流動性過剩對期貨市場影響的實證研究

趙偉雄，何建敏，沈 虹

（東南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，南京 210096）

0 引言

隨著2008年美國次級債危機的全面爆發(fā)，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注之前的全球流動性過剩與此次全球金融風暴爆發(fā)的之間的關(guān)系。從廣義上說，流動性過剩一般被理解為貨幣或信貸的過剩。當貨幣的供應(yīng)超出了生產(chǎn)與流通領(lǐng)域的貨幣回籠能力時，市場熱錢、游資增多，宏觀經(jīng)濟出現(xiàn)流動性過剩現(xiàn)象。

國內(nèi)現(xiàn)有的研究成果主要集中在市場內(nèi)生流動性方面，王春峰、韓冬和蔣祥林(2002)對內(nèi)生流動性與資產(chǎn)定價關(guān)系進行研究，隨后，吳文鋒、茵萌、陳工孟(2003)、李一紅、吳世農(nóng)(2005)以及蘇冬蔚、麥元勛(2004)等學(xué)者用不盡相同的方法對我國股市的“非流動性溢性"現(xiàn)象進行研究，基本上證實了我國股市存在顯著的非流動性溢價現(xiàn)象。關(guān)于外生流動性過剩（即貨幣或信貸的過剩）與我國資產(chǎn)價格關(guān)系的研究成果比較少，缺乏系統(tǒng)的量化分析。本文采用貨幣供應(yīng)量M2的同比增長率作為衡量流動性的指標，從微觀和宏觀兩個角度分別研究貨幣增長對我國期貨市場收益波動的影響，為論證流動性過剩對我國資產(chǎn)價格的影響提供有力證據(jù)。

1 模型建立

1.1 數(shù)據(jù)的選取與分析

我們收集了從2000年1月4日至2008年12月31日期間上海期貨交易所金屬銅和天然橡膠期貨合約日數(shù)據(jù)。選擇銅和橡膠作為研究對象是因為這兩個期貨品種具有代表性，銅是相對成熟的期貨品種，而橡膠相對活躍，能有效反映期貨市場的整體特征。由于每個期貨合約都將在一定時間到期，因此為了得到一個連續(xù)的期貨價格序列，本文在選取數(shù)據(jù)時以成交量為衡量指標，提取當月的主力合約，從而產(chǎn)生一個連續(xù)期貨數(shù)據(jù)。

為方便數(shù)據(jù)處理,本文將期貨價格收益rt定義為 rt=100×ln(Ft/Ft-1)，F(xiàn)t為 連 續(xù) 期 貨合約第t日的收盤價格。這里,首先要對樣本進行統(tǒng)計檢驗,樣本收益的統(tǒng)計結(jié)果見表1。

表1 銅和橡膠期貨價格收益序列基本統(tǒng)計特征

由表1可知,銅、橡膠價格收益序列拒絕正態(tài)分布假設(shè),且各品種的收益序列均具有尖峰厚尾特性。同時,由Q2(20)統(tǒng)計量可知,它們具有條件異方差性。D-W統(tǒng)計量接近2,這意味著收益率序列的一階自相關(guān)性較弱。

1.2 加入流動性指標的GARCH-GED模型

貨幣供應(yīng)量M2涵蓋了流通中現(xiàn)金、支票存款以及儲蓄存款三大部分，M2的增長不僅反映了現(xiàn)實的購買力，還反映了潛在的購買力，能夠預(yù)見投資和中間市場的活躍程度，是當前使用最普遍的衡量流動性過剩的貨幣指標之一。因此本文選取同期貨幣供應(yīng)量M2的同比增長率 (下仍簡稱為M2)作為流動性參考指標 (月度數(shù)據(jù)由中國人民銀行網(wǎng)站提供)，來反映某一時期貨幣供應(yīng)量的寬裕程度，這里引入虛擬變量D，滿足：

其中，M2代表廣義貨幣供應(yīng)量月度同比增長率，C稱為門限值，衡量流動性過剩以門限值為限，高于C的月份認為貨幣供應(yīng)量增長過速，導(dǎo)致流動性過剩，對應(yīng)D的取值為1；低于C的月份可看作流動性正常，沒有過量的貨幣進入或待進入流通領(lǐng)域，D取值為0。這里取C為2000～2008年期間M2的平均值。

