棉花市場(chǎng)價(jià)格時(shí)序變動(dòng)、風(fēng)險(xiǎn)特征及作用因素分析

丁建國，穆月英

(1.中國農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100083；2.新疆農(nóng)業(yè)科學(xué)院農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)與科技信息研究所，烏魯木齊 830091)

0 引 言

【研究意義】棉價(jià)的異常波動(dòng)會(huì)造成植棉主體及下游企業(yè)對(duì)市場(chǎng)預(yù)期的不確定性，影響其生產(chǎn)經(jīng)營的最優(yōu)決策，并對(duì)棉紡產(chǎn)業(yè)乃至國民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生不良影響。2014年我國在新疆開始試行的棉花目標(biāo)價(jià)格政策，一方面使棉花價(jià)格市場(chǎng)機(jī)制得到初步建立，促進(jìn)了棉花生產(chǎn)進(jìn)一步向優(yōu)勢(shì)區(qū)集中[1]，并有效保障了植棉主體的收益[2]，另一方面，棉花產(chǎn)業(yè)鏈下游市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)依舊很高，加之價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)管理體系不完善，成為制約棉花新型生產(chǎn)經(jīng)營主體延伸產(chǎn)業(yè)鏈的重要影響因素。深入分析棉價(jià)波動(dòng)的特征及其作用因素，對(duì)于把握棉價(jià)波動(dòng)的機(jī)理、規(guī)律，完善棉花價(jià)格形成機(jī)制及市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)管理，促進(jìn)棉花產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。【前人研究進(jìn)展】糧棉等農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)具有集簇性、記憶性、持續(xù)性、周期性等特征[3-7]；糧價(jià)波動(dòng)非對(duì)稱性、高風(fēng)險(xiǎn)高收益特征不明顯[4-6]，棉價(jià)波動(dòng)具有顯著的非對(duì)稱性[8-9]，高風(fēng)險(xiǎn)高收益的特征有待進(jìn)一步驗(yàn)證[7,9]；影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的主要因素包括供求變化、氣候因素、石油價(jià)格、匯率、市場(chǎng)投機(jī)、自身價(jià)格水平等[4,6,10]?！颈狙芯壳腥朦c(diǎn)】目前關(guān)于棉花期現(xiàn)貨市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)的研究較多[7-9,11]，但與棉農(nóng)利益密切相關(guān)的籽棉市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)特征的系統(tǒng)研究較少，此外，有關(guān)棉花市場(chǎng)價(jià)格形成政策及棉花市場(chǎng)環(huán)境重大變化對(duì)棉價(jià)波動(dòng)的影響尚未開展過深入研究，棉花自身價(jià)格變化是否會(huì)對(duì)價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生影響有待驗(yàn)證[10]。【擬解決的關(guān)鍵問題】研究我國棉花市場(chǎng)價(jià)格的時(shí)序變動(dòng)情況、波動(dòng)特征及作用因素。

1 材料與方法

1.1 材 料

基于我國2000年1月～2017年11月集貿(mào)市場(chǎng)棉花(籽棉)月度價(jià)格，首先采用統(tǒng)計(jì)方法分析棉花市場(chǎng)價(jià)格的時(shí)序變動(dòng)特征，然后運(yùn)用EGARCH-X-M模型系統(tǒng)分析棉花價(jià)格波動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)特征及其作用因素。

選取2000年1月至2017年11月的中國農(nóng)產(chǎn)品集貿(mào)市場(chǎng)棉花(籽棉)月度價(jià)格作為研究對(duì)象，數(shù)據(jù)來源于中國知網(wǎng)大數(shù)據(jù)研究平臺(tái)。樣本量共計(jì)215個(gè)，樣本區(qū)間覆蓋了我國棉花價(jià)格政策變革及市場(chǎng)環(huán)境變化的重要時(shí)段。

