Measuring the Effect of Oil Prices on Wheat Futures Prices

33
1 Measuring the Effect of Oil Prices on Wheat Futures Prices* Phillip A. Cartwright 1 Professor of Economics ESG Management School 25, rue Saint Ambroise 75011 Paris FRANCE Natalija Riabko Market Analyst Market Studies Department FranceAgriMer 12 rue Henri RoiTanguy 93555 MontreuilsousBois cedex FRANCE Abstract This research is part of an ongoing program focused on understanding the relationships between energy prices and prices of food commodities. Acknowledging the many empirical tests of efficient markets, this study lends insight into the empirical validity of reverse regressions hypothesizing that spot prices today help to predict forward rates in the future. The study is interesting for reasons of economics and political science and well as for the statistical implications. This paper analyzes empirically the possible relationship between wheat futures prices and spot oil prices considering the importance of the effects of temporal aggregation and alternative model specification for the understanding of the empirical relationships between the two markets (e.g., wheat and oil). Evidence relevant to this analysis indicates that model specification and time series aggregation over daily, weekly and monthly aggregations will most certainly influence standard errors on parameter estimates as standard errors are likely to increase with aggregation. Therefore, tratios are likely to change as well. Further, while goodnessoffit measures might increase with aggregation, forecast accuracy with macrolevel aggregations might deteriorate owing to information loss. The results indicate the presence of contemporaneous causality between the variables of interest, however, the presence of strict causality is mixed and the results do vary with units of time aggregation. From an economics perspective, these results suggest that wheat and oil prices are interrelated, but the extent of these relationships depends on model specification and data aggregation. Hence, policies with implications for energy of wheat commodity prices such as oilforfood programs should take account of these relationships. Key Words: wheat prices, crude oil prices, temporal aggregation, causal structure, forecasting JEL Classifications: Q1, Q4, G1, D4, C1 1 Corresponding author: Professor Phillip A. Cartwright, ESG Management School, 25 rue Saint Ambroise, 75011, Paris, France. Email: [email protected]. Natalija Riabko, DBA, is Market Analyst, France AgriMer, Paris, France. Email: [email protected]. * The authors wish to thank James L. Smith, Southern Methodist University; C.F. Lee, Rutgers University; Octavio Escobar, ESG Management School; Ted Bos, University of AlabamaBirmingham; and Josse Roussel, Université Paris Dauphine for helpful comments and criticisms.

Transcript of Measuring the Effect of Oil Prices on Wheat Futures Prices

1  

 

Measuring the Effect of Oil Prices on Wheat Futures Prices* 

   Phillip A. Cartwright 1       Professor of Economics                                                                                                                       ESG Management School                                                          25, rue Saint Ambroise    75011 Paris                                                                                  FRANCE                                     

                                                                                           

   Natalija Riabko      Market Analyst                                                                                                 Market Studies Department                                            FranceAgriMer    12 rue Henri Roi‐Tanguy     93555 Montreuil‐sous‐Bois cedex       FRANCE                                                                                                                                                                                                  

Abstract 

This  research  is part of  an ongoing program  focused on understanding  the  relationships between 

energy prices and prices of food commodities.   Acknowledging the many empirical tests of efficient 

markets, this study lends insight into the empirical validity of reverse regressions hypothesizing that 

spot prices today help to predict forward rates in the future.  The study is interesting for reasons of 

economics  and  political  science  and well  as  for  the  statistical  implications.    This  paper  analyzes 

empirically the possible relationship between wheat futures prices and spot oil prices considering the 

importance  of  the  effects  of  temporal  aggregation  and  alternative  model  specification  for  the 

understanding of the empirical relationships between the two markets (e.g., wheat and oil).

Evidence relevant to this analysis indicates that model specification and time series aggregation over daily, weekly and monthly aggregations will most certainly  influence standard errors on parameter estimates as standard errors are  likely to  increase with aggregation. Therefore, t‐ratios are  likely to change as well.   Further, while goodness‐of‐fit measures might  increase with aggregation,  forecast accuracy with macro‐level aggregations might deteriorate owing to information loss.   The  results  indicate  the presence of contemporaneous causality between  the variables of  interest, 

however,  the  presence  of  strict  causality  is  mixed  and  the  results  do  vary  with  units  of  time 

aggregation.  From  an  economics  perspective,  these  results  suggest  that wheat  and  oil  prices  are 

interrelated,  but  the  extent  of  these  relationships  depends  on  model  specification  and  data 

aggregation. Hence, policies with implications for energy of wheat commodity prices such as oil‐for‐

food programs should take account of these relationships. 

Key Words: wheat prices, crude oil prices, temporal aggregation, causal structure, forecasting 

JEL Classifications: Q1, Q4, G1, D4, C1 

 

                                                            1 Corresponding author: Professor Phillip A. Cartwright, ESG Management School, 25 rue Saint Ambroise, 75011, Paris, France. Email: [email protected]. Natalija Riabko, DBA, is Market Analyst, France AgriMer, Paris, France. Email: [email protected]. * The authors wish to thank James L. Smith, Southern Methodist University; C.F. Lee, Rutgers University; Octavio Escobar, ESG Management School; Ted Bos, University of Alabama‐Birmingham; and Josse Roussel, Université Paris Dauphine for helpful comments and criticisms. 

2  

 

1. Introduction 

 

The primary purpose of this paper is too lend insight into the empirical validity of reverse regressions 

hypothesizing that spot prices today help to predict forward rates in the future and the importance 

of  temporal  aggregation  in  estimating  such  relationships.    The  study  is  interesting  for  reasons  of 

economics and political science as well as for econometrics and statistics. It is generally understood 

that fluctuations in oil prices can endanger economic and political stability. Following Posner (2013), 

these effects can be exacerbated  to  the extent  that  they are  related  to other commodities prices, 

particularly those of food commodities.   Hypothesizing transmission of effects from energy markets 

to food commodity prices seems perfectly reasonable given the importance of energy as an input to 

the  growing, harvesting  and  transportation  costs.    Such  cross‐market  fluctuations  are  likely  to be 

particularly  destabilizing  for  net  importers  of  agricultural  commodities  including  Middle  Eastern 

countries which import large quantities of wheat and corn. It is well known that the Middle East is of 

critical importance for global oil production. It also imports a third of globally traded cereals. Middle 

Eastern states consider food imports a strategic liability (Woertz, 2013).  

