程欣++林光華

摘要：為了考察小麥期貨合約修改后小麥期貨和現(xiàn)貨市場(chǎng)間的關(guān)系是否發(fā)生變化，從均值溢出與波動(dòng)溢出的角度，通過(guò)建立VAR-BEKK-GARCH（1，1）模型，對(duì)2009年以來(lái)中國(guó)小麥期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的關(guān)聯(lián)性進(jìn)行了實(shí)證分析。研究結(jié)果顯示：小麥期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格變動(dòng)率都具有明顯的時(shí)變性與聚集性；在期貨合約修改前，小麥期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間沒(méi)有明顯的均值溢出，但小麥期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)具有單向波動(dòng)溢出；而在合約修改之后，期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)有著單向溢出，同時(shí)2個(gè)市場(chǎng)之間具有雙向的波動(dòng)溢出效應(yīng)。由此可見(jiàn)，合約修改后小麥期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的關(guān)聯(lián)程度得到了提高?；谘芯拷Y(jié)果，提出了相關(guān)的對(duì)策與建議。

關(guān)鍵詞：小麥期貨；現(xiàn)貨；期貨合約；波動(dòng)溢出效應(yīng)；BEKK-GARCH模型

中圖分類(lèi)號(hào)： F323.7文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號(hào)：1002-1302（2016）05-0565-04

我國(guó)小麥期貨市場(chǎng)起步較早，距今已有20多年的歷史。然而過(guò)去一些實(shí)證研究結(jié)果顯示，與其他期貨品種（如大豆、玉米等）相比，我國(guó)小麥期貨市場(chǎng)缺乏效率，期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的信息傳遞水平較弱，原因在于小麥?zhǔn)袌?chǎng)發(fā)展仍不成熟、存在投機(jī)過(guò)度的情況[1]，并且由于小麥現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格保護(hù)政策的存在，導(dǎo)致期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格的指導(dǎo)性受到限制[2]。因此，增強(qiáng)小麥期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)性，促進(jìn)小麥期貨市場(chǎng)功能充分發(fā)揮，是我國(guó)小麥期貨市場(chǎng)的當(dāng)務(wù)之急。

2012年鄭州商品交易所對(duì)小麥期貨合約進(jìn)行了2次修改，將硬白小麥（WT）合約改為普通小麥（PM）合約，將強(qiáng)筋小麥合約代碼WS改為WH，并圍繞著擴(kuò)大交割標(biāo)的物范圍和降低交割成本等方面對(duì)小麥期貨合約細(xì)則進(jìn)行調(diào)整。修改后的標(biāo)的物范圍更符合現(xiàn)貨市場(chǎng)和國(guó)家政策的質(zhì)量要求，增加了符合期貨交割標(biāo)準(zhǔn)的小麥品種數(shù)量；同時(shí)交割成本的降低，能夠吸引更多相關(guān)企業(yè)或投資者參與小麥期貨市場(chǎng)，提高了期貨市場(chǎng)的流動(dòng)性，加強(qiáng)了期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的聯(lián)系，有助于小麥期貨市場(chǎng)功能的正常發(fā)揮。在這一背景下，小麥期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的關(guān)系和溢出效應(yīng)是否發(fā)生了改變？期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)性是否增強(qiáng)？這是本研究的主要目的。

1文獻(xiàn)回顧

針對(duì)期現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格關(guān)系的研究，目前主要分為以下兩大類(lèi)：一是通過(guò)對(duì)兩者之間的價(jià)格引導(dǎo)關(guān)系及長(zhǎng)期均衡關(guān)系進(jìn)行分析，從而判斷期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能是否有效發(fā)揮；二是研究市場(chǎng)間的動(dòng)態(tài)關(guān)聯(lián)程度與波動(dòng)溢出效應(yīng)，以此估計(jì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的傳導(dǎo)方向。

