Analysing the Effective Factors of Corn Price in Iran Mercantile Exchange

Subject Areas : Agricultural Economics Research

Behzad Fakary Sardahaei ¹ , Naser Shahnoushi ² , Hosein Mohammadi ³ , Akbar Mirzapour ⁴ , Arash Dourandish ⁵

1 - دانشجوی کارشناسی ارشد، گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد
2 - دانشیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد
3 - مشهد، دانشگاه فردوسی مشهد، دانشکده کشاورزی، گروه اقتصاد
4 - استادیار دانشگاه آزاد قزوین
5 - استادیار گروه اقتصادکشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد

Received: 2012-09-04 Accepted : 2012-12-22 Published : 2013-02-03

Keywords: Exchange Rate, GARCH, Impulse Response Function, VAR,

Abstract :

Corn is cultivated widely either in world and Iran because of its high consumption, quality and nutritional value and according to these it’s named as the king of agricultural products. The agricultural products market in Iran has always been faced with many limitations and structural problems which are almost due to the inefficient structure of this market and lack of modern economic tools. Hence, Iran Mercantile Exchange debuted to control the price volatility of exchanged goods as one of its goals. This study analyses and compares the price volatility of corn in Iran Mercantile Exchange withthe domestic traditional market and Chicago Mercantile Exchange. Therefore, weekly prices of corn since March 2010 till December 2011 are used to analyze the interactions between the prices of corn in traditional market, Iran Mercantile Exchange, Chicago Mercantile Exchange, the exchange rate and crude oil prices by applying the OLS, ARCH and VAR methods. Also the interactions of these variables are analyzed. According to the resultsthere is no significant difference between the fluctuations of changes in corn prices in Iran Mercantile Exchange and domestic traditional market, but the intensity of fluctuations in corn prices in Iran Mercantile Exchange is more than the domestic traditional market. The exchange rate has significant effect on the corn prices. However, the crude oil prices had no significant effect. So using the derivative instrument in Iran Mercantile

References:
Corn is cultivated widely either in world and Iran because of its high consumption, quality and nutritional value and according to these it’s named as the king of agricultural products. The agricultural products market in Iran has always been faced with many limitations and structural problems which are almost due to the inefficient structure of this market and lack of modern economic tools. Hence, Iran Mercantile Exchange debuted to control the price volatility of exchanged goods as one of its goals. This study analyses and compares the price volatility of corn in Iran Mercantile Exchange withthe domestic traditional market and Chicago Mercantile Exchange. Therefore, weekly prices of corn since March 2010 till December 2011 are used to analyze the interactions between the prices of corn in traditional market, Iran Mercantile Exchange, Chicago Mercantile Exchange, the exchange rate and crude oil prices by applying the OLS, ARCH and VAR methods. Also the interactions of these variables are analyzed. According to the resultsthere is no significant difference between the fluctuations of changes in corn prices in Iran Mercantile Exchange and domestic traditional market, but the intensity of fluctuations in corn prices in Iran Mercantile Exchange is more than the domestic traditional market. The exchange rate has significant effect on the corn prices. However, the crude oil prices had no significant effect. So using the derivative instrument in Iran Mercantile Exchange will help to reduce the fluctuation of the corn price in Iran.

Full-Text:



بررسی عوامل مؤثر بر قیمت ذرت در بورس کالای ایران

بهزاد فکاری1، ناصر شاهنوشی*2، حسین محمدی3، اکبر میرزاپور4، آرش دوراندیش5

چکیده

ذرت به علت موارد مصرف زیاد، کیفیت و ارزش غذایی بالا در سطح وسیعی از جهان و نیز ایران کشت می‌شود و نظر به اهمیت و ارزش غذایی و اقتصادی فراوان به سلطان محصولات کشاورزی معروف است. بازار محصولات صنعتي و كشاورزي در ايران همواره با محدوديت‌ها و دشواري‌هاي ساختاري زيادي روبرو بوده و بخش عمده‌اي از اين مشكلات مربوط به عدم استفاده از ابزارهاي نوين اقتصادي و ساختار نامناسب و ناكارآمدي بازار مي‌باشد. در این راستا و در جهت کاهش ناکارآمدی‌های بازار محصولات کشاورزی، بورس کالای ایران شروع به فعالیت نموده است که یکی از اهداف بورس کالا، کنترل نوسانات قیمت محصولات معامله شده می‌‌باشد. هدف این مطالعه بررسی و مقایسه نوسانات قیمت ذرت بورس کالای ایران با قیمت ذرت بازار آزاد ایران و بورس کالای شیکاگو می‌باشد. بدین منظور از روش حداقل مربعات معمولی (OLS)، ARCH و رگرسیون خودبازگشتی (VAR) و با استفاده از اطلاعات هفتگی قیمت ذرت از مهر سال 1386 تا آذر سال 1390به بررسی اهداف پرداخته شده است. همچنین اثرات متقابل قیمت ذرت بورس کالای ایران با قیمت ذرت بازار آزاد ایران، بورس کالای شیکاگو، نرخ ارز و قیمت نفت خام ایران بررسی می‌شود. بررسی و مقایسه نوسانات تغییرات قیمت ذرت در سه بازار نشان می‌دهد که نوسانات تغییرات قیمت بورس کالا اختلاف معنی‌داری با نوسانات تغییرات قیمت ذرت در بازار آزاد نداشته است، اما شدت نوسانات بورس کالا از شدت نوسانات بازار آزاد بیشتر می‌باشد. نرخ ارز اثر معنی‌داری روی تغییرات قیمت ذرت داشته اما قیمت نفت خام اثر معنی‌داری از خود نشان نمی‌دهد. بنابراین پیشنهاد می‌شود، با ایجاد ابزار مشتقه در بورس کالای ایران به کاهش نوسانات قیمت این محصول کمک شود.

 

 طبقه‌بندی JEL: E31، Q11، Q13

کلمات کلیدی: تابع واکنش به ضربه، نرخ ارز، GARCH،VAR .

