我国商品期货价格指数与宏观经济指标关系的实证研究

1、我国商品期货价格指数与宏观经济指标关系的实证研究摘 耍：通过考察我国商品期货价格指数与主要宏观经济变量之间的 相互影响关系，发现商品期货价格指数对物价、国内生产总值、利率、人 民币汇率均有明显的引导作用和直接影响，并口能够领先cpi指标约57 个月。商品期货价格指数作为cpi的先行指标具有一定的可行性。关键词：商品期货价格指数；宏观经济；期货市场中图分类号:f015； f830.91文献标识码:a文章编号：1003-3890(2014) 01-0051-05一、引言期货市场屮所交易的商品甜种一般为社会生产当屮的基础性原材料， 例如石油、金属、化工等商品，以及在国民生活中主要的食品和农产品一一

2、粮食作物、经济作物、油脂等，这些商品的实际供求状况与宏观经济运行 状况密切相关。而由于期货市场相对于现货市场具有摩擦小、效率高、规 模大等特点，如果期货市场有效，其价格所反映的信息与现货市场相比应 当更加丰富和及时。商品期货价格指数是否能够为通货膨胀，甚至是未来 经济走势提供信号，也成为国内外学者广泛讨论的论题。bloomberg和 harris (1995) 1描述了商品期货价格与物价指数z间类似“龟兔赛跑” 的相互影响关系，并给出了实证检验结果。sadorsky (2000) 2认为，均汇率之间存在稳定的协整关系，同时指出外部市场的冲击会通过汇率传 导给能源商品期货价格。acharya等(

3、2010) 3的研究表明,cbr指数可 以被看作是通胀率的一个冇效先行指标，但是随着美国经济的空心化，这 一效应正在减弱，应该进一步对crb指数的组成进行调整，以使其能够更 加准确地反映实体经济。在商品价格对制定货币政策的参考价值方面， cody和mills (1991) 4经过对crb指数的实证研究，认为当联邦政府 的货币政策首要h标是控制通胀时，跟随crb指标做出政策反应比跟随cpi 指标能达到更好的效果一一即使物价的波动最小。近年来，随着我国期货市场的发展，我国的商品期货价格指数与宏观 经济z间的密切关系也逐步体现出来，国内学者也已经开始讨论南华商甜 期货价格指数与cpi、gdp等指标之

4、间的关系。例如，王志强和王雪标(2001)5 的研究结果表明，存在从商品期货价格指数到消费价格指数、一只合 成指数的单向格兰杰因果关系，先行时间达到3个月。张树忠等(2006)6 编制了我国农产品期货价格指数，并对其与cpt之间的关系做了实证 研究，认为这一指数对cpi具有一定的先行指示作用。蔡慧和华仁海(2007)7 的研究结果表明，我国商品期货价格指数能够先行gdp指标2个月， 并与gdp指标之间存在长期均衡关系。邹昆仑和张欣(2011) 8编制了 我国金属商品期货价格指数，论证该指数与ppi之间存在长期均衡关系， 认为该指数能够较好地反映出我国工业原材料未来出厂价格的走势。在与 国外市场

5、联动方面，根据中期研究院的研究结果，在2008年底到2009年 初第一财经中期商品综合指数领先crb等国际权威指数反弹，休现出中国 经济先于全球经济复苏的宏观基木面。我国现有的商品期货指数推出时间短，影响小，且不能上市交易，因 此尚未被纳入判断实体经济运行状况的指标体系。在国外，商品期货价格 指数对于通货膨胀的预警作用，以及其对于控制通胀的货币政策的参考价 值，早已受到普遍关注。本文将着眼于国内的商品期货市场，分析商品期 货价格反映经济实体信息的机理，并探究商品期货价格指数与主要宏观经 济变量时间是否存在长期均衡关系以及相互影响情况，给出商品期货价格 指数与主要宏观经济变量之间关系的实证检验。

6、最后，在商品价格指数能 够较好地反映实体经济屮原材料物价信息的基础上，进而讨论商晶期货价 格指数作为宏观经济现行指标的可能性。二、商甜期货价格指数与宏观经济变量关系的实证检验如果我国的期货市场是有效的，则其价格一定与现货价格密切相关， 因而期货商品价格就能够对宏观经济状况有所反映。消费者物价指数和期 货价格指数都作为反映价格水平的宏观经济变量，分别侧重于消费角度和 生产和度，相比较而言后者具有准确、及时、连续和敏感等优点。我国学 者虽然对商品期货价格指数与物价指数、gdp增速等宏观经济变量z间的 关系做了探讨，但所做的研究都未将商品期货价格指数与各宏观经济指标 作为一个整体进行考虑，也未将这两

