(蘇州大學(xué)東吳商學(xué)院 江蘇 蘇州 215000)

中國(guó)黃金期貨價(jià)格影響因素實(shí)證分析

馬朔梅

(蘇州大學(xué)東吳商學(xué)院江蘇蘇州215000)

黃金期貨是我國(guó)第一個(gè)具有金融屬性的期貨品種,自2008年上市以來(lái)受到廣泛關(guān)注。本文基于2009年8月至2016年8月的月度數(shù)據(jù),通過(guò)建立多元線性回歸模型對(duì)黃金期貨價(jià)格的影響因素進(jìn)行實(shí)證研究。為投資者利用黃金期貨規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)和政府進(jìn)一步完善黃金期貨市場(chǎng)提供理論借鑒。

黃金期貨；價(jià)格；影響因素；回歸

一、引言

中國(guó)黃金期貨于2008年1月9日在上海期貨交易所上市，經(jīng)過(guò)9年的摸索與發(fā)展，該市場(chǎng)已經(jīng)積累了一定的深度與廣度，但仍處在初級(jí)發(fā)展階段。目前中國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于關(guān)鍵的轉(zhuǎn)型期，黃金期貨作為投資者套期保值、規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)同時(shí)可以獲得收益的工具，內(nèi)在的蘊(yùn)藏著諸多的風(fēng)險(xiǎn)。特別是2013年4月黃金價(jià)格暴跌至每盎司1400美元，市場(chǎng)呈現(xiàn)持續(xù)低迷，并引發(fā)投資者的恐慌心理。因此，我們必須不斷認(rèn)識(shí)和完善黃金期貨市場(chǎng)，其中對(duì)黃金期貨價(jià)格影響因素的研究是十分有效的途徑，這有利于投資者更好的利用黃金期貨進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避；有助于檢驗(yàn)我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能；有助于對(duì)我國(guó)黃金期貨價(jià)格的變動(dòng)趨勢(shì)做出更準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)；也有利于有關(guān)部門(mén)加強(qiáng)對(duì)黃金期貨市場(chǎng)的監(jiān)管。

二、文獻(xiàn)綜述

有關(guān)黃金期貨價(jià)格影響因素的研究，國(guó)外學(xué)者Christie-David(2000)選取1992-1995年間的月度數(shù)據(jù)，通過(guò)實(shí)證研究表明 CPI、PPI、GDP 等宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)對(duì)黃金期貨價(jià)格有顯著影響。Smith(2001)提出黃金價(jià)格與主要工業(yè)國(guó)家的股票價(jià)格指數(shù)變動(dòng)存在方向變動(dòng)關(guān)系。Capie Mills和 Wood(2004)在實(shí)證結(jié)果中指出黃金價(jià)格與發(fā)達(dá)國(guó)家匯率之間負(fù)相關(guān)；Levin and Wright(2010)認(rèn)為黃金是調(diào)節(jié)通貨膨脹的良好工具，同時(shí)由于美國(guó)的通貨膨脹率與產(chǎn)油國(guó)的經(jīng)濟(jì)和政治風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)，所以他們還認(rèn)為原油價(jià)格也會(huì)影響黃金價(jià)格。

國(guó)內(nèi)學(xué)者馮輝、張蜀林(2012)通過(guò)建立黃金期貨價(jià)格決定要素模型，認(rèn)為長(zhǎng)期內(nèi)國(guó)際黃金期貨價(jià)格決定要素為世界GDP、美元指數(shù)、利率、美國(guó)經(jīng)濟(jì)狀況；經(jīng)濟(jì)危機(jī)期間價(jià)格決定要素為美元指數(shù)、主權(quán)信用違約互換、波動(dòng)率指數(shù)、全球流動(dòng)性、通貨膨脹。沙青、張曉東(2013)運(yùn)用多因素實(shí)證分析方法對(duì)影響我國(guó)黃金期貨價(jià)格的影響因素進(jìn)行探究，結(jié)果表明黃金現(xiàn)貨價(jià)格、紐約黃金期價(jià)格、石油指數(shù)和美元指數(shù)對(duì)黃金期貨價(jià)格變動(dòng)貢獻(xiàn)率較大。張漩(2013)運(yùn)用GARCH模型進(jìn)行實(shí)證分析，表明通貨膨脹、貨幣供應(yīng)量對(duì)黃金期貨的價(jià)格有較為顯著的正向影響，而資本市場(chǎng)股價(jià)的波動(dòng)、人民幣匯率則對(duì)其有較為顯著的負(fù)向影響。楊勝剛、陳帥立、王盾(2014)通過(guò)建立VAR模型，分析得出我國(guó)期貨市場(chǎng)的價(jià)格主要受到上海、倫敦的黃金現(xiàn)貨和美國(guó)COMEX黃金期貨價(jià)格的影響。