為了更好地捕獲條件異方差性,本文選取GARCH(1,1)-GED模型，并在均值方程中加入時變方差，觀察方差對收益的影響。根據(jù)表1的分析結(jié)果，均值方程中不考慮自回歸項，同時在GARCH 方程中引入流動性虛擬變量D，于是得到含有流動性指標的均值GARCH(1,1)-GED方程如下：

其中 Γ(·)為 Garmma 函數(shù)，λ=[2（-2/v）Γ（1/v）/Γ(3/v)]1/2，λ 為尾部厚度參數(shù),當v＜2時，GED為厚尾分布，當 v＞2時，GED呈現(xiàn)瘦尾性，當時，GED退化為正態(tài)分布。D為流動性虛擬變量，α為滯后參數(shù)，β為方差參數(shù)，μ，ω，λ，γ均為待估計參數(shù)。下面對模型參數(shù)進行估計。

2 實證分析

2.1 參數(shù)估計

本文用EViews5.0軟件對模型(2)-(4)進行數(shù)據(jù)分析，其結(jié)果如表2、表3所示。

由表 2、表 3的結(jié)果，α、β 值均大于0，且 α+β 的值接近于1，這說明收益波動具有平穩(wěn)性和持續(xù)性；由D-W檢驗值接近2可知，殘差的自相關(guān)性很弱，說明該模型與數(shù)據(jù)的擬合程度較高。根據(jù)參數(shù)估計結(jié)果，可以得到以下結(jié)論：

表2 銅價格收益均值GARCH(1,1)-GED參數(shù)估計結(jié)果

表3 橡膠價格收益均值GARCH(1,1)-GED參數(shù)估計結(jié)果

圖1 期貨收益波動低頻趨勢與增長趨勢圖

首先，期銅均值方程中參數(shù)λ在1%的顯著性水平下顯著不為0，且λ=0.165＞0，這說明波動帶來收益的增加，即驗證了高風險帶來高收益的論斷。在5%的顯著性水平下，期銅的參數(shù)γ=0.011顯著不為0，這表明流動性指標對期銅收益率的波動影響是存在的，并且由γ＞0可知，當貨幣供應(yīng)增長大于門限值時，會加劇期銅收益波動。

其次，橡膠的流動性參數(shù)γ在1%的顯著性水平下顯著不為0，且γ=0.129，遠大于銅的該參數(shù)估計值，說明流動性指標對橡膠收益的波動顯著，遠大于對期銅的影響。當貨幣供應(yīng)增長較快時，會有大量熱錢涌入橡膠期貨市場，加劇該市場的波動，這一結(jié)果與現(xiàn)實期貨市場的現(xiàn)象相穩(wěn)合，驗證了天然橡膠期貨品種是目前上海期貨交易所投機性最強的投資品種之一。

2.2 小波分解

模型 (2)-(4)的參數(shù)估計表明引入的流動性虛擬變量D對期貨市場價格波動的影響是顯著的。為進一步論證貨幣增長對期貨市場的影響，本文采用多尺度小波分析理論，首先將模型(2)-(4)式估計得到的價格波動序列{σt}運用利用db(4)小波進行分解，以提取反映數(shù)據(jù)長期趨勢的低頻數(shù)據(jù)。在小波分解下，不同的尺度具有不同的時間和頻率分辨率，因而小波分解能將序列的不同頻率成份分解出來，用公式可表示為：

f=f6+d6+d5+d4+d3+d2+d1(6)

其中f6為經(jīng)過db(4)小波六層分解后原始數(shù)據(jù)的低頻逼近，反映了價格波動率的長期趨勢圖，d1-d6為小波分解提取的高頻部分，反映了價格波動的短期變化，且隨著尺度的增加，原始數(shù)據(jù)的細節(jié)部分被不斷的剔除，逐步反映出數(shù)據(jù)的長期趨勢。

由于原始序列是日數(shù)據(jù)，經(jīng)過六層分解，得到的低頻數(shù)據(jù)f6（共得到38個低頻數(shù)據(jù)）反映了收益波動的季度(26=64天，約為三個月的交易數(shù)據(jù))變化趨勢，與同期M2季度同期增長率（共36個季度數(shù)據(jù)，由中國人民銀行網(wǎng)站提供）進行比較，從而進一步分析貨幣供應(yīng)量對期貨市場收益波動的影響。其對比圖形如圖1所示。