 

As this research is focused on analyzing empirically the possible effects of oil prices on wheat futures 

contract prices at a future point  in time and to consider the effect of temporal aggregation on any 

such  relationship,  the paper does not  seek  to directly  address  the  issues  concerning  efficiency of 

markets  nor  does  it  take  on  the  task  of  determining  price  response  to  “fundamentals”  such  as 

weather as  in  the work by Pindyck  (2001) or Roll  (1984). Further, while commodity prices  such as 

wheat and oil exhibited considerable volatility over the period of study (for example, the price of oil 

rising  from 70 USD  in   2006  to over 140 USD  in 2008, declining  to  just under 40 USD  in 2009 and 

rising  to near 110 USD  in 2011),  this work does not address  the possible  rolls of basic  supply and 

demand shifts versus the roll of speculation (Knittel and Pindyck, 2013). 

 

Earlier work has focused on the relationship between the energy sector and agricultural commodities 

has been published by Baffles  (2007), Muhammad and Kebede  (2009) and Saghaian  (2010). Baffels 

3  

(2007) reports that among non‐energy commodities, oil prices have the highest pass‐through to food 

commodities and fertilizers.  Muhammed and Kebede (2009) find that the emerging ethanol market 

has  integrated  oil  and  corn  prices.  Saghaian  (2010)  using  time‐series  and  directed  graph  theory 

approaches, finds a correlation between oil and commodity prices, but the evidence of a (Granger) 

causal  link  is mixed.    In  a  different,  but  related  context,  Roberts  and  Schlenker  (2013)  estimate 

elasticities  for  caloric  energy  from  the most prominent  food  commodities  and  consider price  and 

quantity implication arising from the expansion of ethanol demand. 

 

Temporal  aggregation  has  been  a  frequent  topic  of  past  and  recent  research  in  economics  and 

finance.   Problems of temporal aggregation arise frequently  in economics and econometric analysis 

as a consequence of using macro or aggregated data to estimate underlying micro, or disaggregate 

relationships.  Results  from  research  indicate  that  effects  of  temporal  aggregation  can  adversely 

impact statistical estimation, inference and dynamic lag structures.  Evidence relevant to this analysis 

(Zellner and Montmarquette, 1971; Engle, R.F. and Liu, T.C., 1972; Rowe, 1976; Cartwright and Lee, 

1987; Marcellino,  1999;  Silvestrini  and  Veredas,  2005)  indicates  that  time  series  aggregation will 

most  certainly  influence  standard  errors  on  parameter  estimates  as  standard  errors  are  likely  to 

increase with  aggregation.  Therefore,  t‐ratios  are  likely  to  change  as well. While  goodness‐of‐fit 

measures might  increase with aggregation,  forecast accuracy with macro‐level aggregations might 

deteriorate  owing  to  information  loss  due  to  the  averaging  of  observations  associated  with  an 

underlying  micro‐level  structure.    Generally,  the  results  show  adverse  effects  of  temporal 

aggregation on statistical estimation, inference and on dynamic lag structures.   

 

Following Silvestrini and Veredas  (2005), aggregation of  time series raises many  issues relevant  for 

the practitioner. For example, if a time series can be characterized by a particular specification at one 

level  of  aggregation, what  is  the  correct  specification  at  an  alternative  aggregation?  If  data  are 

available  at  both  micro  and  macro  levels  of  aggregation,  which  series  should  be  modeled?  If 

information loss owing to aggregation is of concern, how best measure the information loss? 

 

4  

Following  this  Introduction,  Section  2  provides  a  description  of  the  data.  In  order  to  develop 

understanding  of  the  consequences  of  aggregation when modeling  commodities  futures  contract 

price data, models are estimated and evaluated at increasingly higher levels of temporal aggregation; 

daily, weekly and monthly. Section 3  reports  results  from  feasible generalized  least squares  (FGLS) 

modeling. Models are estimated excluding and  including  the  spot oil price.  In addition,  the model 

including the oil price is estimated using a random coefficient framework (Swamy, 1970).  Following 

the early work of Cartwright and Lee (1987), analysis is made based upon aggregation and estimated 

basic errors of the coefficients.   

 

Section  4  addresses  issues  of  time  series  dynamics  and  causality.  In  order  to  gain  further 

understanding of model estimation and performance, a time series approach  is applied to the data 

for  the  U.S.  and  France.  The  results  for  GARCH  applications  at  the  daily,  weekly  and  monthly 

aggregation  levels  are  reported  including  diagnostics  and  forecast measures.  The  summary  and 

conclusions from the empirical work appear in the final section. 

 

2.  Data 

Data are collected on futures wheat contract price and spot prices for the United States and France. 

These markets are considered to be the largest for which reliable market data are available on a daily 

weekly and monthly basis. .  

 

Data are  collected on a daily basis beginning on 1  January 2006  through 31 December 2011. This 

period was chosen so as to begin  the analysis prior to the onset of the  financial crisis beginning  in 

2008 and ending with  the  final period of availability. The empirical analysis  is based on  the daily, 

weekly and monthly FOB prices for U.S. Soft Red Winter (Gulf ports), and French Soft Wheat (Rouen) 

as well as on the corresponding products futures prices.   All the price series are quoted  in nominal 

USD per ton. The US daily spot prices and U.S. daily futures rates were taken from the International 

Grain Council (IGC) data base which corresponds to Eurostat data. The French daily spot prices and 

5  

French daily  futures prices were  taken  from  the  International Grain Council  (IGC) data base which 

also corresponds to Eurostat data.   

 

The ICE Brent Crude daily spot rates and daily futures rates were taken from the International Grain 

Council (IGC) data base which corresponds to International Exchange (ICE) data. The ICE Brent Crude 

Futures contract  is a deliverable contract based on EFP delivery with an option to cash settlement. 

Data  have  been  aggregated  from  daily  data  (n=1538)  to weekly  (n=308)  and monthly  data  series 

(n=68) in order to guarantee correspondence between the series over time. 

 

 

3. Basic and Random Coefficient Models 

 

3.1 Basic and Extended Models 

 

Since the 1970s, empirical research on  financial markets behavior and performance has emphasized  

the efficient market hypothesis, which states that given a particular financial contract with developed 

forward and spot markets, the forward price reflects all  information possessed by persons active  in 

that market. Therefore, in an open market, the forward price should be an unbiased predictor of the 

future spot price (Dornbusch, 1976).  Empirical tests of this relationship take the form of a regression  

       1)   )()()( kttfkts k  

where  

s (t) = the spot price on contracts of wheat at period t 

f (t) = the average of the 30‐day forward contract price recorded at period t‐1 

               ε (t) = error disturbance assumed distributed normal and independently with zero mean  

  variance  σ2 

  k  number of periods into the future from the time period t. 

   

The efficient market hypothesis  implies  that  the estimate of  the  constant  term  is not  significantly 

different from zero and the estimate of β is not significant different from 1.0. 

6  

 

Note that  f k(t) is 30‐day forward price. Weekly and monthly data series were constructed from daily 

data averaging not only time intervals taking into account multiple contracts week‐ends and  trading 

holidays. 