1.2 方 法

文章采用基于可考察價(jià)格波動(dòng)非對(duì)稱性的EGARCH模型及高風(fēng)險(xiǎn)高收益特征的GARCH-M[10,12]，組合形成EGARCH-M模型，在此基礎(chǔ)上引入外生變量，構(gòu)造EGARCH-X-M模型綜合分析我國棉花市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)的主要特征及其作用因素。模型基本形式如下：

(1)

(2)

(3)

方程(2)表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)μt服從均值為0，方差為ht的正態(tài)分布(n)，備選的分布一般有學(xué)生t-分布和廣義誤差分布(GED)。

方程(3)為條件方差方程，為簡化表達(dá)形式，以EGARCH(1, 1)為例表述。參數(shù)α、β用以刻畫價(jià)格波動(dòng)的集簇性和持續(xù)性；參數(shù)用以刻畫價(jià)格波動(dòng)的杠桿效應(yīng)，< 0時(shí)，表示存在負(fù)的杠桿效應(yīng)，> 0時(shí)，表示存在正的杠桿效應(yīng)[12]。Z為外生變量向量，λi表示外生變量Zi對(duì)條件方差對(duì)數(shù)的影響程度。

2 結(jié)果與分析

2.1 時(shí)序價(jià)格統(tǒng)計(jì)特征

棉花價(jià)格記為pt，價(jià)格對(duì)數(shù)序列記為lnpt，收益率記為rt=ln(pt)-ln(pt-1)。棉價(jià)及其收益率統(tǒng)計(jì)特征結(jié)果表明，棉價(jià)服從正態(tài)分布，但棉價(jià)收益率不服從正態(tài)分布，偏度大于0，呈右偏，峰度大于3，呈較為典型的“尖峰厚尾”分布。表1

表1棉花價(jià)格Pt及收益率rt統(tǒng)計(jì)特征

Table1Cottonprice(Pt)andreturnrate(rt)Statisticalcharacteristics

樣本SamplePtrt均值 Mean6.1490.004中位數(shù) Median6.2500.003最大值 Maximum11.1000.219最小值 Minimum2.890-0.161標(biāo)準(zhǔn)差 Standard deviation1.8210.041偏度 Skewness0.1961.055峰度 Kurtosis-0.2967.474JB統(tǒng)計(jì)量 JB statistic2.053(0.358)551.556(0.000)

注：括號(hào)中數(shù)值為JB檢驗(yàn)的伴隨概率

Note： The value in parentheses is the accompanying probability of the JB test

2.2 我國棉花市場(chǎng)時(shí)序價(jià)格變動(dòng)特征

我國棉價(jià)變動(dòng)具有典型的階段性特征，自2000年以來大體經(jīng)歷了5個(gè)階段。階段I為2000年1月～2004年5月鄭商所棉花期貨交易品種推出之前，我國棉價(jià)政策由政府統(tǒng)一定價(jià)改為市場(chǎng)定價(jià)，但棉花市場(chǎng)尚無有效避險(xiǎn)工具可用，棉價(jià)總體呈劇烈波動(dòng)態(tài)勢(shì)，棉價(jià)變異系數(shù)高達(dá)0.25。期間由于我國加入WTO，為紡織行業(yè)帶來良好發(fā)展機(jī)遇，帶動(dòng)了對(duì)棉花的旺盛需求，同期由于自然災(zāi)害、棉花庫存儲(chǔ)備不足[11]等原因造成棉花供不足需，棉價(jià)以上行波動(dòng)為主。

階段II為2004年6月至2008年8月金融危機(jī)爆發(fā)前，棉花期貨交易品種的推出及滑準(zhǔn)稅政策的實(shí)施為棉花市場(chǎng)提供了良好的預(yù)期和避險(xiǎn)作用，棉花市場(chǎng)價(jià)格總體呈平穩(wěn)波動(dòng)態(tài)勢(shì)，棉價(jià)變異系數(shù)為0.09。此階段我國紡織業(yè)呈良好發(fā)展態(tài)勢(shì)，對(duì)棉花需求繼續(xù)保持增長態(tài)勢(shì)，棉價(jià)以上行波動(dòng)為主。