對(duì)于小麥期現(xiàn)貨價(jià)格引導(dǎo)關(guān)系的研究，大多是利用E-G兩步法協(xié)整檢驗(yàn)或Johansen協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)、信息共享模型、脈沖響應(yīng)分析或是方差分解等方法進(jìn)行實(shí)證分析。對(duì)小麥單個(gè)期貨交易品種的研究起步較早，大部分是利用硬麥期貨與現(xiàn)貨數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，對(duì)硬麥期貨市場(chǎng)效率和期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能等方面進(jìn)行研究[3-5]；唐振鵬與鮑春生均是以強(qiáng)麥為研究對(duì)象，雖然就強(qiáng)麥期現(xiàn)貨價(jià)格間長(zhǎng)期均衡關(guān)系存在與否的結(jié)論有所不同，但對(duì)期現(xiàn)貨價(jià)格之間傳導(dǎo)關(guān)系的研究，都得到了期貨價(jià)格對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格存在單向引導(dǎo)關(guān)系的結(jié)論[6-7]。針對(duì)多個(gè)期貨交易品種價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的研究，一類(lèi)是對(duì)國(guó)內(nèi)外小麥期貨的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行對(duì)比分析[8]；另一類(lèi)是將小麥期貨與其他商品期貨品種進(jìn)行比較[9]。

相比之下，對(duì)小麥?zhǔn)袌?chǎng)價(jià)格波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行研究的文獻(xiàn)較少，主要是采用GARCH類(lèi)模型進(jìn)行研究分析，得到市場(chǎng)間的波動(dòng)影響關(guān)系。其中一部分研究的是國(guó)內(nèi)外小麥現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)[10-11]，也有的針對(duì)小麥?zhǔn)袌?chǎng)與其他農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)之間波動(dòng)溢出關(guān)系[12-14]，而關(guān)于小麥期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)溢出效應(yīng)的文獻(xiàn)屈指可數(shù)。因此，本研究將基于小麥期貨合約修改的背景下，利用VAR-BEKK-GARCH（1，1）模型對(duì)小麥期現(xiàn)貨價(jià)格之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，研究合約修改前后2個(gè)市場(chǎng)之間溢出效應(yīng)的變化，從而在一定程度上彌補(bǔ)此類(lèi)研究方面的空白。

2實(shí)證檢驗(yàn)

2.1變量與數(shù)據(jù)選擇

從表1可以看到，近年來(lái)強(qiáng)麥已成為我國(guó)小麥期貨市場(chǎng)的交易主體，其成交金額遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于普麥（硬麥），在小麥期貨總成交額當(dāng)中的比重已超過(guò)99%，因此本研究將針對(duì)強(qiáng)麥期貨合約進(jìn)行分析。強(qiáng)麥（WH）于2012年7月24日上市，本研究將以該日作為分界點(diǎn)，選擇2009年1月5日至2012年7月23日和2012年7月24日至2015年12月4日2個(gè)樣本時(shí)間段，分別選擇強(qiáng)麥（WS）與強(qiáng)麥（WH）的日連續(xù)收盤(pán)價(jià)作為2個(gè)樣本時(shí)間段小麥期貨價(jià)格數(shù)據(jù)，選擇小麥的現(xiàn)貨平均價(jià)作為小麥現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源分別為鄭州商品交易所網(wǎng)站和WIND資訊。

由于研究對(duì)象是針對(duì)小麥?zhǔn)袌?chǎng)的價(jià)格變動(dòng)率進(jìn)行研究，故要對(duì)各樣本的價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算處理，其計(jì)算公式為：RSt=lgPSt-lgPSt-1，RFt=lgPFt-lgPFt-1，其中PSt與PFt分別為小麥現(xiàn)貨價(jià)格與期貨價(jià)格，RSt與RFt分別為小麥現(xiàn)貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)的價(jià)格變動(dòng)率。

2.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本研究采用ADF單位根檢驗(yàn)的方法對(duì)各價(jià)格變動(dòng)率序列進(jìn)行了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果（表2）可知，強(qiáng)麥（WS）、強(qiáng)麥（WH）與對(duì)應(yīng)現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)率序列都在1%的顯著性水平上拒絕了各序列存在單位根的原假設(shè)，各價(jià)格變動(dòng)率序列都是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行接下來(lái)的模型估計(jì)。

2.3VAR模型估計(jì)結(jié)果與分析

對(duì)合約修改前后的小麥期現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變化率序列，本研究將利用VAR模型對(duì)其分別進(jìn)行擬合，模型設(shè)定如下：