 

In this paper, interest is in the reverse regression, i.e. 

 2 )  )()()( kttsktf k

or more generally, interest is in the model 

 

2’)  )(')(')('')( ktttsktf k  

where  

f (t) = the average of the 30‐day forward contract price recorded at period t 

s (t) = the spot price on contracts of wheat at period t 

o (t) = the spot price for oil  (Brent) at period t 

               ε  (t)  =  error  disturbance  assumed  distributed  normal  and  independently with  zero mean 

variance  σ2 

                k  number of periods into the future from the time period t. 

 

 

A precedent for such reverse regressions has been established in exchange rate models by Campbell 

and Shiller  (1987), Engel and West  (2005), and Chen, Rogoff and Rossi  (2008).   Fundamentally, 2) 

points to the notion that today’s market state (and past realizations in the dynamic case considered 

below)  effects  the  forward‐looking  variable.  More,  technically,  the  idea  is  that  the  price  today 

reflects  expectations  of  future  changes  in market  conditions,  so  it  should  be  a  useful  predictor.  

Moreover, in the context of this research, if contemporaneous or strict causality from the spot to the 

futures  market  is  owing  to  supply  chain  transmission  of  effects  from  energy  markets  to  food 

commodity prices,  the monthly unit of  aggregation  can be entertained  as    appropriate.  Following 

Chen,  Rogoff  and  Rossi  (2008),  it  is  recognized  that  endogeneity  problems  in  such models make 

sorting out of the dynamic causality difficult, if not impossible, and parameter instability exacerbates 

the statistical problems. In this paper, alternative methods and specifications are applied in an effort 

7  

to gain insight into the issues of aggregation, acknowledging that the issues of causal interpretation 

are not resolved. 

 

3.1.1 Daily Data 

United States 

The daily futures contract price data for the United States are shown in Figure 1. The spot price data 

is plotted  in  Figure 2.  For  the U.S.  futures market,  the  results of  the basic model  show  a Durbin‐

Watson  statistic  of  .071  indicating  the  presence  of  first‐order  autocorrelation  justifying  the 

application of  feasible generalized  least  squares  (FGLS) using  the STATA prais command  (Prais and 

Winsten, 1954).   

 

 

Figure 1. U.S., Wheat Futures Price, Daily, 2006 – 2011 

$/mton 

 

            Time 

 

 

 

 

 

 

Figure 2. U.S., Wheat Spot Price, Daily, 2006‐2011 

8  

$/mton 

 

                     Time 

 

The FGLS results show the spot price for wheat at (t)  is significant.   The specification  is extended to 

include the spot oil price as an exogenous variable. The Brent oil spot price data are plotted in Figure 

3. Estimation of Equation 2’ yields promising results, but the presence of autocorrelation as indicated 

by  the  Durbin‐Watson  statistic  of  .070  suggests  the  application  of  the  FGLS  procedure.    In  this 

specification,  the  estimated  value  for  the  coefficient  on  the  wheat  spot  is  significant, while  the 

coefficient on the spot oil price is clearly insignificant. 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Figure 3. Brent Oil Spot Price, Daily, 2006 ‐ 2011 

9  

$/bbl 

             

Time  

 

 

France 

Following  precisely  the  same  procedures  as  those  adopted  for  the  U.S.  data,  the  models  are 

estimated using data for the French market. The daily futures prices for France are plotted in Figure 

4.  Spot  price  data  are  shown  in  Figure  5. OLS  results  for  the  basic model  yield  a Durbin‐Watson 

statistic of  .047, and  the FGLS procedure  is applied as above. The results show  that  the coefficient 

estimate for the wheat spot price is insignificant.  Again, as above, the model is extended to include 

the oil price variable.   

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Figure  4 . France, Wheat Futures Price, Daily, 2006 ‐2011 

$/mt  

10  

                  Time 

Figure 5. France, Wheat Spot Price, Daily, 2006‐2011 

$/mton 

Time 

For  specification  2’)  the  autocorrelation‐corrected model  shows  the  coefficient  estimates  on  spot 

wheat and oil are significant. The transformed Durbin‐Watson statistic  indicates that the first‐order 

serial correlation has been mitigated. 

 

 

 

 

 

3.1.2 Weekly Data 

11  

 

United States 

 The U.S. data are aggregated to the weekly level on a calendar day basis. That is, the weekly data are 

aggregated  and  averaged  so  as  to  correspond  to  the  trading  days  in  the  daily  data  set.    The 

aggregated weekly  futures and spot price series are plotted  in Figures 6 and 7. The basic model of 

futures contract prices at t+k   as a function of spot wheat prices at t  is estimated and corrected for 

first‐order autocorrelation. The correction  is based on the Durbin‐Watson statistic of  .201 from the 

estimation of the initial specification indicating the presence of first‐order autocorrelation.  The FGLS 

results yield an insignificant estimate on the spot wheat price.  

 

Figure 6. U.S., Wheat Futures Price, Weekly, 2006‐2011 

$/mton 

 

                                                 Time 

 

 

 

 

 

 

 

 

12  

Figure 7.  U.S., Wheat Spot Price, Weekly, 2006‐2011 

$/mton 

 

          Time 

 

The basic model is extended to include the aggregated spot oil price, which is plotted in Figure 8. The 

estimation  yields  a  Durbin‐Watson  statistic  of  .236  indicating  the  presence  of  first‐order 

autocorrelation. The FGLS procedure  is applied.   The transformed regression yields an    insignificant 

result  for  the  estimated  spot  price  for  wheat,  but  the  coefficient  estimate  on  the  price  of  oil 

significant at the 99 percent confidence level. 

 

Figure 8. Brent Oil Spot Price, Weekly, 2006‐2011 

$/bbl 

                                         Time 

 

France 

13  

The  weekly  futures  prices  and  weekly  spot  prices  for  France  are  shown  in  Figures  9  and  10, 

respectively. The basic model of futures contract prices as a function of spot prices is estimated and 

the Durbin‐Watson  statistic of  .312    for  the untransformed model  indicates  the presence of  first‐

order autocorrelation. The FGLS procedure  is applied. In sharp contrast to the daily results, and the 

results  for  the U.S.  data,  the  coefficient  estimate  for  spot wheat  is  significant  at  the  99  percent 

confidence level. 

 

Figure  9. France, Wheat Futures Price, Weekly, 2006‐2011 

$/mton 

 

Time 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Figure 10.  France, Wheat Spot Price, Weekly, 2006‐2011 

14  

$/mt 

 

Time 

 

The model  is  extended  to  include  the  oil  price  variable. While  the  initial  results  from  the model 

appear  promising;  the  presence  of  autocorrelation  as  indicated  by  the Durbin‐Watson  statistic  of 

.314 suggests application of the FGLS procedure.  In contrast to the case using daily data and the U.S. 

weekly data, both of  the  coefficient estimates  for  the  spot price  variable  and  the oil  variable  are 

significant  at  the  99  percent  confidence  level.  The  standard  errors  of  the  estimates  have  also 

increased markedly as predicted by theory and shown in Table 1.  