階段III為金融危機(jī)爆發(fā)后至棉花臨時(shí)收儲(chǔ)政策出臺(tái)前(2008年9月～2011年8月)，受棉花市場(chǎng)投機(jī)影響，市場(chǎng)價(jià)格暴漲暴跌現(xiàn)象頻發(fā)，棉價(jià)波動(dòng)非常劇烈，變異系數(shù)高達(dá)0.29。此階段棉價(jià)以上行波動(dòng)為主，且波動(dòng)幅度較大。

階段IV為棉花臨時(shí)收儲(chǔ)政策實(shí)施階段(2011年9月～2014年3月)，由于政府實(shí)施托底收購價(jià)政策，極大干預(yù)了市場(chǎng)定價(jià)機(jī)制，棉價(jià)波動(dòng)趨于平穩(wěn)，棉價(jià)變異系數(shù)僅為0.03。由于同期國際市場(chǎng)棉價(jià)呈下行態(tài)勢(shì)，我國棉價(jià)也以下行波動(dòng)為主。

階段V為目標(biāo)價(jià)格政策實(shí)施階段(2014年4月至今)，棉價(jià)形成主要由市場(chǎng)供需決定，受國際市場(chǎng)價(jià)格變化趨勢(shì)影響，我國棉價(jià)波動(dòng)呈先下降后緩慢上升的態(tài)勢(shì)，棉價(jià)變異系數(shù)為0.07。由于此階段我國紡織行業(yè)開始出現(xiàn)結(jié)構(gòu)調(diào)整，對(duì)棉花需求有所下降，加之棉花儲(chǔ)備量大、國內(nèi)外市場(chǎng)價(jià)格對(duì)接，棉價(jià)以下行波動(dòng)為主。圖1，表2

圖1 我國棉花市場(chǎng)價(jià)格收益率波動(dòng)
Fig.1 The fluctuation of China's cotton market price return rate

表2 我國棉花市場(chǎng)價(jià)格收益率正負(fù)向變動(dòng)
Table 2 Statistics on the positive and negative changes in the price return rate of China's cotton market

時(shí)間段period變動(dòng)方向Direction of change變動(dòng)頻數(shù)(次) Frequency of change (frequency)1.std.dev2.std.dev3.std.dev4.std.dev合計(jì)階段I(2000.01-2004.05)Phase I(2000.01-2004.05)正向2952137負(fù)向960015階段II(2004.06-2008.08)Phase II(2004.06-2008.08)正向2080028負(fù)向1652023階段III(2008.09-2011.08)Phase III(2004.06-2008.08)正向2111124負(fù)向1011012階段IV(2011.09-2014.03)Phase IV(2004.06-2008.08)正向1220014負(fù)向1501117階段V(2014.04-2017.11)Phase V(2004.06-2008.08)正向1721020負(fù)向2021124

注：1.std.dev表示棉價(jià)收益率在1倍標(biāo)準(zhǔn)差以內(nèi)的變動(dòng)次數(shù)，2.std.dev，表示棉價(jià)收益率在1倍—2倍標(biāo)準(zhǔn)差之間的變動(dòng)次數(shù)，其它以此類推

Note： 1.std.dev indicates the number of changes in the cotton price return within 1 standard deviation, and 2.std.dev indicates the number of changes in the cotton price return between 1 and 2 times the standard deviation, Others and so on

2.3 我國棉花市場(chǎng)價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)特征估計(jì)

2.3.1 平穩(wěn)性及自相關(guān)性檢驗(yàn)

ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)結(jié)果均表明，棉花價(jià)格序列Pt不平穩(wěn)，但價(jià)格收益率序列rt是平穩(wěn)的。表3

Box-Ljung檢驗(yàn)結(jié)果表明價(jià)格收益率序列rt及收益率平方序列rt2均存在自相關(guān)。ARCH LM檢驗(yàn)結(jié)果表明rt存在異方差。因此GARCH族模型適用于棉價(jià)波動(dòng)的模擬。表4