RSt=c1+∑ni=1α1iRSt-i+∑ni=1β1iRFt-i+ε1i；（1）

RFt=c2+∑ni=1α2iRSt-i+∑ni=1β2iRFt-i+ε2i。（2）

式（1）與式（2）中，n代表滯后階數(shù)，α1i與α2i分別表示小麥現(xiàn)貨價(jià)格的滯后項(xiàng)對(duì)本期小麥現(xiàn)貨價(jià)格、期貨價(jià)格的影響，β1i與β2i分別表示小麥期貨價(jià)格的滯后項(xiàng)對(duì)本期小麥現(xiàn)貨價(jià)格、期貨價(jià)格的影響，c1與c2代表常數(shù)項(xiàng)，ε1i與ε2i代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

利用AIC信息準(zhǔn)則對(duì)各VAR模型的滯后階數(shù)進(jìn)行判斷，結(jié)果顯示各模型最優(yōu)滯后階數(shù)均為2階。根據(jù)式（1）、式（2）對(duì)VAR模型進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，合約修改前的強(qiáng)麥（WS）期貨與現(xiàn)貨本期價(jià)格變化率均受到自身滯后項(xiàng)的影響，相比而言期貨價(jià)格變化率受到的影響程度較小。不論是現(xiàn)貨價(jià)格變化率的滯后項(xiàng)對(duì)期貨本期價(jià)格變化率的影響，還是期貨價(jià)格變化率的滯后項(xiàng)對(duì)現(xiàn)貨本期價(jià)格變化率的影響，對(duì)應(yīng)的系數(shù)在10%的水平下均不顯著，這就表明合約修改前強(qiáng)麥（WS）期貨與現(xiàn)貨價(jià)格之間的相互影響并不顯著。運(yùn)用同樣的方法對(duì)與合約修改后的強(qiáng)麥?zhǔn)袌?chǎng)進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，合約修改后的強(qiáng)麥（WH）期貨與現(xiàn)貨本期價(jià)格變化率也均受到自身滯后項(xiàng)的影響，其現(xiàn)貨價(jià)格變化率的滯后項(xiàng)對(duì)期貨本期價(jià)格變化率的影響不顯著，而現(xiàn)貨本期價(jià)格變化率會(huì)受到期貨價(jià)格變化率滯后1期的影響，對(duì)應(yīng)的系數(shù)在1%的水平下通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明小麥現(xiàn)貨價(jià)格不僅受自身滯后項(xiàng)的影響，也會(huì)受到強(qiáng)麥期貨價(jià)格變化率變動(dòng)的影響。

從均值溢出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果（表4）可以看到，合約修改前各原假設(shè)在10%的顯著水平下均被接受，說(shuō)明期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間不存在均值溢出效應(yīng)，期現(xiàn)貨價(jià)格變化率間沒(méi)有顯著的影響作用。在合約修改后，“現(xiàn)貨市場(chǎng)對(duì)期貨市場(chǎng)不存在均值溢出效應(yīng)”的原假設(shè)在10%的顯著水平下被接受，而“期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)不存在均值溢出效應(yīng)”的原假設(shè)在1%的顯著水平下被拒絕，說(shuō)明合約修改后強(qiáng)麥（WH）期貨市場(chǎng)價(jià)格變化率對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變化率存在均值溢出效應(yīng)，期貨市場(chǎng)價(jià)格變化率對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變化率有顯著影響，而現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變化率對(duì)期貨市場(chǎng)價(jià)格變化率影響不明顯，期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間存在著從期貨市場(chǎng)到現(xiàn)貨市場(chǎng)單方向的均值溢出效應(yīng)。

2.4BEKK-GARCH模型估計(jì)結(jié)果與分析

BEKK-GARCH模型由Engle與Kroner在1995年提出，它能夠在弱條件下保證條件方差矩陣Ht的正定性，并且模型中需要估計(jì)的參數(shù)比較少，能夠較好地反映出多個(gè)市場(chǎng)之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)。其模型設(shè)定如下：

Ht=CC′+Aet-1+et-1A′+BHt-1B′。（3）

式中：Ht為VAR模型的條件方差-協(xié)方差矩陣；C為下三角形式的常數(shù)項(xiàng)矩陣；A表示ARCH項(xiàng)系數(shù)矩陣，即過(guò)去殘差的表4均值溢出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