 

3.1.3 Monthly Data 

 

United States 

The U.S. monthly futures and spot prices are shown in Figure 11 and Figure 12, respectively. The spot 

oil  price  data  are  plotted  in  Figure  13.  Estimation  of  the  initial  specification  indicates  first‐order 

autocorrelation with the Durbin‐Watson statistic of  .841.   

 

 

 

 

Figure 11. U.S., Wheat Futures Price, Monthly, 2006‐2011 

15  

$/mton 

 

Time 

 

Figure 12. U.S., Wheat Spot Price, Monthly, 2006‐2011 

$/mton 

 

Time 

 

 

 

 

 

 

Figure 13. Brent Oil Spot Price, Monthly, 2006‐2011 

$/bbl 

16  

Time 

 

The estimated  FGLS model  coefficient on  spot wheat  is positive  and  significant  at  the 90 percent 

confidence  level.   The coefficient estimate was also significant at the daily  level, but  insignificant at 

the  weekly  level  of  aggregation.  The  model  including  the  oil  price  variable  shows  coefficient 

estimates  significant  at  the  99  percent  confidence  level.  The  standard  errors  for  the  estimated 

coefficient  for  the  spot  wheat  and  oil  prices  are  systematically  larger  with  increasing  levels  of 

aggregation as is goodness‐of‐fit measured by the adjusted R2 confirming theory‐based expectations.  

 

 

 France 

The monthly data for France, futures prices and spot prices are plotted  in are plotted  in Figures 14 

and 15.  Based upon the previous results, the presence of first‐order autocorrelation is indicated by 

the Durbin‐Watson Statistic of  .841,  so  the model  is  re‐estimated using  the FGLS procedure.   The 

coefficient  on  the  spot  wheat  price  is  significant  at  the  99  percent  confidence  level  and  the 

magnitude of  the  coefficient estimate  is  significantly  larger  in magnitude  relative  to  the daily and 

weekly models.   Temporal aggregation of  the data has significant  implications  for model  results.  It 

appears  that  the  level  of  smoothing  achieved  by  aggregating  the  data  for  France  achieves 

significantly better model performance.  

 

 The model  including  the  spot oil price performs extremely well overall. The parameter coefficient 

estimates  for  the  spot wheat  and oil  are  significant  at  the  99  and  90    percent  confidence  levels, 

17  

respectively. Again, consistent with previous, the standard errors of the estimated coefficient for the 

spot wheat and oil prices are systematically  larger with  increasing  levels of aggregation, confirming 

theory‐based expectations. Further, it is notable that the  adjusted R2   for  the  transformed  FGLS 

model of .917  is also markedly higher than models estimated at the daily and weekly levels.  

 

 

Figure 14. France, Wheat Futures Price, Monthly, 2006‐2011 

$/mton 

 

Time 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

Figure 15. France, Wheat Spot Price, Monthly, 2006‐2011 

$/mton 

18  

 

Time 

 

3.2 Random Coefficient Model 

 

3.2.1 Daily Data 

In  this  section,  the  data  for  the  U.S.  and  France  are  pooled  in  order  to  estimate  the  random 

coefficient model as original proposed by Swamy (1970). The algorithm xtrc in STATA is used for this 

procedure.  It  is  hypothesized  that  there  exists  parameter  heterogeneity,  which  is  treated  as 

stochastic  variation.    For  purposes  of  this  research,  the  focus  is  on  testing  the  nonconstancy  of 

parameters over markets.  It might also be on  interest to test the model for constancy over time as 

well as groups for reasons which are evident based on the time series analysis below. The model as 

proposed by Hsiao (1974, 1975) might well be applied in future research.  A detailed discussion of the 

model can be found in Judge, et al.  (1985). 

 

The daily data are as above indicating the use of n=3016 (2 x 1508) covering the periods 2006 – 2011.                             

Based on the Wald test, the coefficients are jointly significant and the test of parameter constancy as 

proposed  by  Swamy  (1970)  confirms  randomness  in  the  parameter  estimates.  The  coefficient 

estimate  for  the  spot  oil  price  is  not  significant,  however.  Practically,  this  result  rejects  the 

homogeneity  of  the  combined  or  pooled market.  That  is,  under  the  assumption  of  one  efficient 

market,  the  expectation  is  that  the  parameters would  be  stable  indicating market  homogeneity. 

Given a priori knowledge of the autocorrelation based upon estimation of the single country models, 

19  

a time trend variable was introduced into the specification. This had marginal effect on the estimates 

of the coefficients for spot wheat and oil, but the estimate on the time trend, while small (.010)  is 

significant at the 99 percent confidence level. 

 

3.2.2 Weekly  Data 

 

The weekly  aggregated  data  are  as previously  indicated  and  n=608  (2  x304)  covering  the periods 

2006 – 2011.  Again, the estimate for the oil spot price is significant.  As is the case for the daily data, 

for the weekly model, based on the Wald test, the coefficients are jointly significant and the test of 

parameter  constancy  as  proposed  by  Swamy  (1970)  confirms  nonconstancy  of  the  parameter 

estimates.   While the spot wheat variable  is   significant 99 percent confidence  level the coefficient 

estimate for the spot price  is not significant.   As for the weekly data, a  linear time trend variable  is 

included. Addition of the trend variable does not substantially alter the results recorded without  it, 

however, the coefficient estimate is significant at the 1 percent significance level.  

 

3.2.3 Daily Data 

The  monthly  aggregated  data  are  as  previously  indicated  and  n=134  (2  x  67).  The  coefficient 

estimates  are  significant  at  the  90  percent  confidence  level  or  better  and  the  results  confirm 

nonconstancy of the parameters. 

 

The results to this point are summarized  in Table 1. To this point, the results suggest a relationship 

between the wheat futures price at period t+k and the spot wheat price at period t consistent with 

the  reverse  regression  specification. However,  this  relationship  varies  considerably with  temporal 

aggregation.  The  spot  oil  price  is  generally  significant  across  levels  of  aggregation.  These  results 

certainly  seem  to  confirm  the  results of Saghaian  (2010)  that  the markets are  correlated, but  this 

does not constitute a claim of causality. Moreover, the temporal aggregation interval is important in 

detecting any such relationship. Generally, temporal aggregation results in increased standard errors 

on  the  estimated  coefficients  and  impacts  the  goodness‐of‐fit.    It  is  noteworthy  that  there  is 

20  

considerable  statistical  heterogeneity  between  the  markets,  which  suggests  that  even  where  a 

correlation  between  futures  and  spot wheat  prices  is  detected,  the  correlation  is  not  necessarily 

stable over the U.S. and French markets. 

