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研究方法及數據

(一)研究方法

本文利用期貨價格收益率和成交量、持倉量之間動態關系分析玉米期貨市場的信息傳導效應。根據Schwert和Seguin(1990)以及Bessembinder和Seguin(1993)的研究思想，動態分析模型由條件均值方程和條件標準波動方程兩部分構成，由于條件標準方差會受到來自成交量和持倉量變化的影響，因此，分析成交量和持倉量對期貨價格收益波動的影響時，本文把成交量和持倉量作為條件標準波動方程中的內生變量考慮，再通過條件均值方程與條件波動方程之間的關系進一步得出期貨價格收益與成交量、持倉量之間的內在聯系。在期貨交易中，通常把成交量和持倉量看成是兩個十分重要的指標，成交量能夠用來反映市場信息量的大小，而持倉量則可以反映市場套期保值的活躍程度和不知情交易者的數量，而且，成交量和持倉量還能較好地用來反映知情和不知情投機者和套期保值者進行期貨交易活動時對期貨價格變化的影響。為更深入地探討期貨市場成交量和持倉量對價格收益波動的影響，本文將成交量和持倉量分為可預期部分和不可預期部分，并分別考慮可預期和不可預期成交量和持倉量與期貨價格收益率之間的內在關系。對期貨市場成交量和持倉量的可預期部分和不可預期部分采用以下方法來確定:在把成交量和持倉量納入到模型之前，首先對成交量和持倉量時間序列進行平穩性檢驗，若為平穩序列，可用AR(5)對成交量和持倉量序列進行回歸;若為非平穩性序列，則作ARIMA(5，1，0)處理。此處對AR(5)和ARIMA(5，1，0)均考慮了一周的時間，即考慮有5天的滯后期。兩個回歸估計式的殘差可由下式給出:^εt=At－EAtAt－τ，τ=1，2，…，{}5(4)式(4)中，At為t日的成交量或持倉量，當成交量或持倉量為非平穩序列時，則為成交量或持倉量的差分。根據Schwert(1990)以及Gallant、Rossi和Tauchen(1992)等研究結果，過去價格的波動對成交量和持倉量也具有一定的解釋力，因此，進一步對式(4)的殘差項剔除價格的歷史波動對成交量和持倉量的影響。

(二)數據來源及處理

本文采用大連商品交易所(dce)玉米期貨合約的日收盤價、日成交量和日持倉量交易數據進行實證分析，數據來源于大連商品交易所行情報價系統和WIND行情軟件，時間跨度為2006年9月1日到2010年8月30日。由于期貨合約的特殊性，每一個合約都有一定的存續期，即每一合約期貨價格和成交量、持倉量數據具有不連續的特點，且同一交易日同時會有多個不同交割月份的期貨合約進行交易，因此，同一期貨品種在同一交易日有多個不同交割月份的期貨數據存在。本文根據DCE玉米期貨各合約的實際交易情況選擇交易相對活躍、成交量相對較大的主力合約獲取連續合約數據，剔除了玉米期貨市場因節假日休市、玉米期貨合約臨近交割期和連續出現漲跌板而導致交易所臨時調高保證金比例等非市場因素導致的成交量、持倉量和價格異常波動值，共得到DCE玉米連續合約的交易數據867個。

實證研究

(一)玉米期貨價格收益率統計特征

DCE玉米期貨價格收益率的基本統計特征。可以看出，玉米期貨價格收益率標準差為1.039，說明價格收益率波動性不強;偏度值為0.517，呈現出左偏的特征，但絕對值較小，說明收益率分布大致對稱;峰度值為7.744，明顯大于3，表現出尖峰特征，而且JB正態檢驗值較小，說明玉米期貨收益率在一定程度上服從正態分布特征;Q(5)統計值在10%的置信水平下不顯著，說明價格收益率的自身預測能力不強。

