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郑州期货市场量价关系的实证分析 统计观察2007 a:~ 5期(总第237期〉·-温理且I!rJ匾在~回应泪最价关系的实证分析;牵慧茹一、研究方法和模型选择因果关系。进行分析:(一)交易量处理(二)GARCH模型|白log忡α。+α1. 1+φ」立1+ 本文采集了2∞4年6月1日翌将期货价格波动2主义为R，=ln(p/p，11飞/11:-1; 1’ ~ 2006年7月28日棉花期货合约每天的讥其中P，代表第t天棉花期货的收盘。Ilog(h#039;_I)( 6) 收盘价和交易量(数据来源:郑州商品交价，R，也可以理解为期货价格收益。收益若ψ功。，说明信息作用非对称，当易所网捕)。由于每个期货合约都将在一序列的慕本统计最如表1所示，均假和ψlt;0时，杠杆效应显著。定时间到期，因此如何产生一个连续的偏度为负;峰度明显大于3，其经验分布二、实证结果及分析期货价格序列是个难制。本文Jti;取商交与正态分布相比呈现尖峰厚尾的特征。(一)交易受处理结果割期最近月份的期货合的作为代表，在此外，Jarqu←Bera正恋检瞌也表明收益只有平稳的时间序列才能直接建立进入交割月后i提取下一个最靠近交割月率序列不符合正态分布。由于期货价格ARMA模型，本文利用单位根检验方法份的合的，得到连绵期货价格序列和交收益序列存在非正态性和搅动集群性，对交易最序列的平稳性进行判断，检验易最序列。服始的交易撞数据存在辛苦非不能采用传统的最小二乘法估计量价关的t统计最值是-19.701，远远小子显著平稳性和时间序列相关性问题，因此需系，而是采用GARCH模现进行分析。性水平为1%的临界值-2.5701，所以交要用下面的自凹阳模型ARMA忡，q)对|袋1期货价格收直在2障基本统计特征易最序列不存在单位根，是交易最数掘进行处理，以得到一个平稳平稳的，可以对其建立的、非相关的交易撞序列作为信息指标ARMA模型。由表2的相关的代珊:Engle(1982)提出的自阴归条件异方系数可知，交易最存在高度的序列相关V川+6V#039;_1+中I8λ4..+8pV忡+e，叫乱盘棋型(ARCH)和Bollerslev(1986)扩展性，这说明交易量所传递的信息流过程1+…+ηqB叫(1)的GARCH模型允许时序变嚣的条件方也是跟著相关的。交易量的偏自相关系其中:V，为日交易量，参数盯为常提具有时变特性，而且可以有效解决过数是10步结尾的，因此选择AR(lQ)模数;86...(:Ip是自问阳模型系数;p为1、2、股峰度对建模的影响，因此利用该模型剧去除了序列相关性，得到了不可预期自回归模型阶数叫是q阶移动平均模研究市场价格搅动是一个自然的选择。交易最vu和预期交易量v，o型系数。式(1)的残差估计值剔除了序列本文实证研究囱均值方程与条件标准搅(二)绝对价格变动与交易受正相相关性，因此将它是定义为不可预期交动方和两部分构成，从而刻画出交易最关，价格变动与交易受不相关易量Oê.为vu)，用米表示新信息对市场与期货价格搅动的内在联系。构造模型的影响;将该模型的拟合值定义为预期如下:滞后阶数1 1 1 2 1 3 1 4 1 5 R产c+ARMA(p，ψ+1#039;:，矶|φ，-N(O，hJ(3) 白相关系数10.0801…0创810.1141-0.0241-0.020交易量(记为v，)，它反映了交易最J:??可偏自相关系数10.0801…0.04510.122 1-0.0471-0.∞2 以预测的成分。通过分析不可预期交易h严α价仅向+??1ht-1(4) 滞后阶数1 6 1 7 1 自1 9 1 10 量与价格搅动的关系可以确定市场对新其中参数满足条件:α。坤，??1gt;0川自相关系数10叫也叩0.0491栅1-0.1ω信息的反应速度和程度。偏自相关系数10.013 1-0.04叫0.06310 .072 1-0.111 ??1lt;l.αI+??1反应了价格被动的连续性。……一……l 川(二)Granger闲来关系检验由(4)式，价格波动的时变方差定义为过|为考察(绝对)价格变动与交易量的判断两个变景之间的动态影响关去价格榄动的残差平方与滞后条件方签|关系，本文分别利用相关系数和阴归分系，需要先估计二元模型，然后在简化式的函数。1析进行检验。经过简单汁算得出:价格变方程中检验滞后解释变撞的系数显著根据棍合分布假说理论，本文t巴交|动与交易最、绝对价格变动与交易最的性:易最变量作为信息到达过程的替代变|相关系数分别为叩0.004074和0.0958440X，=α价L~=lα儿;+L~=l b几(2) I最所以把交易最作为弱外生变最直接|查相关系数表发现:在5%显著水平下绝若b吨，i=I....，p成立，则认为Y不|加入条件方整方程，于是得到(5)式|对价格变动与交易最之间正相关关系显j