Table 1. Summary Temporal Aggregation Effects, U.S. and France, 2006-2011*

     

                              Daily  n=1508                  Weekly  n=304                      Monthly  n=68  United States 

β  δ  β  δ  β  δ       

Basic Model (FGLS) 

  .039**   (.021) 

   ‐.022  (.050) 

  .290*** (.093) 

       

Extended Model (FGLS) Adj R2           

 .039**  (.020)   .118 

  .020    (.078) 

‐.002 ( .048)   .085 

.638*** (.117) 

.311** (.093) 

.211 

.715*** (.286)   

     

                   France                   

Basic Model (FGLS)  

  .001   (.021) 

  .104*** (.046)  

  .772*** (.030) 

       

Extended Model (FGLS) Adj R2           

‐.002   (.021)    .046            

.032  (.044) 

.119*** (.044)  .074 

‐.154***   (.070) 

.760 *** (.029)  .812 

.125 *** (.067)     

     

Random Coefficient Model (Pooled) 

 .538 ***  (.054) 

.897*** (.389) 

.632*** (.038) 

.681 (.340) 

.700*** (.015) 

.171 (.174) 

     

 

*Standard errors are shown below the regression coefficient estimates in parentheses. **Indicates significance at the 10 percent level or better. ***Indicates significance at the 5 percent level or better.  

 

 

 

 

4. Dynamic Models  

21  

 

It  is well‐known  that  intertemporal effects  in  financial models are prevalent.  Intertemporal effects 

have been  recognized at  least  since  the work of Merton  (1976) and Black  (1976). As  these papers 

demonstrate the inadequacy of static models, this research extends the results above to estimate a 

dynamic formulation of 2’) shown in Equation3. 

3)  )('')('')('')1('')( ktttsktfktf kk

Where  f  (t+k‐1)  indicates the  lagged dependent variable at time t+k‐1.   The coefficient 0≥ <1 and 

the error term is assumed to have zero expectation and constant variance. 

 

The model  is well‐known  in economics and finance as a  lagged dependent variable (LDV) model, or 

more specifically, Equation 3) is a restricted form of the autoregressive distributed lag (ADL) in which 

the  specification above  implies an  infinite geometric  lag on  the variables  s(t) and o(t) based upon 

application of a Koyck (1954) transformation. A more detailed discussion of the infinite geometric lag 

is provided by Judge, Griffiths, Hill, Lütkepohl and Lee (1985).  

 

Based on the results above, there is reason a priori to expect autocorrelation in the residuals giving 

rise to  issues potentially more complex than those considered  in conjunction with the basic model.  

This  is  troublesome  as  the  estimates  are  likely  to be biased  and  inconsistent.  For  this  reason,  an 

alternative  approach  to  estimation,  GARCH,  is  applied.  Following  the  work  of  Engle  (2002)  and 

Bollerslev, Engle, and Nelson (1994), the MGARCH procedure  is applied to estimate the parameters 

the multivariate generalized autoregressive heteroscedastic model.  In this procedure the conditional 

variances are modeled as univariate generalized autoregressive conditionally heteroscedastic models 

and the covariances are modeled as nonlinear functions of the conditional variances (Engle, 2002). It 

is  believed  that  this  procedure  (STATA mgarch  dcc)  provides  sufficient  generality  or  flexibility  for 

purposes of this paper. While the models are estimated over alternative levels of aggregation, Drost 

and Nijman (1993) have shown that classical GARCH assumptions are not robust to the specification 

of the sampling interval.  Issues concerning time series modelling of commodity prices, and oil prices 

in particular, can be found in the papers by Chen and Lin (2014) and Bopp and Lady (1991).  

22  

 

4.1 Daily Data 

United States 

Applying  general  procedure  for  tie  series  methods,  the  autocorrelation  (ACF)  and  partial 

autocorrelation  functions  (PACF)  for  the  U.S.  futures  data  are  estimated  (Granger  and  Newbold, 

1986). The ACF shows significant values at long lags, while PACF exhibits a significant value at lag 1. 

The  clear  indication  is  that  the  futures data are non‐stationary and  the data  first‐differenced. The 

first‐differenced  series  is  shown  in  Figure  16  as  an  indication  of  the  behavior  of  the  differenced 

series. The ACF  for  the  first‐differenced data has a  significant value at  lag 1 and  the PACF decays 

rapidly.   

 

Figure 16.  First Differences, U.S., Wheat  Futures Prices, Daily, 2006‐2011 

$/mton 

 

Time

Based on  the Phillips‐Perron  test  for a unit  root,  the model  to be estimated  is based on  the data 

series as in the previous sections, but first differenced. The relationship of interest is the futures price 

f k (t+k) as a function of f k (t+k‐1), s (t) and o (t) for each market individually. In order to understand 

the empirical  relationships between  the differenced  variables of  interest, pairwise Granger  (1969) 

causality  tests.  For  the U.S.,  testing  variables  up  to  lag  3  gives  indications  of  causal  relationships 

between the differenced U.S. futures price on the lagged values of the variable itself, as well as weak 

23  

evidence of causality from the futures variable,  the differenced U.S. spot price, and the differenced 

oil  price  variable.  There  is  also  considerable  evidence  of  endogeneity  amongst  the  variables  of 

interest. That is, evidence that the spot wheat and oil prices are at lease contemporaneously related 

even if strict causality is not indicated.  In particular, there is evidence of strong causality from both 

the futures price and the spot price to the differenced oil price. 

 

Using  the  STATA mgarch dcc algorithm, a GARCH  (1, 1) model  is estimated. The multivariate dcc‐

GARCH model  of  Engle  (2002)  allows  the  conditional  correlations  to  be  time  varying. Overall  the 

model  performs  reasonably  well.  The  differenced  oil  price  variable  is  significant.  The  ARCH  and 

GARCH terms are significant at any level of confidence.  A  logarithmic  transformation was applied, 

but  the  results  indicating  persistent  heteroscedasticity  were  not  significant  altered.  This  is  an 

observation to be held for comparison with the models for weekly and monthly data.  

 

To  test  the ex‐post  forecasting accuracy of  the U.S. model,  the sample  is divided  into  two periods, 

estimating  the  model  over  the  first  1129  observations  and  holding  out  the  remaining  379 

observations for forecasting. The mean squared forecast error for the estimation period is 27.77. The 

mean squared forecast error for the hold‐out sample period is 30.08, yielding an in‐sample to hold‐

out ratio of .902.  