合約原假設(shè)F統(tǒng)計(jì)量P值結(jié)論強(qiáng)麥（WS）現(xiàn)貨市場(chǎng)對(duì)期貨市場(chǎng)不存在均值溢出效應(yīng)H0：α21=α22=00.349 730.704 88接受H0期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)不存在均值溢出效應(yīng)H0：β11=β12=00.072 170.930 37接受H0強(qiáng)麥（WH）現(xiàn)貨市場(chǎng)對(duì)期貨市場(chǎng)不存在均值溢出效應(yīng)H0：α21=α22=00.027 390.972 98接受H0期貨市場(chǎng)對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)不存在均值溢出效應(yīng)H0：β11=β12=04.751 220.008 64拒絕H0

擾動(dòng)對(duì)本期條件方差的影響，B表示GARCH項(xiàng)系數(shù)矩陣，即過(guò)去的條件方差對(duì)本期條件方差的影響，et-1為殘差項(xiàng)矩陣。

本研究將利用BEKK-GARCH（1，1）模型，對(duì)小麥期現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)率之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行研究。對(duì)于二元BEKK-GARCH（1，1）模型，各矩陣形式如下：

分別反映了小麥現(xiàn)貨市場(chǎng)和期貨市場(chǎng)價(jià)格變化率的ARCH型波動(dòng)效應(yīng)，b11與b22分別反映了小麥現(xiàn)貨市場(chǎng)和期貨市場(chǎng)價(jià)格變化率的GARCH型波動(dòng)效應(yīng)，α12與α21反映了期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變化率相互之間的ARCH型波動(dòng)溢出效應(yīng)，b12與b21反映了期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變化率相互之間的GARCH型波動(dòng)溢出效應(yīng)。因此，通過(guò)考察系數(shù)α1、α21、b12、b21是否顯著不為零，可以驗(yàn)證2市場(chǎng)價(jià)格變化率之間是否存在波動(dòng)溢出效應(yīng)。

通過(guò)對(duì)表5中矩陣A、B非主對(duì)角系數(shù)的估計(jì)值進(jìn)行分析可以看到，在以合約修改前強(qiáng)麥（WS）期現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)率建立的BEKK-GARCH（1.1）模型中，系數(shù)α21、b21分別在10%和1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，即期貨價(jià)格變動(dòng)率前1期的殘差和條件方差波動(dòng)對(duì)本期現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)率的影響較為顯著；而系數(shù)α12、b12在10%的顯著水平下并沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，即現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)率前1期的殘差和條件方差波動(dòng)對(duì)本期期貨價(jià)格變動(dòng)率的影響不顯著。結(jié)合期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)間波動(dòng)溢出效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果（表6）可以發(fā)現(xiàn)，期貨市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)率對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)存在波動(dòng)溢出效應(yīng)，原假設(shè)在1%的顯著水平下被拒絕。而現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)率對(duì)期貨市場(chǎng)的波動(dòng)溢出效應(yīng)不顯著，原假設(shè)在10%的顯著水平下仍被接受。表明在合約修改前強(qiáng)麥（WS）期貨價(jià)格變動(dòng)率對(duì)現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)率存在著單向波動(dòng)溢出效應(yīng)。

同樣通過(guò)表5可以發(fā)現(xiàn)，在以合約修改后強(qiáng)麥（WH）期現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格變動(dòng)率建立的BEKK-GARCH（1，1）模型中，系數(shù)α21、b12、b21在1%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)，系數(shù)α12在10%的顯著水平下通過(guò)檢驗(yàn)。結(jié)合期現(xiàn)貨市場(chǎng)間波動(dòng)溢出效應(yīng)檢驗(yàn)的結(jié)果（表6）可以發(fā)現(xiàn)，各原假設(shè)在1%的顯著水平上均被拒絕，說(shuō)明在合約修改后強(qiáng)麥（WH）期貨價(jià)格變動(dòng)率與現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)率之間存在著雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)，期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間聯(lián)系愈加緊密。

