吳伊玲， 張 玉

(東華理工大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西南昌330013)

金屬銅作為國際大宗商品，是現(xiàn)代工業(yè)生產(chǎn)中重要原材料之一，其價格波動會對國民經(jīng)濟(jì)甚至是國際經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生重大影響。由于具有銅現(xiàn)貨價格的發(fā)現(xiàn)和引導(dǎo)功能，期銅價格已成為國內(nèi)銅生產(chǎn)和加工行業(yè)的重要參考指標(biāo)。研究期銅價格波動成因，準(zhǔn)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(xué)者認(rèn)為我國良好的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢是促使期銅價格波動的主要原因，但也有學(xué)者認(rèn)為美元指數(shù)、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(dǎo)因素。本文通過計量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，對我國期銅價格波動因素進(jìn)行分析，以此來研究國內(nèi)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。

1 國內(nèi)外研究現(xiàn)狀評述

期銅價格波動的相關(guān)研究目前已經(jīng)取得了一定的成果。最早就有Garbade和Silber對期貨價格引導(dǎo)現(xiàn)貨價格進(jìn)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(xiàn)國際商品期貨價格的波動程度與持倉量呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)性，但卻與成交量呈現(xiàn)正相關(guān)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(xiàn)貨價格進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)期貨與現(xiàn)貨價格存在著長期穩(wěn)定的均衡關(guān)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(shù)據(jù)，指出這三大期銅市場存在長期均衡關(guān)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(xué)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(xiàn)貨價格關(guān)系研究中發(fā)現(xiàn):期貨價格與現(xiàn)貨價格存在著長期均衡關(guān)系，但期貨價格只是單向引導(dǎo)現(xiàn)貨價格，而非互為因果關(guān)系［3］。

周娜、朱榮輝通過構(gòu)建VAR模型發(fā)現(xiàn)鋁期貨價格與鋁現(xiàn)貨價格存在著相互引導(dǎo)的關(guān)系，且金屬鋁期貨價格發(fā)現(xiàn)功能大于鋁現(xiàn)貨價格發(fā)現(xiàn)功能，期貨價格能夠引導(dǎo)現(xiàn)貨價格［4］。黃健伯和李瓊鶴通過協(xié)整檢驗，發(fā)現(xiàn)國際期銅價格與我國工業(yè)生產(chǎn)總值、廣義貨幣供給存在相當(dāng)緊密聯(lián)系［5］。薄曉旭和豐德民利用主成份分析法發(fā)現(xiàn)影響SHFE期銅價格的主要因素是宏觀經(jīng)濟(jì)形勢及相關(guān)市場走勢，而市場資金因素及匯率因素只是在短期內(nèi)對期銅價格存在一定影響［6］。邵留國、朱學(xué)紅等人通過構(gòu)建GARCH模型族發(fā)現(xiàn)投資基金不是引起期銅價格波動的主要原因，但基金投機(jī)交易卻能減少期銅價格的波動，且基金投機(jī)持倉也能減緩期銅價格波動的非對稱效應(yīng)［7］。

2 變量的選取及數(shù)據(jù)來源

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(shù)據(jù)作為研究對象。在解釋變量的選擇上，文章以美元指數(shù)(USDX)、倫敦期銅價格(LME)作為“國際因素”的代表，而“國內(nèi)因素”以反應(yīng)國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的居民消費指數(shù)(CPI)及采購經(jīng)理指數(shù)(PMI)為代表。由于文章選取的解釋變量USDX、CPI及PMI都是月度數(shù)據(jù)，因此需要將期銅價格日度數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成月度數(shù)據(jù)。這里按照每天的交易數(shù)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(shù)據(jù)。上海期銅價格數(shù)據(jù)來源于上海期貨交易所;CPI及PMI數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局;美元指數(shù)及倫敦期銅價格數(shù)據(jù)來源于國際清算銀行。