France 

The procedures applied  to  the U.S. daily data are  followed precisely using  the data  for France.   As 

above based on the ACF and PACF for the data series on the prices for futures contracts, the data are 

first differenced. The results for the Phillips‐Perron test for a unit root suggest estimation with first 

differences of the series for France, although differences of logarithms might also be considered.  

 Based on the Granger causality tests, it appears that the differenced futures series is caused by the 

lagged values of  itself  the differenced spot price series, but     not      the differenced oil price series. 

There  is     considerable     causality as between the differenced spot price, the futures price variables 

and the difference oil price.  Despite some ambiguity in the choice of transformation, the GARCH (1, 

24  

1) specification is estimated.  As reported in Table 2, excepting for the ARCH and GARCH terms, the 

model has very little explanatory power at least as a consequence of inclusion of the lagged futures 

price spot price and oil variables. 

 As  in the previous subsection,  in order to test the forecasting accuracy of the model, the sample  is 

divided into two periods; the first 1127 observations and holding out the remaining 381 observations 

for ex‐post      forecasting. Reestimation of  the model over  the  indicated sample period does yield a 

coefficient  estimate on  spot oil  significant  at  the  95 percent  confidence  level.  The mean  squared 

forecast error  for  the estimation period  is 6.25. The mean  squared  forecast error  for  the hold‐out 

sample period  is 15.03, yielding an  in‐sample to out‐of‐sample mean squared error ratio of ratio of 

.416. The result is not unusual given the generally poor performance of the model. 

 

4.2 Weekly Data 

United States 

The weekly aggregated time series data for the U.S. have an ACF which decays slowly and becomes 

insignificant  only  at  long  lags.  The  PACF  shows  a  significant  values  at  lag  1.    The  series  clearly 

indicates  significant  heteroscedasticity.  The  Peron‐Philips  test  for  a  unit  root  indicates  estimation 

with the first‐differenced series shown in Figure  17. 

              Figure  17. First‐Differences, U.S., Wheat Futures Prices, Weekly, 2006‐2011  

$/mton 

25  

 

Time   

The  Granger  causality  tests  are  run  for  the  differenced  futures  price,  the  futures  price  lagged  1 

period, the spot price and the oil price variable. The results indicate that the differenced futures price 

is  Granger‐caused  by  its  own  lagged  value  as well  as  the  differenced  spot wheat  price  and  the 

differenced  spot  oil  price.  Further,  There  is  evidence  that  the  differenced  futures  price,  the 

differenced spot wheat price and differenced spot oil price is Granger caused by the other variables 

under consideration. Thus, as expected, endogeneity is an issue.   

 

A   GARCH (1, 1) model  is estimated using the weekly U.S. data.   The model seems to perform quite 

well relative to the daily model with the exception of the pronounced period of variation between 

periods  100  and  150.  In  order  to  test  the  forecasting  accuracy  of  the  model,  the  first  226 

observations are used  for estimation and  the  remaining 78 observations are used  to  test one‐step 

ahead forecasting accuracy.   The mean squared error of the forecasts over the estimation period  is 

95.19. Interestingly, and owing to the volatility toward the end of the estimation period, the mean‐

squared forecast error for the hold‐out period  is 78.05 resulting    in the  in‐sample to out‐of‐sample 

error ratio of 1.22.   

France 

26  

The  weekly  aggregated  time  series  data  for  France  have  an  ACF  which  decays  and  becomes 

insignificant at long lags. The PACF shows two significant values at lags 1 and 2. On the basis of this 

result and the Phillips‐Perron test, first differences of the series are used for estimation purposes.  

 

The results from the Granger causality tests are consistent with findings reported for the U.S. weekly 

data.  The GARCH  (1,  1)  specification  is  applied  to  the weekly  French  data.  That  is, while  there  is 

indication of causality    from  the differenced  lagged  futures, spot and oil prices,  the  reverse  is also 

indicated.   In order to test the forecasting accuracy of the weekly model, the first 226 observations 

are used for estimation purposes and one‐step ahead forecasts are generated for the remaining 78 

observations.  The mean  squared  forecast  error  for  the  in‐sample  estimation  is  29.46.  The mean 

squared forecast error for the out‐of‐sample horizon is 50.75. The in‐sample to out‐of‐sample mean 

squared error ratio is .580. 

 

 

4.3 Monthly  Data 

United States 

The time series are applied to the monthly U.S. data.  Based on the patterns of the ACF and PACF for 

the  data  series  on  the  prices  for  futures  contracts,  the  data  are  first  differenced.    The  first‐

differenced series for the U.S.  is shown in Figure 18. The ACF and PACF both show significant values 

at  lag 1 and decay rapidly according to a sinusoidal pattern.   Consistent with previous findings, the 

data series show causality from the differenced and lagged futures, spot and oil variables, but there 

is also pronounced evidence of two‐way causal relationships. 

 

 

 

 

27  

Figure 18.  First Differences, U.S., Wheat Futures Prices, Monthly, 2006–2011 

 $/mton 

Time  

        

The differenced wheat future series is approximately zero‐mean, and although some heteroscedastic 

behavior  is  evident,  the  volatility  of  the  series  has  been  smoothed  considerably  by  aggregation.  

Based on model  identification diagnostics,  it appears    that an ARMAX model on  first differences  is 

adequate. Both the coefficient estimates for the differences wheat spot price and the difference oil 

series variable are significant at the 90 percent confidence  level.    Introduction of an AR(1) term for 

the error process yields an insignificant coefficient estimate  

Forecasting performance of the model is tested based on using the first 49 data points for estimating 

the model and retaining the remaining 18 as a hold‐out sample. The mean‐squared forecast error for 

the estimation period  is 327.69.   For  the out‐of‐sample period  the mean‐squared  forecast error  is 

238.59. The  in‐sample to out‐of‐sample ratio  is 1.373. The results  is consistent with findings for the 

weekly data.  

 

 

 

28  

France  

Applying the time series procedures to the monthly data for France yields an ACF which exhibits   a 

sinusoidal  pattern  with  the  estimated  values  decreasing  at  increasing  lags.  The  PACF  exhibits  a 

significant value at lag 1.  Diagnostic checks indicate first‐differencing of the data series.  Testing the 

series for the presence of a unit root suggests the series is stationary.  

Granger causality tests estimated on the pairwise basis show evidence of two‐way causality between 

the  differenced  spot  price  and  the  differenced  futures  price.  There  is  also  significant  evidence  of 

causality from the differenced wheat futures and spot price to the differenced oil price. As with the 

U.S.  data,  model  identification  is  somewhat  problematic,  but  it  appears  as  though  the  ARMAX 

specification with and AR(1) error  term  is adequate.  It  is  somewhat  surprising  that  the  coefficient 

estimate on the differenced spot price is negative and significant.   