7、个价格指数对宏观经济的反映程度做 出比较。本文分别将cpi和商晶期货价格指数分别与其他主要宏观经济变 量建立回归模型，并进一步对实证结果作出比较和分析。(-)变量选取和数据处理1. 期货市场价格。商品期货指数发展较为迟缓，目前尚没有可以上于2004年6月开始编制并发布，是国内目前覆盖时间最长的指数。选择 2004年6月至2012年7月的南华商品期货指数（nh）作为代表商品期货 综合价格的指标。期货指数每日公布次，由于大部分宏观经济指标为月 度数据，需耍计算月度期货指数数据。将南华商品期货指数每日的值相加, 除以当月交易日数量，得到当月的平均指数值，表示为nhm,取口然对数 后得到lnmimo由

8、于月度数据仅有98个，样本数量较小，对本文的计量结 果有一定影响。2. 经济增长。衡量经济增长最合适的变量是国内生产总值，但自2003 年11月之后，仅能获得国内生产总值的季度数据。2012年上半年社会总 消费占国内生产总值比重约43.2%,并可获得月度数据，为了计算每月国 内生产总值数据，参照徐挺、罗国庆（2009） 9的做法，以社会消费品 零售总额作为每月权重，将季度国内生产总值增加值拆分为每月增加值。 国内牛产总值数据往往具冇较强的季节性特征，因此选择xii-乘法模型对 其进行季节性调整，调整后的序列表示为gdp,取自然对数后得到lngdpo3. 消费品价格。物价指数最常用的指标是cpi

9、,本文也选择这一指标作为物价的代理变量。为了将趋势性波动纳入分析范围，使用cpi的环比 数据作为分析序列。为分析方便，仅保留消费者物价指数与100之差的部 分，记为cpi。4.利率。这里的利率是指由black-scholes公式导出的期货定价公式当中资金的机会成木和无风险收益率，是货币供给量和 商品定价的重要影响因素。常用银行间同业拆借利率代表社会资金成本， 本文选择银行间同业拆借利率每月平均值（rate）作为代理变量。5汇率。汇率所描述的是一国货币与外币的相对价格变动。随着我国市场开放程度不断加深，来自国际市场的波动对国内经济的冲击也已经 成为影响一国经济的重要因素。我国一直以来所实行的汇率

10、政策对市场干 预较多，实行盯住一揽子货币、冇管理的浮动汇率制度。2012年4月前， 人民币兑美元的波幅一直限制在5%。，4月后放宽至1%,但这一水平目前 仍然小于其他币种。因此人民币兑美元汇率市场化程度仍然很低，并不是 适和本研究的分析工具。本文选择由国际清算银行计算的人民币实际有效 汇率(reer),该指标按照各国与其他国家贸易额占贸易总额的比重作为 权重计算得出，并经过国家间相对价格调整，每月公布一次。对reer取 自然对数,表示为lnreero南华商甜期货指数数据来自wind数据库，gdp季度数据、cpi、银行 间同业拆借利率來自中经网统计数据库，人民币实际有效汇率來自国际清 算银行网站

11、。为后文叙述方便,将(lngdp, lnnhm, rate, lnreer)称为变量组a, 将(lngdp, cpt, rate, lnreer)称为变量组 b。()单位根检验与协整检验首先对五个时间序列做adf单位根检验。检验结果如表1所示。变量均为非平稳序列，对各变量取一阶差分后，所有序列的adf统计 值均在1%、5%、10%的置信水平下小于临界值，为平稳序列。因此五个变 量均为一阶单整序列，满足进行协整检验的条件。山aic信息准则得出两个变量组的最大滞后阶数均为3o分别对变量 组a和变量组b做协整检验，结果显示在1%的置信水平下，变量组a各变方程汇总如(1)(3)式。变量组a：lngdp

12、二-3. 058038lnnhm+0. 057 006rate+2. 335 186lnreer+ecm (1)(0.61843)(0. 14165)(0.91517)lngdp=-0. 555948rate-2. 638 007reer+ecm (2a)(0. 61175)(0. 32549)lnnhm=-0. 200440rate-1.626 269lnreer+ecm (2b)(0. 08987)(0. 16891)变量组弘lngdp=-o.076 984cpi-0.262187rate-1. 552 934lnreer-5. 018365+ecm (3)(0. 19038)(0. 61