表3 棉花價(jià)格序列及收益率序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果
Table 3 Test results of stability of cotton price series and return rate sequence

變量VariablesADF檢驗(yàn) ADF testPP檢驗(yàn) PP test統(tǒng)計(jì)量P值統(tǒng)計(jì)量P值Pt-2.6450.305-9.4850.575rt-5.1970.001-134.320.001

注：原假設(shè)為非平穩(wěn)序列

Note： The null hypothesis is a non-stationary sequence

表4 棉花價(jià)格收益率序列及其平方項(xiàng)Box-Ljung和ARCH LM檢驗(yàn)結(jié)果

變量VariablesBox-Ljung檢驗(yàn) Box-Ljung TestARCH效應(yīng)檢驗(yàn) ARCH Test統(tǒng)計(jì)量DfP值統(tǒng)計(jì)量DfP值rt44.315121.35e-0536.309122.889e-04rt246.194126.424e-06---

2.3.2 EGARCH-X-M模型假定及主要估計(jì)

收益率序列rt的PACF圖表明其存在明顯的結(jié)尾現(xiàn)象，因此考慮采用AR形式作為均值方程。在不同滯后階數(shù)情況下，AR(1)模型AIC值最小。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，確定均值方程為AR(1)模型。圖2

圖2 收益率序列ACF和PACF
Fig.2 ACF and PACF char of price return rate

在條件方差方程中設(shè)置政策及市場(chǎng)環(huán)境虛擬變量Di(i=1, 2, 3, 4, 5, 即1.2節(jié)所述五個(gè)階段)，并以D2為對(duì)照，來考察我國棉價(jià)波動(dòng)的主要特征；設(shè)置變量ln(Pt)驗(yàn)證棉價(jià)變化對(duì)棉價(jià)收益率波動(dòng)的影響。通常使用低階的GARCH(1,1)模型就可以很好捕捉價(jià)格序列的波動(dòng)集簇性[10]，因此設(shè)定模型形式為EGARCH(1,1)-X-M。

考慮到棉花價(jià)格收益率存在尖峰厚尾的分布特征，基于正態(tài)分布的模型估計(jì)結(jié)果可能存在不足[6,10]。建立了基于正態(tài)分布 (n)、t分布(t)、廣義誤差分布(GED)三種分布假設(shè)下的模型。表5

表5 估計(jì)結(jié)果
Table 5 Estimated results

參數(shù)/檢驗(yàn)ParameterEGARCH-X-M-nEGARCH-X-M-tEGARCH-X-M-gedμ0-0.004(-1.077)-0.004???(-15.956)-0.004???(-51.656)φ0.356???(4.951)0.208???(17.417)0.284???(8.131)P0.294???(10.714)0.185???(19.227)0.247???(56.998)ω-1.581???(-26.928)-1.197???(-127.352)-1.430???(-31.628)α-0.094(-1.053)-0.268???(-16.247)-0.176???(-33.452)β0.847???(3.864)0.860???(5.672)0.865???(9.816)γ-0.527???(-16.123)-0.608???(-13.960)-0.501???(-57.639)D10.357???(17.195)0.324???(44.421)0.356???(74.611)D30.215???(21.973)0.251???(19.978)0.188???(54.072)D4-0.334???(-5.854)-0.297???(-254.778)-0.328???(-34.817)D5-0.114(-0.840)-0.072???(-3.350)-0.091???(-16.966)ln(Pt)0.209???(13.410)0.104???(29.101)0.230???(104.584)shape-2.559???(44.492)0.789???(83.676)Log L469.624487.816486.692AIC-4.277-4.437-4.427SBC-4.088-4.233-4.223J-B test50.249[1.226e-11]193.037[2.2e-16]177.678[2.2e-16]QLB(1)4.228[0.040]0.289[0.591]0.456[0.500]QLB(2)4.331[0.002]1.474[0.452]0.620[0.929]QLB(5)4.956[0.110]2.738[0.500]1.251[0.902]QLB2(1)2.672[0.102]1.539?[0.215]2.325[0.127]QLB2(5)4.703[0.178]3.910[0.265]4.329[0.216]QLB2(9)6.219[0.274]5.603[0.346]5.811[0.320]LM (7)2.817[0.549]3.577[0.412]3.309[0.457]