1-       دانشجوی کارشناسی ارشد، گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد

2-       ­­­­­دانشیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد

3-       استادیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد

4-       کارشناس ارشد بورس کالای ایران

5-       استادیار گروه اقتصاد کشاورزی دانشگاه فردوسی مشهد

 

مقدمه

ذرت به علت موارد مصرف زیاد، کیفیت و ارزش غذایی بالا در سطح وسیعی از جهان و نیز ایران کشت می‌شود و نظر به اهمیت و ارزش غذایی و اقتصادی فراوان به سلطان محصولات کشاورزی معروف است. ذرت گیاه مفیدی است که تقریباً کلیه قسمت‌های آن اعم از ساقه، برگ، دانه و حتی کاکل و چوب آن مصرف می‌شود و بیش از پانصد نوع فرآورده گوناگون از آن بدست می‌آید. موارد مصرف ذرت، در تغذیه انسان (20-25%)، تغذیه دام و طیور (70-75%) و مصارف صنعتی و دارویی (5%) است. دانه ذرت در مرغداری‌ها و علوفه تر، خشک، سیلو شده و کنجاله دانه آن در دامداری‌ها مورد استفاده قرار می‌گیرد. ذرت از گیاهان علوفه‌ای است که هم از نظر کمیت و هم از نظر کیفیت مورد توجه است و به علت خوش‌خوراکی مورد علاقه دام وطیور می‌باشد، به طوری که حدود 70% جیره غذایی طیور را تشکیل می‌دهد (معاونت امور دام جهادکشاورزی). بازار محصولات صنعتي و كشاورزي در ايران همواره با محدوديت‌ها و دشواري‌هاي ساختاري زيادي روبرو  بوده و بخش عمده‌اي از اين مشكلات مربوط به عدم استفاده از ابزارهاي نوين اقتصادي و ساختار نامناسب و ناكارآمدي بازار مي‌باشد كه با وجود تلاش‌هاي انجام شده توسط دولت طي دو دهه اخير در جهت اصلاح اين ساختار، بازدهي مناسب و نتايج مورد انتظار در اين بخش حاصل نگردیده است، به گونه‌اي که علي رغم صرف هزينه‌هاي بسيار توسط دولت براي تنظيم بازار و تعيين قيمت نهاده‌ها و محصولات کشاورزی، در بخش توليد و توزيع و در پي آن مصرف‌کنندگان همواره با مشکلات فراواني روبرو بوده‌اند (مؤسسه پژوهش‌های برنامه‌ریزی و اقتصاد کشاورزی، 1384). در این راستا و با هدف شفاف‌سازی قیمت محصولات کشاورزی و کاهش دخالت دولت در بازار محصولات کشاورزی، بورس کالای ایران به طور رسمی از سال 1386 شروع به کار کرده است و محصولات بخش کشاورزی از جمله گندم، جو دامی، ذرت، کنجاله سویا و … در آن مورد معامله قرار می‌گیرد. در این مطالعه هدف آن است که عملکرد بورس کالای ایران در فرآیند کشف قیمت ذرت مورد بررسی قرار گیرد و مشخص شود که آیا بورس کالای ایران در مقایسه با بازار آزاد ایران و بورس‌های معتبر جهانی، توانسته است نوسانات قیمت ذرت را کاهش دهد. همچنین هدف این مطالعه بررسی آماری قیمت ذرت و نوسانات آن در بورس کالای ایران و مقایسه این قیمت با قیمت کنجاله سویای بازار آزاد ایران و قیمت کنجاله سویای بورس کالای شیکاگو، به عنوان بورس مبنای معاملات جهانی، می‌باشد. در ادامه به بررسی اثرات متقابل و ارتباط بین قیمت ذرت بورس کالای ایران با قیمت ذرت بازار آزاد، بورس کالای شیکاگو، نرخ ارز و قیمت نفت خام ایران پرداخته می‌شود.

در خصوص ادبیات پژوهشی مطالعات بسیاری در ارتباط با اثرات متقابل بین نرخ ارز و قیمت نفت خام با محصولات کشاورزی وجود دارد. لیفرت و پرساد (2009) به بررسی انتقال تغییرات نرخ ارز بروی قیمت محصولات کشاورزی پرداخته‌اند. محققین بیان می‌دارند که ممکن است تغییرات نرخ ارز به طور کامل به قیمت‌های داخلی انتقال پیدا نکند. نتایج مطالعه نشان می‌دهد که انتقال تغییرات نرخ ارز بروی قیمت محصولات کشاورزی در کشورهای در حال توسعه به کندی صورت می‌گیرد و دلیل آن یا سیاست‌های تجاری است و یا بخاطر ساختار ناقص و کمبود بازارهای تجاری. انتقال ناقص تغییرات نرخ ارز بروی قیمت محصولات کشاورزی در کشورهای در حال توسعه باعث می‌شود که از منفعت ناشی از تجارت محروم بمانند. روزن (2009) به بررسی ارتباط بخش انرژی و نرخ ارز با بازار کشاورزی پرداخته است. وی بیان می‌دارد که بررسی ارتباط کشف ارتباط بخش‌های کلان اقتصادی با هزینه نهاده‌های کشاورزی و درآمد کشاورزان جزء دغدغه‌های دهه اخیر بوده است. نتایج مطالعه وی نشان می‌دهد که ارتباط معنی‌داری بین دلار امریکا و قیمت انرژی با قیمت نهاده‌های کشاورزی و در پی آن درآمد کشاورزان دارد. جردن و همکاران¹ (2007) به بررسی نوسانات قیمت محصولات عمده کشت شده و عرضه شده در بورس کالای کشاورزی در آفریقای جنوبی² با استفاده از روش ³ARCH و GARCH پرداختند. جردن و همکاران قیمت و نوسانات قیمتی کالاهای ذرت زرد، ذرت سفید، گندم، بذر آفتاب‌گردان و سویا را مورد بررسی قرار دادند. آنها به این نتیجه رسیدند که نوسانات در قیمت ذرت سفید، ذرت زرد و بذر آفتاب‌گردان در طول زمان وجود دارد که این نوسانات با استفاده از مدل GARCH الگوسازی شده و نوسانات قیمتی گندم و سویا در طول زمان تقریباً ثابت بوده‌اند و با استفاده از مدل ⁴ARIMA الگوسازی شدند. در خصوص مطالعات مرتبط می‌توان به مطالعات چن (2009)، یه‌بوا و همکاران (2009) و نازلی‌اوغلو (2011( اشاره کرد.