In order to compare the model with other time series specifications on the basis of  forecast error, 

the monthly model is estimated using the first 49 data periods and the remaining 18 are used for ex‐

post forecasting.  The in‐sample mean squared forecast error is 17.93.  The one‐step ahead forecasts 

are generated for the 17 observations of the hold‐out sample.  The mean squared forecast error for 

the one‐step ahead  forecasts over  the hold‐out  sample  is 110.08, yielding an  in‐sample  to out‐of‐

sample ratio of .163. Thus, the ratio is considerably smaller than the daily or weekly ratios. The poor 

out‐of‐sample performance is due to very large prediction errors in periods 58, 59 and 62.  

The  results  from estimation of  the dynamic models  is  shown  in Table 2. The  sample  sizes  for  the 

daily, weekly and monthly modes are 1538, 308 and 68,  respectively.   The symbol Δ denotes  first‐

difference  of  the  series.  These  results  show  standard  errors  of  the  coefficients  increasing  with 

aggregation  levels.    In  terms  of  forecasting  performance,  the  results  are  ambiguous.  For  the U.S. 

models out‐of‐sample squared forecast error  is greater that  in‐sample squared error, but  in sample 

squared  error  exceeds  out‐of‐sample  for  the weekly  and monthly models.    For  France,  the  data 

exhibit different behaviors at different levels of aggregation. This is consistently with the findings of 

Drost and Nijman (1993). 

Table 2 . Summary Temporal Aggregation Effects, GARCH (n, p) U.S. and France, 2006‐2011 

29  

                                                               Daily                                    Weekly                                Monthly2 

United States  t=1508  t=304  t=67 

Coefficient (variable)       

Δf(t+k‐1)   ‐.054**                ( .028) 

‐.154**                (.060) 

‐.367   (.450) 

Δs(t)  .0001                ( .021) 

      ‐.023 **                  (.038) 

     .416**                  (.252) 

Δo   .026                 ( .068) 

  

    .375**                 ( .106) 

     .614** (.313) 

ARCH(1)        .081** (.014) 

      .162 ** (.044) 

  

GARCH(1)       .918** (.014) 

     .839 ** (.038)   

MSFE (in‐sample) /MSFE(hold‐out) 

  .902  1.822  1.373 France       

Δf(t+k‐1) 

                                  .028 

(.031)      .313** (.061) 

                ‐.101 ( .087) 

Δs(t) .014 

                (.022)                  .026 

( .050)       .765 ** (.062) 

Δo .033 

                 (.027)                 ‐.012** 

( .042)                 ‐.112 

(.146) 

ARCH(1)       .215 ** 

                 (.023)     .319** (.072) 

     AR(1)  .260** (.102) 

GARCH(1)      .832 ** (.014) 

      .717 ** (.044) 

  

MSFE (in‐sample) /MSFE(hold‐out)***  .416  .580  .163 

  *Standard errors are shown below the regression coefficient estimates in parentheses. **Indicates significance at the 5 percent level or better. ***Ratio for monthly data based on GARCH(1,1)   

 

5. Summary and Conclusions 

                                                            2 Monthly results for U.S. and France data are based on ARMAX. 

30  

 

This paper analyzes empirically the possible relationship between wheat futures prices and spot oil 

prices as well as  the effects of  temporal aggregation on  the  specification of alternative models of 

wheat futures contract prices, and consequently, on the understanding of the empirical relationship 

between the two markets (e.g., wheat and oil).  Alternative models have been specified and tested. 

Key observations  from  this  research  include  the  fact  that  the wheat  futures price and  the  spot oil 

prices are correlated as pointed out by Saghaian (2010). The fact that the  random coefficient model 

leads  to  the  rejection of  the null hypothesis of parameter  constancy does bring  into question  the 

stability of that correlation, however.  

 

As to causality  is seems clear that temporal aggregation does  impact the relationships between the 

variables as well as the model coefficient estimates, standard errors and forecasting accuracy. With 

respect to coefficient estimates and the associated standard errors, consistent with theory, standard 

errors  tend  to  increase  with  the  level  of  aggregation,  so  there  are  coincident  implications  for 

accuracy and  inference.   Forecast accuracy  is also  impacted by aggregation, although  in the context 

of  this paper,  the  results  are mixed  as  concerns  relative  accuracy  as measured by  ratios of mean 

squared forecast errors using selected periods for model estimation and computing one‐step ahead 

forecast  for  a  hold‐out  sample.  The  hypothesis  that  the monthly  unit  of  aggregation  is  “optimal” 

based upon supply chain dynamics relating energy markets to food commodity prices does not find 

unequivocal support in this research suggesting future research 

As concerns market homogeneity, at least for the specification tested in this research, it appears that 

conventional ordinary  least  squares  (OLS) models using pooled data will be misspecified owing  to 

nonconstancy  of  the  parameter  estimates  indicated  by  application  of  the  Swamy  (1970)  random 

coefficient  model.  Finally,  consideration  of  a  dynamic  specification  confirms  the  importance  of 

intertemporal effects. 

 

31  

From  a  practical  perspective,  it  is  clear  that  so‐call  reverse  regressions  can  be  useful  for 

understanding and predicting prices of futures contracts and the relationship, contemporaneous and 

causal,  to  other  markets.  However,  the  degree  or  significance  of  the  relationship  varies  and 

awareness  of  the  effects  of  temporal  aggregation  are  required  owing  to  the  deterioration  of 

coefficient estimates as aggregation  increases.   Such aggregation effects  impact understanding  the 

relationship between markets. With  respect  to  forecasting,  this  research points clearly  toward  the 

importance  of  using  historical  data  to  test  forecast  accuracy  for  specific  series  at  alternative 

aggregation  levels  before  generating  out‐of‐sample  predictions.  As  concerns  future  research,  the 

authors intend to extend the analysis with respect to methodology by applying the approach taken in 

this paper to understanding the relationships between other energy prices and those of other food 

commodities.   

 

REFERENCES 

 

Baffles, J. (2007), “Oil Spills on Other Commodities”, Resources Policy, 32, pp. 126‐134. 

Black, S. (1976), “Rational Response to Shocks in a Dynamic Model of Capital Asset Pricing,” American Economic Review, 66, pp. 767‐779. 

Bollerslev,  T.,  Engle,  R.F.  and Nelson,  DB.  (1994),  “ARCH Models”,  in  Handbook  of  Econometrics; Volume IV, ed. R.F. Engle and D.L. McFadden, New York: Elsevier. 

Campbell,  J.Y. and Shiller, R.S.  (1987), “Cointegration and Tests of Present Value Models”, Journal of Political Economy, 95 (5), pp. 1062‐1088. 

Cartwright,  P.  and  Lee  C.F.  (1987),  “Time  Aggregation  and  the  Estimation  of  the Market Model: Empirical Evidence”, Journal of Economic and Business Statistics, 5, pp. 131‐143. 