(二)價格收益率波動與成交量、持倉量之間信息傳導效應

DCE玉米期貨價格收益率與成交量、持倉量之間的內在信息傳導關系可通過式(1)和式(2)刻畫，表2給出了玉米期貨價格收益率與成交量、持倉量之間的參數分析結果。DCE玉米期貨市場的成交量系數為正，且在5%的顯著性水平下統計顯著，表明玉米期貨成交量與價格收益率波動之間存在正向關系，DCE玉米期貨市場新信息的進入導致成交量的變化對期貨價格收益率的波動具有正向沖擊作用。玉米期貨市場的持倉量系數為負，并在5%的顯著性水平下統計顯著，表明DCE玉米期貨市場持倉量與期貨價格收益率波動之間負相關，DCE玉米期貨市場新信息的進入對期貨價格收益率的波動具有反向沖擊作用。也就是說，進入市場的信息引起持倉量的增加能夠減小期貨價格收益率波動的幅度，而進入市場的信息引起的持倉量的減少則能夠增加期貨價格收益率波動的幅度。由于新信息的進入導致成交量的變化和持倉量變化對期貨價格收益率波動的信息傳導方向是相反的，而一般來說，這種傳導作用會同時發生，因此，兩個作用之間會有相互抑制效應，若用參數α表示這種抑制效應，并令α=μ/η，則當0＜α＜1時，表明市場新信息引起的持倉量變化對期貨價格收益率波動的負向作用大于新信息引起的成交量的變化對期貨價格收益率波動的正向作用;當α＞1時，表明新信息引起的持倉量的變化對期貨價格收益率波動的負向作用小于新信息引起的成交量的變化對期貨價格收益率波動的正向作用。表2中，α值為2.705，大于1，表明持倉量的變化對收益率波動更為敏感。再從調整后的R2來看，其值為17.5%，表明DCE玉米期貨市場成交量和持倉量的變動反映新信息的進入并將信息傳導到期貨價格收益率波動上的能力較強*，即期貨價格收益率波動能夠很好地通過成交量和持倉量的信息傳導加以刻畫。

(三)價格收益率波動與可預期和不可預期的成交量和持倉量之間信息傳導

為了更深入分析DCE玉米期貨市場成交量和持倉量對期貨價格收益率的影響，闡明玉米期貨市場內部的微觀結構特征和市場信息傳導方式，本文將成交量和持倉量進一步分解為可預期部分和不可預期部分。條件均值方程(1)和條件標準波動方程(6)反映了分解后的成交量和持倉量的變動與價格收益率之間的信息傳導關系。表3給出了式(1)和式(6)的參數統計結果。由表3可知，DCE玉米期貨市場可預期成交量與不可預期成交量系數符號均為正，并且均在5%的顯著性水平下統計顯著，說明DCE玉米期貨市場成交量反映的市場新信息對價格收益率的波動具有正向傳導作用，這一結論與表2的分析結果基本吻合。然而，可預期成交量和不可預期成交量對價格收益率波動的影響是非對稱的。從可預期成交量與不可預期成交量系數絕對值的比率來看，μue的系數絕對值要大于μe的系數絕對值，即μue/μe＞1，這表明當新信息到達市場后，不可預期成交量的變動對期貨價格收益率的信息傳導作用明顯高于可預期部分。出現這一結果的原因可能是由于可預期成交量包含的新信息到達市場和不可預期成交量包含的信息到達市場的速度是不一致的，亦即可預期成交量和不可預期成交量信息傳導的效率是有差異的。將持倉量分為可預期部分和不可預期部分后，從表3的系數來看，DCE玉米期貨的可預期持倉量系數為負，并且在5%的顯著性水平下統計顯著。不可預期持倉量的系數雖然也為負，但統計不顯著。我們認為，產生這一現象的原因可能是由于DCE玉米期貨市場的持倉量以套期保值者持倉為主，他們更關注的是與自身持有現貨量成一定比例的那部分持倉量的變動，因而他們對持倉量的異常變動即不可預期持倉量的變動帶來的信息反應不敏感。此外，期貨市場中小投資者以日內交易者或短線交易者為主，他們通常采用快進快出的交易方式，很少持有隔夜倉，因此對持倉量的異常變動反應也不敏感，從而導致了不可預期持倉量的變動對價格收益率波動信息傳導作用較弱。從調整后的R2值來看，DCE玉米期貨成交量和持倉量對期貨價格收益率波動的信息傳導作用較高，達到23.1%，說明成交量和持倉量對收益率波動的解釋能力較好。并且與沒有將成交量和持倉量分解為可預期部分和不可預期部分相比，將成交量和持倉量分解后調整的R2值比分解前要高，說明將成交量和持倉量進行分解可以更顯著地刻畫它們對價格收益率的信息傳導作用，并且也能更好地反映新信息在市場上的傳導方向和傳導效率，以揭示出期貨市場深層的信息傳導關系。

研究結論

本文考察了DCE玉米期貨價格收益率的基本統計特征，對期貨價格收益率波動與成交量、持倉量以及價格收益率波動與可預期和不可預期的成交量和持倉量之間的信息傳導關系進行了實證分析。研究結果發現:(1)DCE玉米期貨成交量與期貨價格收益率波動之間存在正向關系，持倉量與期貨價格收益率波動之間存在負向關系，并且持倉量的變化對期貨價格收益率波動更為敏感。(2)將成交量和持倉量分為可預期部分和不可預期部分后，可預期成交量和不可預期成交量對價格收益率波動的影響是非對稱的，不可預期成交量的變動對期貨價格收益率的信息傳導作用明顯高于可預期部分，可預期成交量和不可預期成交量的信息傳導效率存在明顯差異。可預期持倉量對價格收益率波動存在負向關系，但不可預期持倉量對價格收益率不敏感，將成交量和持倉量分解后可以更顯著地刻畫其對期貨價格收益率的信息傳導作用。

作者：邵永同單位：天津商業大學經濟學院