3 實證分析

3．1 描述性統(tǒng)計

首先采用Census X12方法對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，剔除季節(jié)變動因素和不規(guī)則要素的影響，隨后再進(jìn)行統(tǒng)計性描述，如表1所示。從變異系數(shù)可以看出，在樣本期間內(nèi)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(shù)、采購經(jīng)理指數(shù)及美元指數(shù)的波動性相對較低。結(jié)合其他統(tǒng)計值可以看出，上海期銅價格、采購經(jīng)理指數(shù)及倫敦期銅價格是呈現(xiàn)尖峰厚尾向右偏的非正態(tài)分布，而居民消費指數(shù)及美元指數(shù)卻無法拒絕非正態(tài)分布的原假設(shè)，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(guān)系數(shù)表

3．2 ADF 檢驗

要檢驗變量之間是否存在著長期均衡關(guān)系，首先要對各解釋變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗。為了降低變量的異方差性，本文對變量進(jìn)行了對數(shù)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(shè)，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(shè)，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(guān)系。ADF檢測結(jié)果如表3所示。

表3 各變量ADF檢驗結(jié)果

3．3 協(xié)整檢驗

為了研究 LnSHEF與 LnUSDX、LnCPI、LnPMI及LnLME之間是否存在協(xié)整關(guān)系，文章對各對數(shù)變量進(jìn)行了基于模型回歸殘差的協(xié)整檢驗。OLS的估計結(jié)果為:

進(jìn)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(jié)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(shè)，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(guān)系，也就是說解釋變量與被解釋變量存在長期的均衡關(guān)系。

3．4 誤差修正模型

在實際的經(jīng)濟(jì)情況中，長期均衡關(guān)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(guān)系的調(diào)整力度。因此，建模時需要用動態(tài)的非均衡過程來逼近經(jīng)濟(jì)理論上的長期均衡過程。誤差修正模型的一般模式為:

根據(jù)上式誤差修正模型估計的結(jié)果可以看出，F(xiàn)統(tǒng)計量相應(yīng)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(shù)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(shù)變動、采購經(jīng)理指數(shù)變動、倫敦期銅價格變動及美元指數(shù)變動的影響，系數(shù)都為正，且短期居民消費指數(shù)的變動對短期內(nèi)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(guān)系的影響，而誤差修正系數(shù)(ECM)反映了對期銅價格偏離長期均衡的調(diào)整力度，系數(shù)為－0．1639，表明當(dāng)期的期銅價格偏離長期均衡時，市場機(jī)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)。

4 結(jié)論與啟示

總結(jié)上述研究，可以得出以下幾點結(jié)論:首先，美元指數(shù)、倫敦期銅價格及居民消費指數(shù)、采購經(jīng)理指數(shù)都是影響我國期銅價格的主要因素，其中居民消費指數(shù)對期銅價格波動的作用最大;其次，以居民消費指數(shù)、采購經(jīng)理指數(shù)為代表的“國內(nèi)因素”對期銅價格的影響程度已經(jīng)遠(yuǎn)勝于以美元指數(shù)、倫敦期銅價格為代表的“國際因素”;再者，美元指數(shù)對我國期銅價格的作用最弱，且并未同單獨分析美元指數(shù)一樣，呈現(xiàn)反向作用，而是聯(lián)合其他因素對期銅價格呈現(xiàn)同向作用;最后，根據(jù)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(diào)整作用，速度達(dá)到16．39%，這就說明短期內(nèi)期銅價格偏離長期均衡較遠(yuǎn)，期銅價格波動較為明顯。

基于上述幾點結(jié)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(jīng)濟(jì)發(fā)展形勢及市場發(fā)展?fàn)顩r占據(jù)主導(dǎo)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(lián)系十分緊密，因此投資者需要同時關(guān)注國內(nèi)、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(shù)(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(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)就顯得極為重要了;四是考慮到短期內(nèi)期銅價格偏離長期均衡較遠(yuǎn)，期銅價格波動劇烈這種情況，對于以銅為主營業(yè)務(wù)的企業(yè)來說，建立完善的風(fēng)險管理體系來應(yīng)對價格波動帶來的風(fēng)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(xiàn)貨價格關(guān)系實證分析［J］．經(jīng)濟(jì)管理，2005(2):12-16．

［4］周娜，朱榮輝．LME與SHFE期鋁價格引導(dǎo)關(guān)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(jīng)濟(jì)研究導(dǎo)刊，2011(10):78-80．

［7］邵留國，朱學(xué)紅，黃健伯，等．投機(jī)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(xué)報，2013(8):18-23．