در ایران مطالعه خاصی که به بررسی روند شکل‌گیری قیمت محصولات کشاورزی معامله شده در بورس کالای ایران و یا بازار آزاد ایران پرداخته باشد و از این مسیر کارایی بورس و یا بازار آزاد ایران را مورد ارزیابی قرار دهد، مشاهده نشده است. کلیه مطالعات داخلی عمدتاً عوامل مؤثر بر شکل‌گیری قیمت محصولات کشاورزی و دامی خارج از بورس را تحلیل کرده‌اند، این مسئله ضرورت انجام مطالعه را مشخص می‌سازد. پاسبان (1383) تأثیر نوسانات قیمت نفت بر تولید بخش کشاورزی ایران را مورد بررسی قرار داده و با استفاده از داده‌های سالانه و با استفاده از مدل‌های VECM، VAR و ARDL به بررسی ارتباط بین قیمت نفت و تولیدات بخش کشاورزی پرداخته است. نتایج نشان می‌دهد که تأثیر قیمت نفت بر بخش کشاورزی ایران منفی است. از سوی دیگر نتایج نشان می‌دهد که اثر شوک قیمت نفت بر ارزش افزوده بخش کشاورزی در طول زمان کاهش یافته و از بین می‌رود. حسینی و عابدی (1386) به بررسی و ارزیابی نقش مولفه‌های بازرا و سیاست‌های دولت در تعیین قیمت ذرت در ایران پرداخته‌اند. این مطالعه با استفاده از داده‌های سری زمانی مربوط به سال‌های 1371-1384، الگوی پارامتر نسبت ذخایر به مصرف را به منظور بررسی اثر مولفه‌های عرضه و تقاضا بر تعیین قیمت ذرت برآورد کرده است. یافته‌های مطالعه نشان می‌دهد که نسبت ذخیره به مصرف و نسبت ذخایر دولتی به مصرف و متغیر موهومی سیاست دولت (وام ارزان قیمت) مهمترین عامل‌های موثر در تعیین قیمت ذرت می‌باشند. حقیقت و حسین‌پور (1389) اثر انتقالی نرخ ارز بر قیمت صادراتی کشمش در ایران را بررسی کرده و اثرات کوتاه‌مدت و بلندمدت نرخ ارز را بروی قیمت صادرات محصول کشمش ایران با استفاده از الگوی خودرگرسیون با وقفه‌های توزیعی بدست آورده‌اند. نتایج نشان می‌دهد که در بلندمدت تغییرات نرخ ارز، مهمترین عامل مؤثر بر قیمت صادراتی کشمش است. پیری و همکاران (1388) به بررسی تأثیر نوسانات صادرات نفت بر رشد بخش کشاورزی ایران پرداخته‌اند. به اعتقاد محققین درآمدهای حاصل از فروش نفت سهم قابل ملاحظه‌ای در درآمد دولت و تولید ناخالص ملی دارد، بنابراین با توجه به اهمیت بخش کشاورزی در رشد اقتصادی، توسعه روستایی و افزایش رفاه خانوارهای روستایی، بی‌شک مواجه شدن با شوک‌های غیر قابل انتظار و زودگذر در امر صادرات نفت تأثیراتی را بر بخش کشاورزی خواهد گذاشت. هژبر کیانی و نیک‌اقبالی (1379) اثرعدم تعادل نرخ ارز بر عرضه صادرات محصولات کشاورزی در ایران را بررسی کرده‌اند. بررسی اثر متغیرهای نوسانات نرخ واقعی ارز و انحراف آن نسبت به مسیر تعادلی بلندمدت آن، نشان می‌دهد که این متغیرها اثر منفی بر عرضه صادرات محصولات کشاورزی دارند. لذا تلاش در جهت تثبیت نرخ واقعی ارز و نزدیک کردن نرخ واقعی ارز به میزان تعادلی آن می‌تواند به گسترش و توسعه صادرات محصولات کشاورزی کمک نماید.

مواد و روش‌ها

در این مطالعه ابتدا فرآیند تشکیل قیمت ذرت بورس کالای ایران مورد بررسی قرار می‌گیرد، اگر سری قیمتی ذرت دارای واریانس ناهمسانی بود، از فرایند ARCH/GARCH برای الگوسازی فرآیند تشکیل قیمت آن استفاده می‌شود. سپس با استفاده از الگوی VAR و با استفاده از توابع واکنش به ضربه، به بررسی اثرات متقابل بین قیمت ذرت بورس کالای ایران با قیمت ذرت در بازار آزاد ایران و بورس شیکاگو، نرخ ارز و قیمت نفت ایران پرداخته می‌شود. داده‌های این مطالعه به صورت هفتگی بوده که از تاریخ  17/7/1386 تا 2/9/1390 شامل می‌شود. در این مطالعه از الگوی رگرسیون حداقل مربعات معمولی⁵ (OLS) و الگوی ⁶GARCH استفاده می‌شود، الگوی GARCH یکی از بهترین الگوها برای الگوسازی نوسانات سری زمانی می‌باشد. برای بررسی اثرات متقابل بین متغیرهای مورد نظر با قیمت ذرت بورس کالای ایران، از الگوی VAR استفاده می‌شود، الگوی VAR بدلیل داشتن قابلیت‌های منحصر بفرد و توابع واکنش به ضربه از مزیت بالایی برای بررسی اثرات متقابل برخوردار است.

مدل‌هاي اقتصاد سنجي سنتي، ثابت بودن واريانس جملات اخلال همواره يکي از فروض اصلي و کلاسيک اقتصاد سنجي به حساب مي آيد. تمام الگوهای سری زمانی چه خطی یا غیرخطی، بر اساس میانگین شرطی و واریانس شرطی عمل می‌کنند. اما در حال حاضر بررسی واریانس ناهمسانی در سری‌های زمانی، یکی از ویژگی‌های برجسته است که انکار آن ممکن نمی‌باشد. رابرت انگل (1982)براي اولین بار روش جديدي موسوم به ARCH را پايه گذاري کرد و بعد از آن بولرسلیو و همکاران (1992)، برا و هیگینز (1993)، بولرسلیو و همکاران (1994) و دی‌بولد و لوپز در سال 1995 این مدل را بهبود و گسترش دادند. در ادامه در دنیای واقعی، کاربردهای تجربی برای اولین بار با این حقیقت که تخمین مدل ARCH(∞) در عمل غیرممکن است، مواجه شد. تا اینکه در سال 1986 بولرسلیو برای حل این مشکل مدل GARCH را پیشنهاد کرد.