注：(1)QLB(n)和QLB2(n)分別表示標(biāo)準(zhǔn)化殘差和準(zhǔn)化殘差平方滯后n階的LM Q統(tǒng)計(jì)量，主要用于檢驗(yàn)殘差及其平方序列是否自相關(guān)；(2)LM(n)表示滯后n階的殘差A(yù)RCH效應(yīng)檢驗(yàn)；(3)圓括號(hào)中數(shù)值為參數(shù)估計(jì)值的t值，方括號(hào)中數(shù)值為P值，***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著

Note： (1)QLB(n)和QLB2(n) indicating the normalized residual and the normalized residual squared lag n-order respectively, are mainly used to test whether the residual and its squared sequence are autocorrelated; (2) LM(n) represents hysteresis the residual ARCH effect test of lag n order; (3) the value in parentheses is the t value of the parameter estimate, the value in square brackets is the P value,***,**,*are significant under the level of 1%, 5%, 10%, respectively

上述3個(gè)模型均能消除殘差的異方差，但EGARCH-X-M-n的標(biāo)準(zhǔn)化殘差存在1階和2階自相關(guān)，未通過檢驗(yàn)。模型EGARCH-X-M-t和EGARCH-X-M-GED均通過全部檢驗(yàn)。鑒于EGARCH-X-M-t的AIC、SBC值相對(duì)較低，且Log L值相對(duì)較高，因此選擇t分布下的EGARCH-X-M模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行相關(guān)分析。

3 討 論

3.1 棉花市場(chǎng)價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)特征

(1)均值方程中的條件方差項(xiàng)ht的系數(shù)估計(jì)值為0.185>0，表明棉花市場(chǎng)較大的預(yù)期波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)與較高的預(yù)期收益率相聯(lián)系。當(dāng)棉花市場(chǎng)預(yù)期增加1個(gè)單位的風(fēng)險(xiǎn)(條件方差)，棉花市場(chǎng)交易者要求增加0.185個(gè)單位的收益率作為對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償。總之，我國棉花市場(chǎng)的波動(dòng)性對(duì)收益率具有非常顯著的影響。

3.2 棉花市場(chǎng)價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)的作用因素

(1)政策市場(chǎng)環(huán)境虛擬變量中D1和D3的系數(shù)估計(jì)值顯著大于0，D4和D5的系數(shù)估計(jì)值顯著小于0，表明自2000年以來，相對(duì)于階段II，階段I和階段III棉價(jià)波動(dòng)結(jié)構(gòu)性提升；階段IV和階段V棉價(jià)波動(dòng)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性下降，D5>D4，表明階段V價(jià)格波動(dòng)性顯著高于階段IV。第一階段棉花市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性提升主要是由于期間棉花收購價(jià)格放開，我國加入WTO，市場(chǎng)有所開放，且棉花市場(chǎng)沒有期貨等有效的避險(xiǎn)工具所導(dǎo)致；第三階段棉花市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性提升主要是受期間爆發(fā)的國際金融危機(jī)影響，棉花市場(chǎng)價(jià)格出現(xiàn)暴漲暴跌等極端變化所導(dǎo)致，使得棉農(nóng)面臨的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)大大增加；第四階段棉花市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性下降主要是由于期間政府出臺(tái)的棉花臨時(shí)收儲(chǔ)政策，以高于國際市場(chǎng)價(jià)的最低收購價(jià)干預(yù)替代國內(nèi)棉花市場(chǎng)價(jià)，嚴(yán)重扭曲了市場(chǎng)，造成棉花價(jià)格波動(dòng)變小，雖然保護(hù)了棉農(nóng)的利益，但是造成國內(nèi)外棉價(jià)倒掛，棉紡企業(yè)嚴(yán)重虧損，競(jìng)爭力削弱；第五階段，由于政府出臺(tái)了棉花目標(biāo)價(jià)格政策，使得棉花價(jià)格形成由市場(chǎng)決定，同時(shí)價(jià)格補(bǔ)貼的實(shí)施有效保護(hù)了主產(chǎn)棉區(qū)棉農(nóng)利益，穩(wěn)定了棉花生產(chǎn)，減緩了棉價(jià)波動(dòng)，但與臨時(shí)收儲(chǔ)階段相比，價(jià)格波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)有增加的趨勢(shì)。