3結(jié)論及建議

本研究利用VAR-BEKK-GARCH（1，1）模型，對(duì)強(qiáng)麥期貨和小麥現(xiàn)貨價(jià)格變化率數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。從模型結(jié)果中可以看出，強(qiáng)麥期貨與小麥現(xiàn)貨價(jià)格變動(dòng)率都具有較強(qiáng)的ARCH效應(yīng)與GARCH效應(yīng)，價(jià)格波動(dòng)具有明顯的時(shí)變性、持久性與聚集性。強(qiáng)麥期貨與小麥現(xiàn)貨價(jià)格變化率之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系在合約修改前后有所不同。在強(qiáng)麥期貨合約修改前，強(qiáng)麥（WS）的期現(xiàn)貨價(jià)格變化率之間不存在明顯的均值溢出效應(yīng)，期貨價(jià)格變化率對(duì)小麥現(xiàn)貨價(jià)格變化率存在單向波動(dòng)溢出效應(yīng)，而小麥現(xiàn)貨價(jià)格變化率對(duì)強(qiáng)麥期貨價(jià)格變化率并不存在波動(dòng)溢出效應(yīng)，期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的關(guān)聯(lián)性不強(qiáng)；在強(qiáng)麥期貨合約修改后，強(qiáng)麥（WH）合約上市，其價(jià)格變化率對(duì)小麥現(xiàn)貨價(jià)格變化率存在著單向均值溢出效應(yīng)，同時(shí)期貨價(jià)格變化率與小麥現(xiàn)貨價(jià)格變化率之間存在著雙向波動(dòng)溢出效應(yīng)。

強(qiáng)麥期貨合約修改之后，期貨與現(xiàn)貨之間的溢出效應(yīng)方向發(fā)生改變，期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的關(guān)聯(lián)程度得到了提高。相關(guān)溢出效應(yīng)信息，能夠?qū)ξ磥?lái)小麥?zhǔn)袌?chǎng)價(jià)格的預(yù)測(cè)起到幫助作用，對(duì)于相關(guān)方面的政策制定者也是一個(gè)提醒：在以穩(wěn)定小麥現(xiàn)貨市場(chǎng)為目的制定相關(guān)政策時(shí)，不應(yīng)單方面只關(guān)注現(xiàn)貨市場(chǎng)情況，應(yīng)當(dāng)同時(shí)注意到小麥期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的信息傳遞機(jī)制，多市場(chǎng)多方面進(jìn)行綜合性考量。

基于上述討論，針對(duì)進(jìn)一步加強(qiáng)期貨市場(chǎng)建設(shè)、提高期貨與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)性，提出了如下建議：（1）加快完善期貨相關(guān)法律及監(jiān)管體系。完善的法律法規(guī)制度及監(jiān)督管理體系，是期貨市場(chǎng)正常運(yùn)行的重要保證。如今我國(guó)已頒布多項(xiàng)期貨管理?xiàng)l例以及相關(guān)規(guī)章制度，內(nèi)容涉及范圍包括了期貨交易所、期貨公司、期貨從業(yè)人員等多個(gè)方面，然而一套系統(tǒng)完整的期貨法卻遲遲沒(méi)有出臺(tái)。我國(guó)目前針對(duì)期貨法案的制定工作已進(jìn)入草稿階段，確立期貨法案的良好環(huán)境條件也已經(jīng)具備，因此應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步針對(duì)法案制定過(guò)程中遇到的問(wèn)題進(jìn)行充分調(diào)研與討論，加快促進(jìn)期貨法的出臺(tái)。同時(shí)，要明確期貨交易所、期貨業(yè)協(xié)會(huì)、證監(jiān)會(huì)三者之間的職責(zé)分工，加強(qiáng)彼此之間的協(xié)調(diào)合作，充分發(fā)揮市場(chǎng)監(jiān)督管理作用，創(chuàng)造一個(gè)公平透明的市場(chǎng)交易環(huán)境，防止人為操縱、過(guò)度投機(jī)等危害期貨市場(chǎng)的行為發(fā)生，降低市場(chǎng)間的風(fēng)險(xiǎn)傳遞。（2）推進(jìn)小麥期貨市場(chǎng)宣傳教育工作。針對(duì)我國(guó)農(nóng)民以及小麥產(chǎn)業(yè)鏈上的相關(guān)企業(yè)對(duì)于小麥期貨市場(chǎng)的了解渠道不足、投資意識(shí)缺乏等情況，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)小麥期貨市場(chǎng)相關(guān)知識(shí)的宣傳力度。一方面，通過(guò)結(jié)合村鎮(zhèn)新聞媒體，開(kāi)展期貨學(xué)習(xí)課堂、印發(fā)期貨手冊(cè)等宣傳活動(dòng)，以通俗易懂的形式對(duì)農(nóng)民進(jìn)行小麥期貨市場(chǎng)知識(shí)的普及，培養(yǎng)農(nóng)民正確利用小麥期貨市場(chǎng)價(jià)格指導(dǎo)小麥生產(chǎn)的意識(shí)；另一方面，應(yīng)當(dāng)走進(jìn)相關(guān)企業(yè)，結(jié)合典型案例，使他們了解到通過(guò)期貨市場(chǎng)進(jìn)行套期保值、風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的重要性，從而引導(dǎo)更多投資者參與小麥期貨市場(chǎng)投資，提升小麥期貨市場(chǎng)的流動(dòng)性。