圖1分別給出了銅和橡膠期貨收益波動序列經(jīng)db(4)小波分解后得到的低頻趨勢圖，它們反映了各期貨收益波動的長期趨勢；第三幅圖形描繪了同期我國廣義貨幣供應(yīng)量M2的同比增長率。從圖形的對比上可以發(fā)現(xiàn)，當M2有較大幅度增長時，銅和橡膠的收益波動也會出現(xiàn)相似的波動，且波動相對滯后。

此外，兩期貨價格波動在2008年下半年均出現(xiàn)了巨大的波動，這一波動產(chǎn)生的原因很明顯，源于美國的次級債危機引發(fā)的全球金融風暴，導(dǎo)致各國證券、期貨市場產(chǎn)生劇烈震蕩。由于這一時期的期貨價格波動受全球因素影響很大，足以抵消貨幣增長對其產(chǎn)生的影響，因此，在下面的因果關(guān)系檢驗中把這一時段的數(shù)據(jù)剔除。

為進一步論證貨幣增長與各期貨收益波動的因果關(guān)系，下面針對銅和橡膠收益波動的低頻數(shù)據(jù)和M2同比增長率的季度數(shù)據(jù)進行Granger因果關(guān)系檢驗。為敘述方面，以上數(shù)據(jù)分別用{σCu}、{σRu}和{M2}來表示，首先對數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性進行檢驗。

結(jié)果表明5%的顯著性水平下，σCu和M2均為平穩(wěn)序列，σRu沒有通過單位根檢驗，但其一階差分在1%的顯著性水平下平穩(wěn)， 因此這里選用△σRu代替 σRu進行下面的Granger因果關(guān)系檢驗，其檢驗結(jié)果如表4所示：

表4 期貨收益波動與M2的因果關(guān)系檢驗

這里以AIC和SC取值最小為衡量標準，銅收益波動與M2因果關(guān)系檢驗時選擇滯后期二期，在5%的顯著性水平下，M2不是σcu的Granger原因遭拒絕，說明M2對銅期貨收益波動具有單向滯后引導(dǎo)作用。由于橡膠收益波動序列非平穩(wěn)，故采用其一階差分平穩(wěn)序列進行檢驗，選擇的滯后期為一期，在5%的顯著性水平下，M2不是△σRu的Granger原因遭拒絕，此結(jié)果說明M2對橡膠收益波動變化具有一期滯后單向引導(dǎo)作用，同時，由滯后期的選擇可以發(fā)現(xiàn)橡膠期貨市場對貨幣增長更加敏感。

通過小波分解和Granger因果關(guān)系檢驗可以發(fā)現(xiàn)，貨幣增長與期貨收益波動之間具有一致性，且貨幣增長對期貨收益波動變化具有單向滯后引導(dǎo)作用，該結(jié)論很好的驗證了模型(2)-(4)參數(shù)估計所得到的結(jié)果。本文的兩種方法分別從微觀和宏觀兩個角度論證了貨幣增長引發(fā)的流動性過剩對我國期貨市場的影響是顯著的。

3 結(jié)論

本文收集了2000年1月4日至2008年12月31日期間上海期貨交易所金屬銅和橡膠期貨合約日數(shù)據(jù)，建立了含有流動性指標的GARCH-GED模型,并應(yīng)用該模型對我國期貨市場金屬銅和橡膠品種進行了實證研究，得到以下結(jié)論：

首先，引入的流動性指標對兩期貨品種的影響顯著，具體表現(xiàn)為貨幣增長過快會加劇期貨品種價格波動，其中對橡膠期貨市場的影響尤為明顯，表明橡膠期貨市場受流動性過剩沖擊較大，且該品種的投機性較強。

其次，通過小波分解和Granger因果關(guān)系檢驗可以發(fā)現(xiàn)貨幣增長與期貨收益波動之間具有一致性，且貨幣增長對期貨收益波動變化具有單向滯后引導(dǎo)作用。該結(jié)果從宏觀層面再次驗證了流動性過剩對期貨市場價格波動的影響。本文的研究結(jié)果表明采用適當?shù)呢泿耪邔Ψ€(wěn)定期貨市場，乃至整個金融市場都是非常重要的。

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