以上研究表明，黃金期貨價(jià)格會(huì)受到國(guó)內(nèi)、國(guó)際多種宏觀因素的影響，并隨著經(jīng)濟(jì)周期的不同而表現(xiàn)出不同的特征，因此不能一概而論。本文借鑒前人的研究成果構(gòu)建多元線性回歸模型，并根據(jù)實(shí)證結(jié)果得出相應(yīng)結(jié)論。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)被解釋變量與解釋變量

1.被解釋變量

本文選取中國(guó)黃金期貨價(jià)格作為被解釋變量Y。

2.解釋變量

本文選取了8個(gè)指標(biāo)并作出如下闡述：貨幣供應(yīng)量(M2)，通常認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量與黃金期貨價(jià)格正相關(guān)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)，當(dāng)一國(guó)出現(xiàn)嚴(yán)重的通貨膨脹時(shí)，人們出于避險(xiǎn)的考慮就會(huì)大量購(gòu)置黃金，進(jìn)而黃金價(jià)格就會(huì)大幅上升，因此，黃金期貨價(jià)格與通貨膨脹水平正相關(guān)。美元指數(shù)(DI)，由于美元具有世界貨幣的職能，當(dāng)黃金價(jià)格上升時(shí)，各國(guó)央行可能會(huì)減少美元儲(chǔ)備購(gòu)買(mǎi)黃金儲(chǔ)備，預(yù)期美元指數(shù)與黃金期貨價(jià)格負(fù)相關(guān)。上證綜指(SSD)，由于股票市場(chǎng)與期貨市場(chǎng)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，所以預(yù)期上證綜指與黃金期貨價(jià)格負(fù)相關(guān)。宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)(MECI)，當(dāng)一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行良好時(shí)，人們對(duì)黃金期貨的投資熱情也會(huì)降低，從而導(dǎo)致黃金期貨價(jià)格下降，因此，黃金期貨價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)負(fù)相關(guān)。黃金儲(chǔ)備(GR)，從供求的角度看，黃金儲(chǔ)備越多，黃金現(xiàn)貨的價(jià)格就越低，黃金期貨的價(jià)格也會(huì)隨之降低，因而，黃金儲(chǔ)備應(yīng)該與黃金期貨價(jià)格負(fù)相關(guān)。人民幣美元匯率(USDR)，如果美元兌人民幣匯率上升，說(shuō)明美元強(qiáng)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)態(tài)勢(shì)良好，人們無(wú)需通過(guò)大量?jī)?chǔ)備黃金來(lái)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，從而黃金需求量下降，價(jià)格下跌，因而，美元兌人民幣匯率與黃金期貨價(jià)格負(fù)相關(guān)。AU9999黃金現(xiàn)貨交易價(jià)格(CSGP)，黃金期貨是黃金現(xiàn)貨的衍生品，兩者存在著價(jià)格聯(lián)動(dòng)效應(yīng)，因此正相關(guān)。

(二)模型選取

本文的實(shí)證模型采用多元線性回歸模型，本文采用如下所示的參數(shù)回歸方程：

Y= a +b1X1+b2X2+b3X3+…+biXi，其中i =1,2,3,…,n

(三)數(shù)據(jù)選取及理由

本文選取2009年8月至2016年8月作為樣本區(qū)間，將可以取得的85個(gè)月度數(shù)據(jù)作為有效研究樣本，由于不同來(lái)源的數(shù)據(jù)存在波動(dòng)，因此本文對(duì)所有指標(biāo)變量的數(shù)據(jù)采用取對(duì)數(shù)的形式來(lái)熨平波動(dòng)，數(shù)據(jù)來(lái)源為同花順數(shù)據(jù)庫(kù)。

四、實(shí)證分析

(一)ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)

由于建立多元線性回歸型需要時(shí)間序列是平穩(wěn)的，所以先對(duì)各變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，本文采取ADF檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下表：

變量檢驗(yàn)形式ADF值P值結(jié)論水平檢驗(yàn)Y(C,T,11)-2.29310.4327不平穩(wěn)M2(C,T,11)-1.03000.9331不平穩(wěn)CPI(C,0,11)-2.56720.1039不平穩(wěn)DI(C,0,11)-0.63720.8556不平穩(wěn)SSD(C,0,11)-1.55850.4992不平穩(wěn)MECI(C,T,11)-4.33450.0046平穩(wěn)GR(C,0,11)0.03440.9585不平穩(wěn)USDR(C,0,11)-1.56370.4965不平穩(wěn)CSGP(C,T,11)-2.61370.2755不平穩(wěn)一階差分D(Y)(C,T,11)-6.53330.0000平穩(wěn)D(M2)(C,T,11)-6.07300.0000平穩(wěn)D(CPI)(C,0,11)-10.27420.0000平穩(wěn)D(DI)(C,0,11)-6.34290.0000平穩(wěn)D(SSD)(C,0,11)-7.42150.0000平穩(wěn)D(GR)(C,0,11)-8.90280.0000平穩(wěn)D(USDR)(C,0,11)-6.02810.0000平穩(wěn)D(CSGP)(C,T,11)-10.13580.0000平穩(wěn)

