-3.9682-3.4148-3.12960.2112非平稳从表4-2检验结果中得出，LNAPS、LNSXWTH、LNHNWSQ、LNHNWSX、LNGSWJQ这五个序列的p值均大于0.05，即在5%的水平上接受H0：时间序列存在单位根，表明这五个时间序列均为非平稳序列。在此基础上，对这五个序列进行一阶差分，并对差分后的数据再次进行ADF检验，结果见表4-3。表4-3苹果期现价格一阶差分序列的ADF检验样本ADF值5%显著性水平下临界值P值是否平稳△LNAPS-16.8390-3.97960.0000平稳△LNSXWTH-19.0362-3.41430.0000平稳△LNHNWSQ-29.8190-3.41470.0000平稳△LNHNWSX-27.2372-3.41590.0000平稳△LNGSWJQ-28.6912-3.41520.0000平稳观察表中p值，发现五个序列的p值均小于0.05，即在5%的水平上拒绝H0，说明这五个序列的一阶差分序列均为平稳序列，这五个序列为一阶单整序列。1.3苹果期现价格的协整检验在对数据的平稳性进行检验之后，紧接着对苹果期现价格的长期均衡关系进行分析，本文采用E-G两步法步骤如下。首先对一阶单整的LNAPS、LNSXWTH、LNHNWSX、LNGSWJQ进行简单线性回归（原数据）得出回归结果，进而生成残差序列；然后对残差序列进行ADF单位根检验，此处由协整检验的一般规律可知，检验过程中应选择什么都不含有，得到伴随概率如表4-4所示。表4-4苹果期现价格的协整检验残差项ADF值5%显著性水平下临界值P值LNSXWTH-1.4247-1.94160.1438LNHNWSQ-2.9211-1.94140.0035LNHNWSX-3.1789-1.94160.0015LNGSWJQ-2.2699-1.94150.0226其中LNHNWSQ和LNAPS进行E-G协整检验后，得出的残差序列统计值P=0.0035小于0.05，即在5%的水平下拒绝H0，即残差序列不含有单位根，残差序列平整；同理LNHNWSX和LNAPS的P=0.0015小于0.05，残差序列平整；LNAPS和LNHNWSX的P=0.0226小于0.05，残差序列平整。最终得出结论：LNHNWSQ和LNAPS、LNHNWSX和LNAPS、LNGSWJQ和LNAPS均存在协整关系，即苹果期现价格间存在着长期均衡关系。1.4苹果期现价格的Granger因果关系检验在分析了苹果期现价格的数据间存在长期均衡关系的基础之上，再对其进行Granger因果关系检验来分析苹果期现价格彼此之间的指导性关系。结合之前的检验结果，此处只对LNHNWSQ、LNHNWSX、LNGSWJQ与LNAPS的数据进行此项检验，步骤如下。根据VAR模型确定了LNHNWSQ、LNHNWSX、LNGSWJQ的最佳滞后阶数分别为2、1、1，然后在进行Granger因果关系检验时选择与各自相对应的滞后期，得出伴随概率如表4-5所示。表4-5苹果期现价格的Granger检验PairwiseGrangerCausalityTests原假设p值结论LNAPSdoesnotGrangerCauseLNHNWSQ0.5089接受LNHNWSQdoesnotGrangerCauseLNAPS0.5828接受LNAPSdoesnotGrangerCauseLNHNWSX0.4951接受LNHNWSXdoesnotGrangerCauseLNAPS0.6862接受LNAPSdoesnotGrangerCauseLNGSWJQ0.0893拒绝LNGSWJQdoesnotGrangerCauseLNAPS0.2776接受可以得出，在10%的显著性水平下，LNAPS不是LNHNWSQ的Granger原因，LNHNWSQ也不是LNAPS的Granger原因；LNAPS不是LNHNWSX的Granger原因，LNHNWSX也不是LNAPS的Granger原因；LNGSWJQ不是LNAPS的Granger原因。但是在滞后长度为1且10%的显著性水平下，H0：LNAPSdoesnotGrangerCauseLNGSWJQ的p=0.0893小于0.1，故拒绝H0接受H1，即LNAPS是LNGSWJQ的Granger原因。得出结论：在甘肃省甘酒泉春光，存在苹果期到现的单向引导关系；而在河南商丘和河南三门峡两地，苹果期现价格间互不引导。从河南商丘、河南三门峡、甘肃酒泉春光这组苹果现货价格与苹果期货价格的分析结果上看，只存在苹果期到现的单向引导关系，而苹果现对期的引导关系并未得到显现，可以看出苹果期对现的价格发现功能并不理想，而同样苹果现货价格也并未发挥出它对苹果期货价格的基础性作用。1.5苹果期现价格的回归分析最后为进一步明确苹果期对现的影响，特采用OLS最小二乘法建立线性回归模型对LNGSWJQ与LNAPS之间的具体数量关系进行分析，具体结果见表4-6。表4-6苹果期现价格的回归分析VariableCoefficientStd.Errort-StatisticProb.C0.18850.12681.48640.1377LNAPS0.86460.059311.59130.0000R-squared0.2456Meandependentvar2.0331AdjustedR-squared0.2444S.D.dependentvar0.2864S.E.ofregression0.2490Akaikeinfocriterion0.0601Sumsquaredresid40.5382Schwarzcriterion0.0737Loglikelihood-17.6988Hannan-Quinncriter.0.0654F-statistic212.9062Durbin-Watsonstat0.0360Prob(F-statistic)0.0000根据表，得到回归方程为：LNGSWJQ=0.1885+0.8646LNAPSt=(1.4864)(11.5913)R2=0.2456，R2=