برای مدل سازی نوسانات بوسیله مدل ARCH/GARCH باید دو معادله میانگین و واریانس برآورد شود:

الف) معادله میانگین: معادله میانگین برای معادله ARCH و GARCH بشرح ذیل می‌باشد:

(1)	ztNID (0,1)	Yt=µt +stzt ,
(2)		µt = a + iXi,t

در معادله یک،  Ytمیانگین شرطی بوده که به متغیرهای توضیحی و ضرایب آن‌ها بستگی دارد. Xi,t شامل متغیرهای توضیحی می‌باشد که شامل متغیرهای برونزا و متغیرهای درونزای با وقفه می‌باشد. zt نیز جزء اخلال می‌باشد که دارای توزیع یکسان و مستقل⁷می‌باشد. فرآیند نوسانات مثبت توسط st مشخص می‌شود که st توسط مدل مختلف ARCH و GARCH بدست می‌آید. جزء اخلال معادله میانگین تعدیل شده از ضرب st در zt بدست می‌آید.

ب) معادله واریانس:

مدل ARCH(q):

(3)	=a0+a1+…+aq=a0+i
	a0>0 ,ai≥0, i≥0

مدل GARCH (p,q):

= a0+a1+…+aq+…+bp=a0+i+i

(4)

 

در این مدل پارامترهایw ، q،...،1 وp،...،1باید محاسبه شوند. در این فرآیند بازگشتی⁸شوک‌های پیش‌بینی نشده در زمان t در فرآیند نوسانات در زمان 1t+ ظاهر نمی‌شوند، یعنی اثر شوک‌ها به طور مجزا بررسی می‌شوند.

الگوی خودتوضیح برداری (VAR): وقتی رفتار چند متغیر سری زمانی در یک الگو مورد بررسی قرار می‌گیرد، لازم است ارتباط متقابل بین آنها را مورد توجه قرار داد. یکی از راه‌ها برای این کار تنظیم و برآورد یک الگوی معادلات همزمان⁹ است. اگر معادلات این الگو شامل وقفه‌های متغیرها نیز باشد، آن را الگوی معادلات همزمان پویا¹⁰ می‌نامند. در چنین الگوهایی برخی از متغیرها درونزا¹¹ تلقی می‌شوند و تعدادی متغیر نیز از پیش تعیین شده است، که شامل متغیرهای درونزای با وقفه و متغیرهای برونزا¹² می‌باشد. قبل از برآورد چنین الگوهایی لازم است اطمینان حاصل گردد که معادلات این سیستم شناسا باشند. برای شناسایی معمول است که فرض شود تعدادی از متغیرهای از پیش تعیین شده تنها در برخی از معادلات الگو وارد می‌شوند. بنابراین قبل از برآورد الگوی معادلات همزمان، ابتدا باید متغیرهای الگو را به دو دسته درونزا و برونزا طبقه‌بندی کرد و سپس باید قیدهایی را بر ضرایب الگو اعمال کرد تا به شناسایی الگو دست یافت. چنین تصمیمی در هر دو مرحله، به صورت اختیاری توسط محقق اتخاذ می‌گردد و شدیداً از سوی سیمز (1980) مورد انتقاد واقع شده است. به اعتقاد سیمز اگر بین مجموعه‌ای از متغیرهای الگو هم‌زمانی وجود داشته باشد، باید این هم‌زمانی را در تمام متغیرهای الگو یکسان دانست و پیش قضاوت در مورد اینکه کدام درونزا و بیرونزا هستند، صحیح نمی‌باشد.

سیمز با توجه به این نکات نیجه‌گیری می‌نماید که برآورد الگوهای کلان سنجی با مقیاس بزرگ، به صورت شکل‌های خلاصه شده نامقید¹³ که در آن همه متغیرها درونزا فرض می‌شوند، امکان پذیر است. بر این اساس وی چهار چوب جدیدی را با عنوان الگوی خود بازگشتی برداری (VAR) را معرفی نمود. الگوی VAR شامل یک الگوی معادلات همزمان است که نیازی به اعمال قیود برای شناسایی و برآورد ندارد، به طوریکه در آن هر معادله عبارت از یک رگرسیون حداقل مربعات معمولی (OLS) از یک متغیر نسبت به مقادیر با وقفه خودش و مقادیر با وقفه سایر متغیرهای در الگو می‌باشد. لذا نمایش یک الگوی VAR(p) در حالت استاندارد با k متغیر، به شکل زیر می‌باشد:

(5)	Yt= C+A1Yt-1+A2Yt-2+…+ApYt-p+et

در فرمول 5، Yt ماتریس 1×k متغیر وابسته که شامل متغیرهای درونزا، برونزا و درونزای وقفه‌دار می‌باشد. C متغیر عرض از مبدأ می‌باشد که ماتریس 1×k می‌باشد. Ai ماتریس k×k ضرایب می‌باشد که, p …,2, 1=i است. P تعداد وقفه بهینه الگوی VAR می‌باشد. Yt-i ماتریس 1×k متغیر وابسته با وقفه i، که, p …,2, 1=i می‌باشد. et نیز ماتریس 1×k اجزای اخلال می‌باشد که نوفه سفید می‌باشد. در این مطالعه قیمت ذرت بورس کالای ایران از شرکت بورس کالای ایران، قیمت ذرت بازار آزاد ایران از شبکه خبری و اطلاع‌رسانی صنعت مرغ‌داری و دامپروری کشور، قیمت ذرت بورس کالای شیکاگو از بورس کالای شیکاگو¹⁴ (CME)، نرخ ارز هفتگی گزارش شده رسمی از بانک مرکزی و قیمت نفت خام ایران که از پایگاه اطلاعاتی اوپک دریافت گردیده است، استفاده شده است.

