IMI工作论文｜大宗商品金融投资与商品价格

原文信息

作者：

Liu Peng, SC Johnson College of Business and School of Hotel Administration, Cornell University

Qiu Zhigang, Research Fellow of IMI, School of Finance, Renmin University of China

Xu Xiaoyu, Department of Finance, Red McCombs School of Business, University of Texas

摘要

本文研究大宗商品金融化对商品价格的影响，发现大宗商品金融投资淡化了便利收益率(基本面的代理变量)和商品价格之间的关系。由于机构投资者迅速开始在商品期货中建仓，便利收益率对商品价格变动的解释力在2004年后从63%下降到33%。本文构建了一个包含金融投资冲击的大众商品市场模型对该现象进行理论分析，并使用21种美国交易商品的期货价格和12种农业商品的指数交易者头寸来实证验证理论模型的预测。由于大宗商品金融投资对不同商品期货都有影响，我们发现大宗商品的现货价格在金融投资的影响下出现了同涨同跌的。

以下为文章核心内容：

 1

引言

商品金融化是商品市场的新趋势。自2004年以来，随着越来越多的机构为了投资组合多样化而投资商品期货，商品作为一种新的金融资产类别得到了越来越多的认可。2000年股票市场的崩溃，以及大宗商品表现与股市走势之间的不相关，导致养老基金、对冲基金和其他机构的基金经理开始投资大宗商品市场。商品金融化在过去二十年对商品市场产生了重大影响。

无论是在交易所还是场外交易市场，大宗商品期货市场的金融投资都不断增加，这极大地改变了市场结构。事实上，在本文中我们发现便利收益率(基本面的代表)和商品价格之间的关系在2004年后变得不明显。平均而言，便利收益率变动在2004年前能解释63%的现货价格变动；然而，2004年后，这一影响变为约33%。金融投资的增加和大宗商品价格的异常波动似乎高度相关。这只是巧合，还是金融需求是大宗商品价格走势的驱动力？本文将对此问题进行理论和实证分析。

我们采用基于需求的框架来分析金融投资对商品定价的影响。实际需求对2004年后的价格走势的解释力较小。在传统的商品模型中，有两类参与者:对冲者和投机者。套期保值者卖空期货以对冲他们的实物生产(或库存)；投机者向对冲者提供流动性。由于金融投资者在商品市场中变得越来越重要，尤其是近年来，我们在模型中除了对冲者和投机者之外，还增加了金融投资者。对冲者和投机者都基于效用最大化做出交易决策，但金融投资者的交易被认为是外生的。

为了验证模型预测，我们获取了在美国期货市场交易的21种商品的数据来测试模型预测。我们发现，经实际需求（以便利收益率表示）调整后，商品价格2004年后急剧增加。而且，便利收益率对商品价格的解释力很弱。2004年之后比2004年之前有所增长。将商品指数投资作为一种金融需求，我们发现商品价格确实取决于商品指数的位置。此外，我们在现场识别联动基本独立商品的价格，因为金融需求是相关的。本文将金融投资视为外生需求冲击，因此也属于有关基于需求的资产定价模型。

 2

便利收益和2004年前后的商品价格

我们认为 2004 年是商品市场的结构性断裂，因为2004年以后，机构投资者的金融投资迅速流入商品期货市场。考虑到金融投资的规模，我们推测这种投资流入导致显着的无法改变商品价格。我们的第一个观察是关于便利收益率，它被视为对于基本面代表，应该与商品价格有稳定的关系。图1描绘了四种主要商品的商品价格与便利收益率之间的关系。2004年之前，便利收益率与现货价格联动较强，关系非常稳定。然而，2004年之后，联动变弱，两个变量有时甚至向相反的方向移动。很明显，结构性断裂对商品有显着影响，便利收益率似乎没有大宗商品价格的主要驱动因素。由于结构性断裂是由于金融投资，我们推测机构投资者的需求冲击是减弱这种相关关系的原因。

 3

基于需求的模型

3.1模型的建立

我们将金融投资视为需求冲击，因此采用基于需求的分析框架。在一个经济中，存在三种类型的资产：实物商品、与其相关的商品期货和无风险资产。累积便利收益 由以下服从以下过程：

