吳伊玲, 張 玉
(東華理工大學經濟管理學院,江西南昌330013)
金屬銅作為國際大宗商品,是現代工業(yè)生產中重要原材料之一,其價格波動會對國民經濟甚至是國際經濟產生重大影響。由于具有銅現貨價格的發(fā)現和引導功能,期銅價格已成為國內銅生產和加工行業(yè)的重要參考指標。研究期銅價格波動成因,準確判斷期銅價格未來走勢具有十分重要的意義。然而,造成期銅價格波動的因素多且雜,對此,有學者認為我國良好的經濟發(fā)展形勢是促使期銅價格波動的主要原因,但也有學者認為美元指數、國際期銅市場等國際因素,才是推動我國期銅價格變動的主導因素。本文通過計量經濟學的方法,對我國期銅價格波動因素進行分析,以此來研究國內外的一些具有代表性因素對我國期銅價格波動的影響程度。
期銅價格波動的相關研究目前已經取得了一定的成果。最早就有Garbade和Silber對期貨價格引導現貨價格進行了實證分析(即 GS模型)[1]。Seguin和Baessembinder首次將持倉量作為變量,發(fā)現國際商品期貨價格的波動程度與持倉量呈現負相關性,但卻與成交量呈現正相關性。Bigman、Goldfrab及Scheehtman對美國芝加哥期貨交易所的小麥、玉米和大豆的期貨價格及現貨價格進行研究,發(fā)現期貨與現貨價格存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。Rutledge、Robert等人通過分析倫敦期貨交易所、上海期貨交易所及紐約商品交易所5年來期銅每日收盤價數據,指出這三大期銅市場存在長期均衡關系,尤其是倫敦期銅市場和上海期銅市場。同時也指出這三大交易所是具有相同級別的市場效率的連續(xù)交易市場[2]。我國學者楊朝峰等人在對上海期貨交易所中銅和鋁兩種期貨和現貨價格關系研究中發(fā)現:期貨價格與現貨價格存在著長期均衡關系,但期貨價格只是單向引導現貨價格,而非互為因果關系[3]。
周娜、朱榮輝通過構建VAR模型發(fā)現鋁期貨價格與鋁現貨價格存在著相互引導的關系,且金屬鋁期貨價格發(fā)現功能大于鋁現貨價格發(fā)現功能,期貨價格能夠引導現貨價格[4]。黃健伯和李瓊鶴通過協(xié)整檢驗,發(fā)現國際期銅價格與我國工業(yè)生產總值、廣義貨幣供給存在相當緊密聯系[5]。薄曉旭和豐德民利用主成份分析法發(fā)現影響SHFE期銅價格的主要因素是宏觀經濟形勢及相關市場走勢,而市場資金因素及匯率因素只是在短期內對期銅價格存在一定影響[6]。邵留國、朱學紅等人通過構建GARCH模型族發(fā)現投資基金不是引起期銅價格波動的主要原因,但基金投機交易卻能減少期銅價格的波動,且基金投機持倉也能減緩期銅價格波動的非對稱效應[7]。
本文選取上海期貨交易所2006年6月到2014年3月的期銅價格數據作為研究對象。在解釋變量的選擇上,文章以美元指數(USDX)、倫敦期銅價格(LME)作為“國際因素”的代表,而“國內因素”以反應國內宏觀經濟發(fā)展程度的居民消費指數(CPI)及采購經理指數(PMI)為代表。由于文章選取的解釋變量USDX、CPI及PMI都是月度數據,因此需要將期銅價格日度數據轉換成月度數據。這里按照每天的交易數量乘上每日收盤價,再除以月交易總額求出每月平均價作為期銅價格的月度數據。上海期銅價格數據來源于上海期貨交易所;CPI及PMI數據來源于國家統(tǒng)計局;美元指數及倫敦期銅價格數據來源于國際清算銀行。
首先采用Census X12方法對原始數據進行季節(jié)調整,剔除季節(jié)變動因素和不規(guī)則要素的影響,隨后再進行統(tǒng)計性描述,如表1所示。從變異系數可以看出,在樣本期間內上海期銅價格和倫敦期銅價格具有較高的波動性,而居民消費指數、采購經理指數及美元指數的波動性相對較低。結合其他統(tǒng)計值可以看出,上海期銅價格、采購經理指數及倫敦期銅價格是呈現尖峰厚尾向右偏的非正態(tài)分布,而居民消費指數及美元指數卻無法拒絕非正態(tài)分布的原假設,且偏度和峰度近似滿足正態(tài)分布要求。
表1 各變量描述性統(tǒng)計
表2 相關系數表
要檢驗變量之間是否存在著長期均衡關系,首先要對各解釋變量進行平穩(wěn)性檢驗。為了降低變量的異方差性,本文對變量進行了對數化處理,分別記為:LnSHFE、LnCPI、LnPMI、LnLME 及 LnUSDX。LNPMI在檢測水平1%、5%、10%下,拒絕原假設,是平穩(wěn)時間序。而其他變量在1%、5%、10%的檢測水平下無法拒絕原假設,是非平穩(wěn)時間序列,而其一階差分是平穩(wěn)的,這就表明變量之間可能存在長期均衡關系。ADF檢測結果如表3所示。
表3 各變量ADF檢驗結果
為了研究 LnSHEF與 LnUSDX、LnCPI、LnPMI及LnLME之間是否存在協(xié)整關系,文章對各對數變量進行了基于模型回歸殘差的協(xié)整檢驗。OLS的估計結果為:
進一步用單位根檢驗方法,檢驗殘差序列的平穩(wěn)性。建立的殘差回歸方程為:
若殘差序列Ut是平穩(wěn)序列,則表明序列LnSHFE、LnCPI、LnPMI、LnLME 和 LnUSDX 是協(xié)整的。檢驗結果顯示殘差序列的ADF統(tǒng)計量為-4.206 387分別小于(1%、5%、10%)顯著水平的臨界值(-3.502 2、-2.892 9、-2.453 6),故拒絕原假設,即殘差序列Ut是平穩(wěn)的,序列LnSHFE、LnCPI、LnPMI、LnLME 和 LnUSDX 存在協(xié)整關系,也就是說解釋變量與被解釋變量存在長期的均衡關系。
在實際的經濟情況中,長期均衡關系通常會受到短期非均衡因素的沖擊。而誤差修正模型反映的就是對偏離長期均衡關系的調整力度。因此,建模時需要用動態(tài)的非均衡過程來逼近經濟理論上的長期均衡過程。誤差修正模型的一般模式為:
根據上式誤差修正模型估計的結果可以看出,F統(tǒng)計量相應的概率值P非常小,R2=0.855 619,接近于1,從而表明模型擬合的比較好。D(LNCPI)、D(LNLME)、D(LNPMI)、D(LNUSDX)及 EMC(-1)的系數估計值很顯著,因此,可以將LNSHFE的短期變動分為兩部分:一部分是受到短期的居民消費指數變動、采購經理指數變動、倫敦期銅價格變動及美元指數變動的影響,系數都為正,且短期居民消費指數的變動對短期內期銅價格的變動影響最大。另一部分是受到前一期期銅價格偏離長期均衡關系的影響,而誤差修正系數(ECM)反映了對期銅價格偏離長期均衡的調整力度,系數為-0.1639,表明當期的期銅價格偏離長期均衡時,市場機制會以-0.1639的速率將價格的非均衡狀態(tài)拉回到長期均衡狀態(tài)。
總結上述研究,可以得出以下幾點結論:首先,美元指數、倫敦期銅價格及居民消費指數、采購經理指數都是影響我國期銅價格的主要因素,其中居民消費指數對期銅價格波動的作用最大;其次,以居民消費指數、采購經理指數為代表的“國內因素”對期銅價格的影響程度已經遠勝于以美元指數、倫敦期銅價格為代表的“國際因素”;再者,美元指數對我國期銅價格的作用最弱,且并未同單獨分析美元指數一樣,呈現反向作用,而是聯合其他因素對期銅價格呈現同向作用;最后,根據誤差修正模型,長期因素對我國期銅價格的短期波動有著顯著的反向調整作用,速度達到16.39%,這就說明短期內期銅價格偏離長期均衡較遠,期銅價格波動較為明顯。
基于上述幾點結論,可以得出以下四點啟示:一是在眾多期銅價格的影響因素中,我國宏觀經濟發(fā)展形勢及市場發(fā)展狀況占據主導地位,支持了“中國因素”是近年來我國期銅價格上漲的主要因素這一觀點;二是我國期銅價格與倫敦期銅價格聯系十分緊密,因此投資者需要同時關注國內、國際市場上銅需求信息變化及期銅價格變動,以便從整體上把握期銅行情的變動;三是從居民消費指數(即通貨膨脹水平)對期銅價格的影響程度來看,加大力度控制通貨膨脹水平來維持期貨價格甚至是國民經濟的平穩(wěn)就顯得極為重要了;四是考慮到短期內期銅價格偏離長期均衡較遠,期銅價格波動劇烈這種情況,對于以銅為主營業(yè)務的企業(yè)來說,建立完善的風險管理體系來應對價格波動帶來的風險迫在眉睫。
[1]Garbade K D,Silber W L.Price Movement and Price Discovery in the Futures and Cash Markets[J].Review of E-conomics and Statistics,1982(64):289-297.
[2]Rutledge,Robert W,Intenational Copper Futures Maket Price Linkage and Information Transmission:Empirical Evdence From the Primary World Copper Markets[J].Journal of International Business Research,2013(12):113-131.
[3]楊朝峰.期貨價格與現貨價格關系實證分析[J].經濟管理,2005(2):12-16.
[4]周娜,朱榮輝.LME與SHFE期鋁價格引導關系實證研究[J].中國證券期貨,2011(2):43-45.
[5]黃健柏,李瓊鶴.國際期銅價中的“中國因素”研究[J].價格理論與實踐,2011(12):61-62.
[6]薄曉旭,豐德明.中國期貨價格影響因素分析—以SHFE銅為例[J].經濟研究導刊,2011(10):78-80.
[7]邵留國,朱學紅,黃健伯,等.投機行為在國際期銅價格泡沫形成中的作用[J].中國有色金屬學報,2013(8):18-23.