經(jīng)ADF檢驗(yàn)，時(shí)間序列Y，M2，CPI，DI，SSD，MECI，GR，USDR，CSGP的一階差分都是平穩(wěn)的，所以可以進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

本文采用基于模型回歸殘差的協(xié)整檢驗(yàn)，其主要思想是對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，若殘差序列是平穩(wěn)序列，則表明方程的因變量和解釋變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則不存在協(xié)整關(guān)系。

首先，建立方程：

Y = C(1)+ C(2)×M2 + C(3)×CPI + C(4)×DI + C(5)×SSD + C(6)×MECI + C(7)×GR + C(8)×USDR + C(9)×CSGP

并對(duì)其進(jìn)行估計(jì)，得到如下圖所示的估計(jì)結(jié)果：

上圖顯示，F(xiàn)值為288.0740，Prob概率值為0，說(shuō)明模型總體上顯著性良好；R方和調(diào)整后的R方均保持0.96在以上，表明模型擬合程度比較理想；D-W值為2.276926，大于標(biāo)準(zhǔn)值2，說(shuō)明回歸方程的殘差序列不存在序列自相關(guān)。接著提取殘差序列，并對(duì)其進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下圖所示：

從圖中可知，殘差單位根檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量=-10.49147，其相應(yīng)的概率值P=0，因此拒絕殘差序列存在單位根的原假設(shè)，模型通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)，存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

(三)多重共線性

解釋變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣如下圖所示：

M2CPIDISSDMECIGRUSDRCSGPM21.0000-0.32150.58450.1072-0.87910.6255-0.6495-0.2771CPI-0.32151.0000-0.5550-0.18970.6318-0.25950.07570.6249DI0.5845-0.55501.00000.6036-0.71140.84040.1137-0.6104SSD0.1072-0.18970.60361.0000-0.23280.43250.2762-0.4426MECI-0.87910.6318-0.7114-0.23281.0000-0.62870.51840.4122GR0.6255-0.25950.84040.4325-0.62871.00000.0984-0.3232USDR-0.64950.07570.11370.27620.51840.09841.0000-0.0196CSGP-0.27710.6249-0.6104-0.44260.4122-0.3232-0.01961.0000

通過(guò)觀察相關(guān)系數(shù)矩陣，解釋變量M2與MECI、USDR，DI與MECI、GR之間的相關(guān)系數(shù)非常高，因此可以認(rèn)為解釋變量之間存在多重共線性。故需通過(guò)逐步回歸消除多重共線性。先分別擬合y對(duì)M2、CPI、DI、SSD、MECI、GR、USDR、CSGP的一元回歸，得到如下表所示的8個(gè)一元回歸模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，每個(gè)回歸方程只給出解釋變量系數(shù)估計(jì)值、t統(tǒng)計(jì)量、t統(tǒng)計(jì)量相應(yīng)的概率值P以及擬合優(yōu)度R2。

M2CPIDISSDMECIGRUSDRCSGP系數(shù)估計(jì)值-0.13056.2000-1.5805-0.35201.6792-0.2522-0.29230.9616t統(tǒng)計(jì)量-2.34237.3472-7.2375-4.87413.8963-3.2857-0.687346.5787概率值P0.02160.00000.00000.00000.00020.00150.49380.0000R20.06200.39410.38690.22250.15460.11510.00570.9632

現(xiàn)在按照各個(gè)解釋變量一元回歸模型的擬合優(yōu)度大小進(jìn)行排序：CSGP、CPI、DI、SSD、MECI、GR、M2、USDR，以CSGP為基礎(chǔ)，依次加入其它解釋變量進(jìn)行逐步回歸。通過(guò)逐步回歸，剔除CPI、DI、MECI、GR、M2、USDR，最終保留解釋變量CSGP、SSD，得到的回歸方程為：

Y = 0.6023 + 0.9414×CSGP - 0.0347×SSD

最終估計(jì)結(jié)果如下圖所示：

圖中顯示F值為1126.84，Prob概率值為0，說(shuō)明模型顯著性良好；同時(shí)，R方和調(diào)整后的R方均在0.96以上，表明模型的擬合程度較為理想；而D-W值為2.198814，比標(biāo)準(zhǔn)值2高，說(shuō)明回歸模型的殘差序列不存在序列自相關(guān)。

五、結(jié)論

通過(guò)以上實(shí)證結(jié)果，表明我國(guó)黃金期貨價(jià)格的主要影響因素是黃金現(xiàn)貨價(jià)格和上證綜指?？偟膩?lái)說(shuō)，雖然我國(guó)黃金期貨市場(chǎng)起步較晚，但是其發(fā)展迅速，潛力巨大，市場(chǎng)有效性不斷提高，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能正在逐步完善。我們應(yīng)繼續(xù)加大改革力度，促進(jìn)黃金期貨市場(chǎng)在我國(guó)的發(fā)展，吸引更多的投資者參與黃金期貨的交易。

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