式中 δ为方便系数率，B表示布朗运动。便利收益率在模型中假设是外生的，便利收益在模型中假设它是外生的，因为便利收益的决定因素不是本文的重点。值得注意的是，虽然便利产量可以内生建模，但外生性假定的便利产量避开了对商品消费和生产建模的困难。

我们假设现货价格St的瞬时到期期货合约是一种在下一时刻的收益等于现货价格的资产。当假定某一商品在任何时候都有一份即日到期的期货合约时，就意味着在每一个时刻都有一份期货合约到期，同时又有另一份期货合约到期。从利差关系的成本来看，瞬时到期的期货可表示为：

除了实物商品及其相关的期货，投资者还可以进入一个无风险的货币市场账户，支付不变的利率r>0 。

经济中有三种类型的代理人:套期保值者、投机者(或套利者)和指数投资者。第一类代理人是套期保值者，他们可以对实物商品进行整体保值。模型中有许多同质套期保值者。我们假设每个套期保值者拥有一个单位实物商品的常数库存。此外，他可以对自己的实物商品进行期货对冲，并投资于货币市场账户，以获得更好的终身效用。第二种代理类型是投机者，他们以套利者的身份进入商品期货市场，试图通过套利来消除由套期保值者和指数投资者造成的错误定价，同时允许市场出清。套期保值者和投机者都知道经济状况(即便利收益的过程)，并做出交易决策。代理的第三种类型是同质的指数投资者v，使用“纸质”期货作为金融资产投资指数投资者做出交易决策一般基于金融资产组合多样化需求和资本约束等原因。我们假设每个指数投资者的交易头寸是外生的，遵循Ornstein-Uhlenbeck (OU)过程：

对于套期保值者和投机者，我们用下标i = 1表示有代表性的套期保值者，i = 2表示有代表性的投机者。此外，我们假设所有的代理都最大化了均值-方差效用：

其中τ为套期保值者和投机者的风险厌恶参数，∅_(i,t)为第i个(i=1,2)代理人所持有的期货合约头寸。优化问题受个体财富过程的影响。对冲者的财富

投机者的财富:

市场出清条件为：

这是因为经济中商品期货的净供给为零。

3.2 均衡条件求解

在本节中，我们将找到一个均衡，在这个均衡中，套期保值者和投机者都将其效用最大化，期货市场出清。瞬时到期日期货价格的过程如下：

因此，（7）和（8）式可以表示为：

命题1：在均衡中，现货价格St为：

其中， λ0 λ1 λ2均为常数。其中：

尽管我们的均衡有多个解，我们仍然可以通过观察得到一些有用的信息。在平衡的性质。首先，虽然存在两个解，但两个解都是正的。由式(13)、式(14)、式(15)可以很容易地得到以下性质:

第一个性质表示，在其他性质相同的情况下，当金融需求增加时，商品现货价格不会下降。对于第二个条件，当指数投资者的购买压力增大时，如命题3所示，购买期货的风险溢价趋于下降。因此，对冲者和投机者都应该少买(或多做空)期货。这些性质对我们的实证分析是有用的。在本文中，我们假设指数投资者交易商品期货是出于多元化的原因。因此，外生金融需求等属于需求侧。这就是为什么我们有市场出清条件(9)。虽然这在大多数情况下是正确的，但一些金融投资者可能出于其他原因交易大宗商品期货。如果它出于某种原因处于供应侧，市场出清条件就会变为：

在这种新的市场出清条件下， 的解是负的。因此，如果金融投资者出于多元化的原因而不进行交易，那么在我们原来的模型中可能会出现一些相反的结果。

命题2：当且仅当v=0,λ2=0.

因此，当且仅当没有指数投资者时，金融需求没有影响。由式(16)和命题2可知，由于λ2=0通常是非零的，金融需求确实会影响商品价格。换句话说，对大宗商品市场的投资可能导致大宗商品价格显著偏离其基本面。请注意，我们的模型是部分均衡的，因为我们没有直接对金融需求的来源进行建模。直觉上，指数投资者很可能是为了分散投资组合而买入大宗商品期货。在这种情况下，他们将以相对较高的价格(高于商品基本面决定的价值)购买商品期货，从而达到降低投资组合风险的目标。