13、952)(9. 39648)(43. 6120)(三)误差修正模型由于两组变量各自内部都存在协整关系，可以建立它们的误差修正模 型。误差修正项记为vecma和vecmb。a、b两组变量z间的误差修正模型 如下：a组vecm模型：dlngdp二0.017 446 223 833 8vecmat-l-0. 412 559 540 109dlngdp(-1) -0 337 257 121 208dlngdp (-2) -0 . 031 208 925 369 8dlnnhm(-1) +0. 121 505 756 198dlnnhm (-2) -0. 001 648 412 068 08drate

14、(-1)-0.000 411 646 460 143drate (-2) -0. 120 294 282 264dlnreer (-1)+0.239 508 366 734dlnreer (-2) +0.020 744 143 433 6dlnnhmo. 031 471 271 102 4vecmat-l+0. 145 678 641 636dlngdp (-1) +0. 142 331 758 126dlngdp (-2) +0. 396 939 527 123dlnnhm (-1) +0.203 190 796 699dlnnhm (-2) +0.014 507 316 593drate

15、(-1) +0. 000 547 763 459 493drate (-2) -0.694 321 596 539dlnreer (-1) -0.354 045 927 382dlnreer (-2) -0.002 371 146 436 18b组vecm模型：dlngdp=-o. 004 052 233 486 75 (vecmbt-1) -0. 378 989 970 938dlngdp (-1) -0. 367 109 143 686dlngdp (-2) +0. 001 854 308 849 1dcpi (-1) +0.012 338 216 503 3dcpt (-2) -0. 0

16、04 700 459 710 19drate (-1) -0. 001 768 893 839 86drate (-2) -0.039 408 480 433 8dlnreer (-1) +0.230 748 874 398dlnreer (-2) +0.021 368 157 464 5dcpi=-o. 542 909 553 179 (vecmbt-1) +1.518 808 785 24dlngdp (-1) +4. 820 498 738 58dlngdp (-2) +0. 109 730 642 97dcpi (-1) +0. 095 652 548 156 8dcpt (-2) +

17、0.235 424 589 531drate (-1 ) +0.088 430 735 151 7drate (-2) -5. 907 783 328 95dlnreer (-1) +4. 015 239 564 48dlnreer (-2) -0. ill 442 201 651 其中误差修正项为：vecmat-1二 a lngdp-3. 883845 alnnhm+o. 267 478arate+2. 820 935 lnreer+3. 929 092vecmbt-l=a lngdpt-1-0. 000 325 acptt-1-0. 048 833arate+13. 662 31 a ln

18、reert-1-73. 312 31经过比较两个方程中lnniim滞后项和cpi滞后项的系数，发现lnniim均人于b组方程。说明期货商品综合价格指数作为描述宏观经济中价格水 平的指标，要优于cpi。(四)格兰杰因果关系检验由于5个变量都是一阶单整序列，内部存在协整关系，因此可以对其 进行格兰杰因果关系检验。依次将期货价格指数与其他4个变量做格兰杰 因果检验。相应滞后期下拒绝原假设的概率汇总如表2所示。由表2可以看出，nhm领先cpi变动57期，随后cpi在912期内 是nhm的格兰杰原因。这与bloomberg和harris (1995)提出的用以描述 商品价格与消费品价格关系的“龟兔赛跑假

19、说” 一致。由于期货价格反应 更加灵敏，通货膨胀式的总需求上涨最初会先在商甜期货价格上表现出 來，经过一段时间后，由需求上涨推动商品价格上涨，反过來又对商品期 货价格造成影响。与cpi相比，nhm对ipg的影响在第3期就已经表现出來，并持续到 滞后9期。而反过来tpg在滞后近一年半的时间内都不是nhm的格兰杰原 因，直到第18个月，在17%的概率下拒绝了原假设。说明商品期货价格的 波动对工业产值的影响更迅速、更直接，而來自工业生产内部的冲击，要 经过将近一年半的周期，才会对商品期货价格造成影响。由于工业产值增 加值所包含的不仅仅是商品价格这一单一因素，其变动情况反映了整个社 会的生产状况和经济

20、运行情况，该指标的变动必然耍经过一个比较漫长的 周期才会传导到商品价格上。反过来也说明期货商品价格能够领先工业产 值增加值较长时间反映宏观经济运行状况。nhm在25期内对fx有较显著的影响，而fx在滞后11期左右对nhm影响相对最明显。商品期货价格与人民币有效汇率主耍通过商品贸易量这 一中间变量互相影响。期货作为商品贸易商主要的风险规避套保工具，当 其价格发生变动，会很快影响现货价格和国际贸易交易情况，从而影响人 民币有效汇率。反过来，人民币有效汇率变动时也会对国内的商品期货价 格造成一定程度的影响。在参考国外相关研究（如sadorsky, 2000） 2 的结果后可以发现，在我国市场上汇率对