نتایج

ذرت یکی از اصلی‌ترین کالاهایی است که معامله آن در بورس کالای ایران رونق بسیار خوبی داشته و عرضه و تقاضای آن در بورس کالای ایران به صورت مداوم بوده است. طبق آمار بورس کالای ایران، از تاریخ 17/7/1386 تا تاریخ 2/9/1390، به میزان 476،545 تن ذرت در بورس کالای کشاورزی مورد معامله واقع شده است که ارزش این معاملات 1،386،117،311 هزار ریال بوده است. از میان ذرت معامله شده در بورس مقدار 332،682 تن (حدود 70% معاملات) آن از طریق واردات که عمده آن از کشور آرژانتین و برزیل بوده و مقدار 143،863 تن آن از طریق تولیدات داخلی که خوزستان و خراسان رضوی از مراکز اصلی تولید ذرت بوده‌، صورت گرفته است. مقدار عرضه صورت گرفته در بورس کالای ایران 853،733 تن بوده و مقدار تقاضای آن 585،713 تن بوده که در نهایت 476،545 تن آن مورد داد و ستد در بورس کالای ایران قرار گرفته است. طبق آخرین آمار سازمان خوار و بار جهانی از سال 1386 تا سال 1390 حدود 7.5 میلیون تن ذرت تولید شده است. اگر مقدار ذرت وارداتی در نظر گرفته نشود، مقدار ذرت معامله شده در بورس کالا حدود یک پانزدهم ذرت تولیدی داخل می‌باشد. این مقدار برای بورس کارا و فعال مقدار کمی می‌باشد. از میان معاملات صورت گرفته تعداد 651 معامله (32.5%) به صورت سلف که شامل 156،618 تن ذرت بوده، یک معامله بصورت نسیه انجام گرفته که 1000 تن بوده است و تعداد 1353(67.4%) معامله به صورت نقدی انجام شده که شامل 318،927 تن محصول ذرت بوده است.  برای بررسی دقیق‌تر قیمت کشف شده ذرت در بورس کالای ایران به مقایسه نموداری قیمت ذرت در بورس کالای ایران با قیمت بازار آزاد ایران و بورس کالای شیکاگو (CME) پرداخته می‌شود. با توجه به شکل 1 مشخص می‌شود که همبستگی بین قیمت ذرت بورس کالای ایران با قیمت بازار آزاد ایران بسیار بالا بوده و این همبستگی بین قیمت بورس کالای شیکاگو نیز وجود دارد. شکل 1 بیانگر این موضوع می‌باشد که سه سری قیمت ذرت کاملاً با هم به عوامل و مسائل خارجی اثر گذار بر قیمت ذرت واکنش نشان داده‌اند.

 

همانطور که در جدول 1 مشخص می‌باشد قیمت ذرت بورس کالای ایران دارای انحراف معیار کمتری نسبت به قیمت ذرت بازار آزاد ایران بوده، اما در مقایسه با قیمت ذرت بورس کالای شیکاگو دارای انحراف معیار بالاتری می‌باشد. برای هرگونه آزمون و بحث در مورد سری‌های قیمتی مورد نظر، ابتدا آزمون ایستایی با استفاده از آزمون دیکی-فولر تعمیم یافته و فیلیپس-پرون انجام گردید که نتایج آزمون‌ها نشان دادند که هرسه سری قیمتی ذرت در سطح دارای ریشه واحد بوده و با یک مرتبه تفاضل‌گیری ایستا می‌گردند. بنابراین برای انجام آزمون‌های آماری از تفاضل مرتبه اول یا تغییرات هر سه سری قیمت ذرت استفاده می‌گردد. در ادامه به بررسی فرآیند تشکیل قیمت ذرت در بورس ایران، بازار آزاد و بورس شیکاگو پرداخته می‌شود. برای تعیین بهترین الگوی قیمتی از معیارهای AIC و SC استفاده و الگویی که کمترین این آماره‌ها را داشته باشد انتخاب می‌شود. جدول 2 نشان می‌دهد که وابستگی تغییرات قیمت ذرت در بورس کالای ایران به تغییرات قیمت در وقفه‌های سوم، پنجم و ششم بوده و همچنین از اجزای اخلال این وقفه‌ها نیز اثرات معنی‌داری می‌گیرد. دلیل این وابستگی به وقفه‌های گذشته در بورس کالا تعیین قیمت بر اساس معاملات قبل می‌باشد، به این روش که قیمت پایانی روز قبل به عنوان قیمت مبنای امروز وارد تابلوی معاملات می‌گردد. در ادامه برای بررسی همسانی یا ناهمسانی واریانس سری‌های مورد نظر از آزمون LM-test استفاده می‌شود. با توجه به نتایج آزمون مشخص می‌شود که دو سری زمانی تغییرات قیمت ذرت بورس کالا و بازار آزاد ایران دارای واریانس همسانی در اجزای اخلال بوده اما تغییرات قیمت ذرت بورس کالای شیکاگو دارای واریانس ناهمسانی در اجزای اخلال خود می‌باشد. بنابراین برای الگوسازی نوسانات این سری زمانی تغییرات قیمت از الگوی ARCH/GARCH استفاده می‌شود. برای مقایسه نوسانات تغییرات قیمت ذرت در بورس کالا و بازار آزاد ایران و بورس کالای شیکاگو، نوسانات آنها در نمودار رسم می‌شود. با توجه به شکل 2 مشخص می‌شود که شدت نوسانات قیمت ذرت در بورس کالای شیکاگو بیشتر از نوسانات قیمت ذرت در بورس‌کالا و بازار آزاد ایران می‌باشد اما از نظر مقداری کمتر می‌باشد. دلیل بیشتر بودن شدت نوسانات نیز گستردگی بازار بورس کالایی شیکاگو می‌باشد که مرجع جهانی بوده و به کوچکترین عامل جهانی واکنش نشان می‌دهد. چون بازار ذرت در بورس کالا و بازار آزاد ایران در مقایسه با بازار بورس شیکاگو، از وسعت و حجم معامله کمتری برخوردار است، بنابراین دارای شدت نوسانات کمتری بوده است. برای مقایسه نوسانات تغییرات قیمت ذرت بورس کالا با بازار آزاد ایران از آزمون‌های آماری اشاره شده در جدول 5 استفاده می‌شود. جدول 5 نشان می‌دهد که اختلاف معنی‌داری بین نوسانات تغییرات قیمت ذرت در بازار آزاد و بورس کالای ایران وجود نداشته و دارای میانگین و واریانس یکسانی می‌باشند. برای بررسی ارتباط بین تغییرات قیمت ذرت بورس کالا و تغییرات نرخ ارز و نفت خام از الگوی OLS استفاده می‌شود. همانطور که نتایج جدول 6 نشان می‌دهد، تغییرات نرخ ارز بغیر از عوامل خود قیمتی ذرت (AR(3)، AR(5) و AR(6) و همچنین MA(3)، MA(5) و MA(6)) بیشترین اثر را بروی تغییرات قیمت ذرت بورس کالای ایران دارد. دلیل این امر واردات این محصول می‌باشد زیرا طبق آمار بورس کالا بیش از دو سوم ذرت معامله شده از طریق واردات تأمین گردیده است. تغییرات قیمت نفت خام ایران دارای اثری اندک و بی‌معنی‌ای در تغییرات قیمت ذرت بورس کالای ایران دارد. در خصوص معنی‌داری قیمت ذرت بورس کالای شیکاگو، این چنین می‌توان اظهار نظر نمود که چون بیشتر ذرت معامله شده در بورس کالا وارداتی می‌باشد، بنابراین قیمت بورس کالای شیکاگو به عنوان مرجع قیمت جهانی، باید اثر معنی‌داری بروی قیمت بورس کالای ایران داشته باشد. اما نکته‌ای که در جدول 6 قابل توجه می‌باشد، این است که تغییرات قیمت بازار آزاد ایران بروی تغییرات قیمت ذرت در بورس کالای ایران آز لحاظ آماری بی‌معنی شده است. در خصوص این موضوع چنین می‌توان استنتاج نمود که قیمت بورس کالای ایران عاملی برای تعیین قیمت بازار آزاد است، یعنی در کشف قیمت ذرت در بازار آزاد به قیمت بورس کالای ایران توجه می‌شود. برای آزمون این مسأله از علیت گرنجر استفاده می‌شود. نتایج جدول 7 نشان می‌دهد که بی‌معنی شدن قیمت ذرت بازار آزاد در جدول 6 به علیت برمی‌گردد، که تغییرات قیمت ذرت بورس کالای ایران علت گرنجری یکطرفه تغییرات قیمت ذرت بازار آزاد ایران می‌باشد.