(2)ln(Pt)的系數(shù)估計(jì)值為0.104，表明棉價(jià)的條件方差與同期棉價(jià)之間存在正相關(guān)關(guān)系，即高價(jià)格會(huì)導(dǎo)致高波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，棉價(jià)增加1%，會(huì)導(dǎo)致棉價(jià)波動(dòng)增加0.104%。

3.3 不同殘差分布假設(shè)的擬合效果

估計(jì)結(jié)果表明相對(duì)于正態(tài)分布和GED分布，基于t分布的EGARCH-X-M模型能夠較好地描述和擬合棉價(jià)波動(dòng)特征。估計(jì)出的t分布的形狀參數(shù)值為2.559，表明模型殘差分布的尾部比正態(tài)分布更厚。棉價(jià)收益率的厚尾性分布說明了其發(fā)生極端波動(dòng)情況的概率比基于正態(tài)分布模型的預(yù)測(cè)要大得多。從經(jīng)濟(jì)學(xué)角度來看，棉花市場(chǎng)交易主體相互間并不是獨(dú)立的，往往相互模仿相互影響，容易造成交易行為上的“羊群效應(yīng)”，因而導(dǎo)致棉價(jià)收益率尖峰厚尾分布特征。

4 結(jié) 論

(1)棉花價(jià)格政策的系列改革及金融危機(jī)等外生沖擊是造成棉價(jià)波動(dòng)發(fā)生階段性結(jié)構(gòu)變化的主要原因。當(dāng)棉價(jià)形成由市場(chǎng)主導(dǎo)，價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)管理措施配套完善時(shí)，棉價(jià)波動(dòng)趨于平緩，反之棉價(jià)波動(dòng)出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變化；此外嚴(yán)重的外生沖擊如國際金融危機(jī)會(huì)使棉花市場(chǎng)環(huán)境出現(xiàn)極端變化，結(jié)構(gòu)性提升棉價(jià)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。

(2)棉花市場(chǎng)的波動(dòng)性與價(jià)格之間及收益率與波動(dòng)性之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，即預(yù)期價(jià)格越高，波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)越大，波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)越大，價(jià)格收益的預(yù)期補(bǔ)償越高。我國棉花市場(chǎng)的風(fēng)險(xiǎn)較大、植棉主體的風(fēng)險(xiǎn)承受能力總體較差，需要較高的風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償。目標(biāo)價(jià)格補(bǔ)貼作為當(dāng)前我國各類植棉主體應(yīng)對(duì)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的主要工具，尚不足以支持各類主體完全抵御市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。

(3)棉花市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)存在顯著的負(fù)杠桿效應(yīng)。這種非對(duì)稱效應(yīng)尤其對(duì)棉花市場(chǎng)下行價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)比較敏感，上一期大的負(fù)向價(jià)格沖擊往往會(huì)造成本期價(jià)格大的波動(dòng)。

(4)基于t分布的模型能夠較好地描述和擬合棉價(jià)的波動(dòng)特征。采用正態(tài)分布或GED分布的模型可能會(huì)低估棉價(jià)收益率的波動(dòng)性和風(fēng)險(xiǎn)，特別是極端情況下的棉價(jià)收益率的波動(dòng)性和風(fēng)險(xiǎn)。