21、期货商品综合价格的影响远远小 于国外成熟市场，这是由于我国期货市场中上市交易的品种结构不合理、 能源类商品比重过小所造成的。随着我国金融体系的不断开放，国内外市 场联动性会逐步增强，汇率与商品期货价格指数的关系会更加显著。nhm与r在39期内明显地互为格兰杰原因。利率作为除现货价格z 外的期货定价因素，决定了社会资金成本并影响社会货币供给量，因此在 短期内会对商品期货价格造成直接影响。反过来，商品期货价格的变动会 通过影响物价指数而对利率造成影响，由于商晶期货价格能够在一泄程度 上预先反映或引导通货膨胀，而当通胀率上升时，利率作为社会资金成本 必然随zjl升。商品期货价格对利率的影响在滞后半年

22、时最为明显。期货 价格与利率的相互影响关系在第9期之后逐渐减弱。上述结果表明，商品期货价格指数可以一定程度地反映宏观经济运行 当屮的信息，与工业产值增速、物价指数、汇率、利率均有长期或短期的 因果关系。三、商品期货价格指数作为宏观经济先行指标的可能性讨论由于商品期货指数与物价指数的关系最为紧密，其对物价指数影响最 选择cpi指标来进行检验。两个时间序列在考察期内的变动情况如图1所 示：从变动趋势上看，nhm长期明显地领先cpi变动，与第4部分屮领先 6个月左右的结论一致。为了进一步考察nhm作为cpt的先行指标的可行 性，采収张树忠等(2006)提岀的方法，用nhm及其滞后项来拟合cpi的 变

23、动，并使用拟合出的方程预测cpi,将预测结果与实际值比较，若方程 拟合度较高、预测值与实际值整体变动情况一致，则说明nhm能够作为cpi 的先行指标，对通货膨胀冇一定的预警作用。取滞后1、3、6期的nhm,用最小二乘法拟合得到方程式(4)。pcpi = 0. 049 3nhm (-1) + 0.026 2nhm (-3) + 0. 033 9nhm (-6) + 89. 289 1 (4)(0.0180)(0.0019)(0.0013)(1.7920)由(4)式对cpi进行预测，将算出的预测值序列记为pcpi,与cpi 的实际值比较，结果如图2：两条序列趋势基本一致，(4)式拟合优度为0.48

24、。说明将商品期货指 数作为宏观经济的先行指标是可行的，能够提前反映物价指数的波动趋 势。四、总结期货市场是市场经济有效运行的必要组成部分。期货交易通过调节商 品价格跨生产周期的波动，引导现货价格逐步寻找均衡水平，提高社会资 源的配置效率。因此商品品种结构合理、运行有效的期货市场必然能够一后于国外市场，已有的指数时间跨度小，未对市场形成广泛的影响力，权 威性和代表性不高。这与我国商品期货市场品种数量不多、分类结构不均 衡，以及商品期货价格指数尚不能上市交易冇关。但商甜期货价格指数对 于宏观经济指标的紧密联系与先导性已经在逐步显现。木文通过实证分 析，考察了商品期货价格指数与主要宏观经济变量z间的

25、相互影响关系， 发现商品期货价格指数对物价、国内生产总值、利率、人民币汇率均有明 显的引导作用和直接影响，并且能够领先cpi指标约57个月，说明在 我国目前的市场状况下，商甜期货价格指数能够较好地反映国内宏观经济 运行的主要方面。另外，商品期货价格指数作为cpt的先行指标具有一定 可行性。针对以上结论，本文给出如下政策建议。1.宏观调控当局可以将商品期货价格指数作为物价指数的先行指标。由于商品期货价格 指数与物价水平的直接联系，以及商品期货价格指数与物价指数相比具有 反映迅速、价格连续等优势，因此制定以控制通胀为目的调控政策时，可 以将商品期货价格指数当作参考指标之一。2. 我国应当考虑适时推行商品期货价格指数上市交易，增加商品期 货价格指数的市场影响力，也使其能够更充分地反映实休经济与金融市场 中的信息。国外研究显示，商品期货价格指数与股票价格指数之间基本上 没冇联动性，可交易的商晶期货价格指数还可以为市场提供新的分散风险 的投资工具。3. 我国期货市场应当进一步完善商品结构，继续增加在t业生产与 国民生活当中扮演重要角色的原料商品。比较国内外商品价格指数对宏观而美国crb指数领先cpt 一年左右。这是由于我国商品期货市场上市品种 数量少，结构不合理，能源类商品比重太低，食品、农