در ادامه روند پژوهش به برآورد الگوی VAR پرداخته می‌شود. چون متغیرهای مورد بررسی دارای ریشه واحد می‌باشند، بنابراین در ابتدا به بررسی موجودیت بردار هم‌انباشتگی بین متغیر‌های مورد نظر پرداخته می‌شود. نتایج آزمون جوهانسون نشان داد که حداقل یک بردار هم‌انباشتگی در سطح 5% بین متغیرهای مورد نظر وجود دارد، بنابراین می‌توان از سطح متغیرها در برآورد الگوی VAR استفاده نمود. برآورد الگوی نیاز به تعیین وقفه بهینه دارد. برای تعیین وقفه به آماره‌های AIC، SC و HQ توجه می‌شود، که نتایج وقفه یک را برای الگو پیشنهاد دادند. در ادامه الگوی VAR با یک وقفه برآورد می‌شود. جدول 8 نشان دهنده نتایج الگوی VAR برآورد شده برای قیمت ذرت بورس کالای ایران می‌باشد. همانطور که نتایج نشان می‌دهد، قیمت ذرت بورس کالا و بازار آزاد ایران با یک وقفه اثرات معنی‌داری بروی قیمت تعیین شده در بورس کالای ابران دارند. برای بررسی ارتباط متقابل بین قیمت ذرت بورس کالای ایران و متغیرهای مورد نظر توابع واکنش به ضربه مورد بررسی قرار می‌گیرد.

شکل 3 نشان‌دهنده واکنش قیمت ذرت بورس کالا به یک واحد شوک به انذازه یک انحراف معیار از طرف قیمت ذرت بازار آزاد و بورس کالای شیکاگو، نرخ ارز و قیمت نفت خام ایران می‌باشد. نتایج نشان می‌دهد تعدیل شوک وارد شده از طرف بورس کالای شیکاگو به قیمت ذرت بورس کالای ایران، نیاز به وقفه‌های زیادتری نسبت به دیگر متغیرهاست. شوک‌های وارده از طرف قیمت بازار آزاد ذرت و نفت خام به قیمت ذرت بورس کالا، ابتدا روند افزایشی داشته که با گذشت زمان این روند حالت نزولی به خود می‌گیرد. شوک وارد شده از طرف نرخ ارز نیز اثرات کمتری نسبت به دیگر متغیرها در قیمت ذرت بورس کالای ایران دارد. نتایج تجزیه واریانس قیمت ذرت بورس کالای ایران نشان می‌دهد که بیشترین نقش در اجزای اخلال در وقفه‌های اولیه بر عهده قیمت ذرت بورس کالای ایران می‌باشد که به مرور زمان از نقش قیمت ذرت بورس کالای ایران کاسته شده و دیگر متغیرها از جمله قیمت نفت خام و قیمت ذرت بازار آزاد و بورس کالای شیکاگو وارد عمل می‌شوند. نرخ ارز اثر زیادی بروی اجزای اخلال قیمت ذرت بورس کالای ایران ندارد.

نتیجه‌گیری و پیشنهادات

ذرت از رونق بسیار خوبی در بورس کالای ایران برخوردار بوده و همواره عرضه وتقاضای مستمری در بورس کالای ایران داشته است. با توجه به نتایج مشخص می‌شود که بورس کالای ایران در کنترل نوسانات قیمت ذرت نسبت به بورس کالای شیکاگو موفق عمل نکرده است، که علت آن می‌تواند استفاده بورس کالای شیکاگو از قراردادهای آتی و اختیار معامله باشد. تغییرات قیمت نفت خام ایران اثر معنی‌داری روی تغییرات قیمت ذرت بورس کالای ایران نداشته‌ است که می‌تواند منعکس کننده عدم تأثیرپذیری قیمت‌گذاری ذرت از قیمت نفت باشد. در خصوص عدم معنی‌داری تغییرات قیمت ذرت بازار آزاد ایران نیز این چنین برداشت می‌شود که عمده اثرپذیری قیمت ذرت معامله شده در بورس کالا از خارج از کشور می‌باشد که بخاطر وارداتی بودن این محصول می‌باشد. با توجه به نتایج حاصله و با توجه به تعداد معامله‌گر و حجم معاملات در بورس کالای ایران پیشنهاد می‌شود که برای کنترل نوسانات قیمتی تعداد عرضه‌کنندگان و تقاضاکنندگان در بورس کالا افزایش بیابد. برای این کار باید سیاست‌های دولت و شرکت بورس کالای ایران در راستای ایجاد و ترویج فرهنگ معامله در بورس کالای کشاورزی در بین کشاورزان ‌باشد. بورس کالای ایران باید تبلیغات گسترده‌ای در زمینه آشنایی کشاورزان با بورس کالای ایران داشته باشد. همچنین ذرت در بورس کالای ایران فقط به صورت نقدی، نسیه و سلف معامله شده است، همانطور که مطالعات بسیاری وجود دارد که نشان می‌دهد که ابزار مشتقه باعث کاهش نوسانات می‌شود، بنابراین اضافه کردن قراردادهای آتی و اختیار معامله به بورس کالای ایران و رونق بخشیدن به این معاملات می‌تواند نقش اساسی در کارایی بورس کالای ایران و کاهش نوسانات قیمتی ذرت داشته باشد.