Chen, S.W. and Lin, S.M. (2013), “Non‐linear Dynamics in International Resource Markets: Evidence from Regime Switching Approach”, Research in International Business and Finance, 30, pp. 233‐247.  Chen, Y., Rogoff, K. and Rossi, B. (2008), “Can Exchange Rates Forecast Commodity Prices?”, National Bureaus of Economic Research, Working Paper 13901.  Dornbusch,  R.  (1976),  “Expectations  and  Exchange  Rate  Dynamics,”  Journal  of  Political  Economy, December, pp. 1161‐1176. 

Drost, F.C. and Nijman, T.E. (1993), “Temporal Aggregation of GARCH Processes,” Econometrica, 61, pp. 909‐927. 

32  

Durbin,  J.C.  (1970), “Testing  for Serial Correlation  in Least Squares Regressions When Some of  the Regressors are Lagged Dependent Variables”, Econometrica, 38, pp. 410‐421. 

Engel, C. and   West, K.D. (2005), “Exchange Rates and Fundamentals”, Journal of Political Economy, 113, pp. 485‐517.  Engle,  R.F.  (2002),  “Dynamic  Conditional  Correlation:  A  Simple  Class  of Multivariate  Generalized Autoregressive  Conditional  Heteroscedasticity  Models”,  Journal  of  Business  and  Economic Statistics,20, pp. 339‐350.  Engle, R.F. and Liu, T.C. (1972), "Effects of Aggregation Over Time on Dynamic Characteristics of an Econometric Model",   pp.673‐728,  in Econometric Models of   Cyclical Behaviour,  ed. B.G.Hickman New York: Columbia University Press.  Granger,  C.W.J.  and  Newbold,  P.  (1986),  Forecasting  Economic  Time  Series,  2nd  ed.,  London: Academic Press.  Granger, C.W.J. (1969). "Investigating Causal Relations by Econometric Models and Cross‐spectral Methods". Econometrica 37 (3),  pp. 424–438.  Hsiao, C. (1974), “Statistical Inference for a Model with both Random and Cross‐Sectional and Time Series Effects”, International Economic Review, 15, pp. 12‐30.  Hsiao, C. (1975), “Some Estimation Methods for a Random Coefficient Model”, Econometrica, 43, pp. 305‐325.  Index Mundi (2013), “Crude Net Balance by Country, 2009”. Available at 

http://www.indexmundi.com/blog/index.php/2013/05/03/crude‐oil‐exports‐and‐imports‐by‐country/  International Grains Council  (2013),  Information Services. Available at http://www.igc.int. Accessed November 1, 2013.  Judge, G.G., Griffith, W.E., Hill, R.C., Lütkepohl, H. and Lee, T.C.  (1985), The Theory and Practice of Econometrics, 2nd edition, New York: John Wiley.  Knittel, C.R.   and Pindyck, R.  (2013), “The simple Economics of Commodity Price Speculation”, MIT Center for Energy and Environmental Policy Research, CEEPR WP 2013‐06.  Koyck, L. M. (1954), Distributed Lags and Investment Analysis, Amsterdam: North‐Holland.  Marcellino, M. (1999), “Some Consequences of Temporal Aggregation in Empirical Analysis”, Journal of Business and Economic Statistics, 17, 1, pp. 129‐136.  Merton, R.C. (1976), “An Intertemporal Capital Asset Pricing Model”, Econometrica, 41, pp. 867‐887.  Muhammed,  A.  and  Kebede,  E.  (2009),  “The  Emergence  of  an  Agro‐Energy  Sector:  Is  Agriculture Importing Instability from the Oil Sector?”, Choices, 24, 1, pp. 12‐15.  Pindyck,  R.  (2001),  “Dynamics  of  Commodity  Spot  and  Futures Markets:  A  Primer”,    The  Energy Journal, 22, 3, pp. 1‐29.  Posner, R. (2013), “Commodity Price Fluctuations‐Posner”, The Becker‐Posner Blog. August 4, 2013. Available at  http://www.becker‐posner‐blog.com/2013/08/commodity‐price‐fluctuationsposner.html.  Accessed July 23, 2013. 

33  

 Prais, S. J., and Winsten, C.B. (1954). “Trend estimators and serial correlation”. Working paper 383, Cowles  Commission.  Available  at  http://cowles.econ.yale.edu/P/ccdp/st/s‐0383.pdf.  Accessed October 15, 2013.  Roberts, M.J. and Schlenker, W.    (2013), “Identifying Supply and Demand Elasticties of Agricultural Commodities: Implications for the US Ethanol Mandate”, The American Economic Review, 103, 6, pp. 2265‐2295.  Robledo,  C.W.  (2002),  Dynamic  Econometric  Modeling  of  the  U.S.  Wheat  Grain  Market,  Ph.D. Dissertation, The Department of Agricultural Economics and Agribusiness, Louisiana State University and Agricultural and Mechanical College.  Roll, R. (1984), “Orange Juice and the Weather”, American Economic Review, 74, pp. 861‐880.  Rowe, R. (1976), “The Effects of Temporal Aggregation Over Time on T‐Ratios and R2’s”, International Economic Review, 17, pp. 751‐757. 

Saghaian, S. H. (2010), “The imt of the Oil Sector on Commodity Prices:  Correlation or Causation”,  Journal of Agricultural and Applied Economics, 42, 3, pp. 477‐485. 

Silvestrini, A. and  Veredas, D. ( 2005), "Temporal Aggregation of Univariate Linear Time Series 

Models”,  Core Discussion Papers 2005059,  Université catholique de Louvain, Center for Operations 

Research and Econometrics (CORE). 

Slate Magazine (2012, “Agricultural Exports and Imports”. Available at http://www.slate.com/articles/technology/future_tense/2012/06/a_map_of_farmers_in_the_u_s_and_world_.html.  STATA, Longitudinal Data/Panel Data, Release 12 (1985‐2011), College Station: Stata Press.  STATA, Time Series, Release 12 (1985‐2011), College Station: Stata Press.  Swamy,  P.A.V.B.  (1970),  “Efficient  Inference  in  a  Random  Coefficient  Regression  Model”, Econometrica, 38, pp. 311‐ 323.  Woertz,  E.  (2013),  “Oil  For  Food:  Big  Business  in  the Middle  East”,  The World  Financial  Review. Available at  http://www.worldfinancialreview.com/?p=2773. Accessed October 23, 2013.  Zellner,  A.  and  Montmarquette,  C.  (1971),  “A  Study  of  Some  Aspects  of  Temporal  Aggregation Problems in Economics and Statistics”, The Review of Economics and Statistics, 53, pp. 335‐342.