參考文獻(xiàn)：

[1]姚傳江，王鳳海. 中國(guó)農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)效率實(shí)證分析：1998—2002[J]. 財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2005（1）：43-49.

[2]王川. 基于風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)理論的我國(guó)糧食期貨市場(chǎng)有效性研究[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2010（11）：89-95.

[3]王賽德，潘瑞嬌. 中國(guó)小麥期貨市場(chǎng)效率的協(xié)整檢驗(yàn)[J]. 財(cái)貿(mào)研究，2004，15（6）：31-35，62.

[4]張宗成，王駿. 基于VAR模型的硬麥期貨價(jià)格發(fā)現(xiàn)研究[J]. 華中科技大學(xué)學(xué)報(bào)：自然科學(xué)版，2005，33（7）：103-106.

[5]胡宇，周宏. 中國(guó)小麥期貨市場(chǎng)期現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系研究[J]. 金融經(jīng)濟(jì)：理論版，2006（4）：109-110.

[6]唐振鵬. 我國(guó)優(yōu)質(zhì)強(qiáng)筋小麥期現(xiàn)貨價(jià)格關(guān)系研究[J]. 東南學(xué)術(shù)，2009（4）：110-113.

[7]鮑春生. 糧食期貨與現(xiàn)貨價(jià)格動(dòng)態(tài)關(guān)系實(shí)證研究——以鄭州強(qiáng)麥期貨和現(xiàn)貨價(jià)格為例[J]. 安徽農(nóng)業(yè)科學(xué)，2009，37（21）：10156-10158.

[8]邵永同，高旺盛. 中美小麥期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格傳遞關(guān)系的比較研究[J]. 技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2008，27（11）：81-87.

[9]劉曉星. 中國(guó)期貨市場(chǎng)與現(xiàn)貨市場(chǎng)之間的引導(dǎo)關(guān)系研究[J]. 南方經(jīng)濟(jì)，2006（6）：38-47.

[10]肖小勇，李崇光，李劍. 國(guó)際糧食價(jià)格對(duì)中國(guó)糧食價(jià)格的溢出效應(yīng)分析[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2014（2）：42-55.

[11]李光泗，曹寶明，馬學(xué)琳. 中國(guó)糧食市場(chǎng)開(kāi)放與國(guó)際糧食價(jià)格波動(dòng)——基于糧食價(jià)格波動(dòng)溢出效應(yīng)的分析[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2015（8）：44-52，66.

[12]吳海霞，王靜. 我國(guó)糧食市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)溢出效應(yīng)研究[J]. 農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2012（10）：14-21.

[13]林光華，陳鐵. 國(guó)際大米價(jià)格波動(dòng)的實(shí)證分析：基于ARCH類(lèi)模型[J]. 中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，2011（2）：83-92.

[14]Engle R F，Kroner K F. multivariate simultaneous generalized arch[J]. Econometric Theory，1995，11（1）：122-150.高蓉，蘇群，沈軍威. 中國(guó)農(nóng)村收入差距、醫(yī)療保險(xiǎn)對(duì)居民健康不平等的影響[J]. 江蘇農(nóng)業(yè)科學(xué)，2016，44（5）：569-572.