منابع

1-       Balcombe, K. )2009(. The Nature and Determinants of Volatility in Agricultural Price. MPRA Paper, NO. 24819.

2-       Bera, A.K. and Higgins, M. L. )1993(. ARCH Models: Properties, Estimate and Testing. Journal of Economics Surveys, Vol. 7, No.4, 307-366.

3-       Bollerslev, T. )1986(. Generalized autoregressive conditional Economic Review, Federal Reserve Bank of Kansas City, 79(3),pp. 27-38. Empir Econ DOI 10.1007/s00181-010-0377-4 heteroskedasticity. J Econ 31:307–327.

4-       Bollerslev, T., Chou, R. Y. and Kroner, K. F. )1992(. ARCH Modeling in Finance; A Selective Review of the Theory and Empirical Evidence. Journal of Econometrics 52, 5-59.

5-       Bollerslev, T., Engle, R. F. and Nelson, D. B. )1994(. ARCH Models, in R.F. Engle and D. McFadden (eds.). Handbook of Econometrics, Volume IV, North-Holland, Amsterdam.

6-       Chen, L. )2009(. The Effect of China's RMB Exchange Rate Movement on Its Agricultural Export: A Case Study of Export to Japan. Contributed Paper prepared for presentation at the International Association of Agricultural Economists Conference, Beijing, China, August 16-22.

7-       Diebold, F. X. and Lopez, J. A. )1996(. Modeling Volatility Dynamics, in K. V. Hoover (ed.), Macroeconometrics: Developments, Testing and properties. Kluwer Academic press, Boston, MA, 427-472.

8-       Engle R. )1982(. Autoregressive conditional heteroscedasticity with estimates of the variance of U.K. inflation. Econometrica 50:987–1008

9-       Hagigat, J and Hossainpour, r. 2010. Effect of exchange rate Transition on export price Raisin in Iran. Journal of Economic Sciences. 9(1):34-54.

10-       Hazhabr Kiani, K and Nikegbali, S. 2000. Effect of exchange rate imbalances in the supply of agricultural products of export. Journal of Economic Research. 56: 39-53.

11-       Hosseini, S and Abedi, S. 2007. Assessment of market components and government policies in determining the price of corn in Iran. Agricultural Economics. 1(1): 21-34.

12-       Jordan, H. Grove, B. Jooste, A. Alemu, ZG. )2007(. Measuring the Volatility of Certain Crops in South Africa Using the ARCH/GARCH Approach. Agrekon, vol46, NO 3, 306-322.

13-       Liefert, W. and Persaud, S. )2009(. The Transmission of Exchange Rate Changes Agrcultural Prices. Economic Research Service.

14-       Nazlioglu S. )2011(. World oil and agricultural commodity prices: Evidence from nonlinear causality. Energy Policy 39: 2935–2943.

15-       Nazlioglu, S. Soytas, U. )2011(. World Oil Price and Agricultural Commodity Price: Evidence an Emerging Market. Energy Economics, NO 33, 488-496.

16-       Pasban, F. 2004. The impact of oil price volatility on agricultural production in Iran. Journal of Economic.136-117.

17-       Pietola, K., Liu, X. and Robles, M. )2010(. Price, Inventories and Volatility in the Global Wheat Market. IFPRI Discussion Paper, 00996.

18-       Piry, M., Javdan, A and Dizaji, S. 2009. The effect of fluctuations in oil exports on the growth of the agricultural sector in Iran. Economic and agricultural development. 25(3), 275-283.

19-       Rosson, C.P. )2009(. Discussion: Exchange Rates, Energy Policy and Outcomes in Agricultural Markets. Journal of Agricultural and Economics, 41(2): 529-530.

20-       Sekhar, C.S.C. )2003(. Price Formation in World Wheat Markets Implications for Policy. Journal of Policy modeling, 25, 85-106.

21-       Sims, Ch., Stock, J. and Watson, M.. )1990(. Inference in Linear Time Series Models with Some Unit Roots. Econometrica. Vol 58, No 1, 113-1

22-       Sims, Ch.. )1980(. Macroeconomics and Reality. Econometrica, Vol 48, No 1, 1-48.

23-       Yeboah, O., Shaik, S. and Allen, A. )2009(. Exchange Rates Impacts on Agricultural Inputs Prices using VAR. Journal of Agricultural and Applied Economics, 41,2:511–520.

 

پیوست

 

 

شکل 1: نمودار قیمت ذرت در بورس و بازار آزاد ایران و بور کالای شیکاگو

 

 

 

شکل2: نمودار نوسانات تغییرات قیمت ذرت

 

 

شکل 3: تابع واکنش به ضربه قیمت ذرت بورس کالا به شوک وارده از طرف قیمت ذرت بازار آزاد و بورس شیکاگو، نرخ ارز و قیمت نفت خام

 

 

جدول 1: مشخصات آماری قیمت ذرت

آماره	قیمت ذرت بورس کالای ایران	قیمت ذرت بازار آزاد ایران	قیمت ذرت بورس کالای شیکاگو
میانگین	3241.052	3293.282	1946.341
بیشترین قیمت	5517.778	5494	3481.125
کمترین قیمت	2186	2179	1167.639
انحراف معیار	939.47	988.135	637.078

مأخذ: یافته‌های تحقیق 

 

 

جدول 2: فرآیند تشکیل قیمت ذرت بورس کالای ایران ARIMA((3,5,6),1,(3,5,6))

متغیر	ضریب	آماره t	احتمال
تغییرات قیمت ذرت در وقفه سوم (AR(3))	0.343-	4.443-	0.000
تغییرات قیمت ذرت در وقفه پنجم (AR(5))	0.596	5.846	0.000
تغییرات قیمت ذرت در وقفه ششم (AR(6))	0.278-	4.454-	0.000
اجزای اخلال تغییرات قیمت ذرت در وقفه سوم (MA(3))	0.366	5.420	0.000
اجزای اخلال تغییرات قیمت ذرت در وقفه پنجم (MA(5))	0.530-	6.248-	0.000
اجزای اخلال تغییرات قیمت ذرت در وقفه ششم (MA(6))	0.536-	7.651-	0.000
R2=0.12            AIC= 12.650            SC=12.767

مأخذ: یافته‌های تحقیق

جدول 4: نتایج تخمین الگوی GARCH(1,1) تغییرات قیمت ذرت بورس کالای شیکاگو

متغیر	ضریب	آماره z	احتمال
معادله میانگین
تغییرات قیمت ذرت در وقفه پنجم (AR(5))	0.231-	2.894-	0.003
معادله واریانس
عرض از مبدأ (C)	834.446	1.089	0.276
مجذور جزء اخلال با یک وقفه2(t-1ε)	0.196	2.663	0.007
جزء ناهمسان جزءاخلال با یک وقفه(ht-1)	0.767-	8.546	0.000
R2=0.599       AIC= 12.031       SC=12.109

مأخذ: یافته‌های تحقیق 

 

 

جدول 5: نتایج آزمون آماری برابری میانگین و واریانس نوسانات تغییرات قیمت ذرت در بورس کالا و

 بازار آزاد ایران

متغیر	نوع آزمون	مقدار آماره	احتمال
میانگین H0: μpb=μpm))	t-test	0.019	0.985
	Anova F-test	0.019	0.985
واریانس H0: Varpb=Varpm))	F-test	1.045	0.785
	Siegel-Tukey	0.306	0.759

مأخذ: یافته‌های تحقیق

 

 

جدول 6: نتایج برآورد تغییرات قیمت ذرت بورس کالای ایران با استفاده از روش OLS

متغیر	ضریب	آماره t	احتمال
تغییرات نرخ ارز	0.372	3.554	0.000
تغییرات قیمت نفت خام ایران	0.000	0.803	0.423
تغییرات قیمت ذرت بازار آزاد ایران	0.108-	1.602-	0.111
تغییرات قیمت ذرت بورس کالای شیکاگو	0.233-	2.604-	0.010
تغییرات قیمت ذرت در وقفه سوم (AR(3))	0.257-	3.423-	0.000
تغییرات قیمت ذرت در وقفه پنجم (AR(5))	0.596	6.378	0.000
تغییرات قیمت ذرت در وقفه ششم (AR(6))	0.227-	3.345-	0.000
اجزای اخلال تغییرات قیمت ذرت در وقفه سوم (MA(3))	0.351	6.195	0.000
اجزای اخلال تغییرات قیمت ذرت در وقفه پنجم (MA(5))	0.487-	6.703-	0.000
اجزای اخلال تغییرات قیمت ذرت در وقفه ششم (MA(6))	0.573-	8.814	0.000
R2=0.23            AIC= 12.579            SC=12.794

مأخذ: یافته‌های تحقیق

 

جدول 7: نتایج آزمون علیت گرنجر

فرضیه H0	مقدار آماره F	احتمال
تغیییرات قیمت ذرت بورس کالا علت گرنجری تغییرات قیمت بازار آزاد نمی‌باشد.	0.238	0.916
تغیییرات قیمت ذرت بازار آزاد علت گرنجری تغییرات قیمت بورس کالا نمی‌باشد.	3.347	0.011

مأخذ: یافته‌های تحقیق 

جدول 8: نتایج برآورد الگوی VAR قیمت ذرت بورس کالای ایران

متغیر مستقل                                      متغیر وابسته	قیمت ذرت بورس کالای ایران	مقدار آماره t
عرض از مبدأ	457.43-	1.02-
قیمت ذرت بورس کالای ایران با یک وقفه	*0.77	21.75
قیمت ذرت بازار آزاد ایران با یک وقفه	*0.17	4.08
قیمت ذرت بورس کالای شیکاگو با یک وقفه	0.06	1.47
نرخ ارز با یک وقفه	0.05	1.05
قیمت نفت خام ایران با یک وقفه	0.00	0.00
R2=0.98      AIC= 12.51       SC=12.62         F-Statistic=1834.38

مأخذ: یافته‌های تحقیق ، * معنی‌دار در سطح 5%

 

Analysing the Effective Factors of Corn Price in Iran Mercantile Exchange

 

Abstract

Corn is cultivated widely either in world and Iran because of its high consumption, quality and nutritional value and according to these it’s named as the king of agricultural products. The agricultural products market in Iran has always been faced with many limitations and structural problems which are almost due to the inefficient structure of this market and lack of modern economic tools. Hence, Iran Mercantile Exchange debuted to control the price volatility of exchanged goods as one of its goals. This study analyses and compares the price volatility of corn in Iran Mercantile Exchange withthe domestic traditional market and Chicago Mercantile Exchange. Therefore, weekly prices of corn since March 2010 till December 2011 are used to analyze the interactions between the prices of corn in traditional market, Iran Mercantile Exchange, Chicago Mercantile Exchange, the exchange rate and crude oil prices by applying the OLS, ARCH and VAR methods. Also the interactions of these variables are analyzed. According to the resultsthere is no significant difference between the fluctuations of changes in corn prices in Iran Mercantile Exchange and domestic traditional market, but the intensity of fluctuations in corn prices in Iran Mercantile Exchange is more than the domestic traditional market. The exchange rate has significant effect on the corn prices. However, the crude oil prices had no significant effect. So using the derivative instrument in Iran Mercantile Exchange will help to reduce the fluctuation of the corn price in Iran.

JEL Classification: E31, Q11, Q13.

Keywords: Exchange Rate, GARCH, Impulse Response Function, VAR.

---

[1]  Jordan, H. et al. 2007.

[2]  SAFEX (South African Future EXchange)

[3]  Autoregressive Conditional Heteroscedasticity

[4]  Autoregressive Moving Average

[5]  Ordinary Least Square

[6]  Generalized Autoregressive Conditional Heteroscedasticity

[7]  Independently and Identically Distributed (IID)

[8] Autoregressive

[9]  Simultaneous Equations model

[10]  Dynamic Simultaneous Equations Model

[11]  Endogenous

[12]  Exogenous

[13]  Unrestricted Reduced Form

[14]  Chicago Mercantile Exchange

---