3.3比较静态和模型预测

在比较静态方面，我们主要研究指数投资者和投机者数量对商品价格的影响，以及套期保值者持有的实物库存量对商品价格的影响。因为是一个正常数，(16)式告诉我们，随着金融对期货的需求强劲增长，商品价格趋于上涨。因此，该模型表明，由于金融需求，大宗商品价格可能会大幅上涨，高于其基本价值。我们可以找到λ0，λ1和λ2应对变化的数量。这与凯恩斯(1923)提出的正常现货溢价理论是一致的。此外，由于λ2衡量的是价格变化对金融需求的敏感性，且模型中实物库存量与金融需求无关，因此我们可以看到，λ2不随库存量而变化。根据这一分析，我们推断金融需求是决定商品价格偏离基本面的关键。

命题3：期货的风险溢价为：

如前文所示，套期保值者持有的实物库存越多，期货的卖出(套期)压力就越大，λ0 也就越小，从而增加了商品期货的风险溢价。这也与正常现货溢价理论相一致。在这个理论中，套期保值者向投机者提供风险溢价，引诱他们进入市场；对冲压力越大，风险溢价越高。更重要的是，(19)表明风险溢价也取决于金融需求，金融需求越多，风险溢价越低。这是因为金融需求抵消了套期保值者的套期压力，从而降低了风险溢价。

命题4：现货价格的波动性σs为：

命题5：作为模型的扩展，对于具有多种商品的经济体，即使不同的商品可能有独立的实际需求，但当两者都受到相关金融需求的影响时，它们的价格可以相互关联。

由于金融需求通常受到共同宏观经济因素和投资者风险偏好的影响，对不同商品的金融需求很可能是相互关联的。此外，由于许多指数投资者投资于商品指数(即同时买卖不同商品)，不同商品之间的金融需求很可能是相互关联的。这因此，对不同商品的金融需求可以被认为是近年来观察到的不同商品之间高相关性的因素。

 4

数据

我们的数据包括21种美国交易商品的期货合约。谷物类包括芝加哥小麦、堪萨斯小麦、玉米、燕麦、大豆、大豆油和豆粕；能源板块包括原油、取暖油和天然气；软性组包括棉花、橙汁、可可、糖和咖啡；金属类包括铂、钯和铜；活牛包括瘦肉猪，活牛和牛饲料。我们的样本中不包括金或银，因为两者通常都没有“实际”的用途，因此没有显著的产量。对于所有商品期货，我们使用的是从1990年1月到2019年12月的周数据。对于每周的数据，我们在计算现货价格和便利性收益时指定一个近月合约和一个远月合约。为了调整许多商品期货的季节性，我们通常使用到期时间为1个月和13个月的期货合约，除了一些商品期货的13个月期货价格数据无法获得，以期限较短的期货合约代替远月合约我们从商品期货交易委员会(CFTC, 2008)的CIT报告中获得了商品指数交易员(CIT)的历史每周多空头寸，其中期货交易员被分为三类：商业交易员、指数交易员和非商业交易员。CIT的报告显示了12种商品的历史多头和空头仓位：玉米、大豆、芝加哥小麦、堪萨斯小麦、豆油、咖啡、棉花、糖和可可饲养牛、瘦肉猪和活牛。主要的商品指数是标准普尔-高盛商品指数(S&P-GSCI)和道琼斯-瑞银商品指数(jd - ubsci)，几乎所有的指数都是基于被动的、完全抵押的商品期货头寸。该利率是基于来自美国联邦储备委员会的3个月康斯坦到期国债(CMT)收益率数据。

 5

理论假说与实证检验

H1：持有便利性收益相同，指数投资者买入商品期货时，商品价格上涨。

为了检验这一假设，我们估计了商品价格水平和金融投资之间的关系。在时间序列检验之前，利用增广Dickey-Fuller检验，我们发现大多数商品价格为I(1)，而便利收益率为I(0)。由于一些变量是非平稳的，有必要应用协整来考虑商品价格和便利收益率之间的长期关系。使用自回归分布滞后(ARDL)模型:

为了估计长期参数的统计推断，选择p = 3和q = 3，并估计每种商品的回归如下:

表2给出了结果。点估计 对所有21种商品都是正的和显著的，这表明商品价格的急剧上涨不仅仅与便利产量(实际商业需求)有关;相反，它们在很大程度上是由其他因素决定的，比如经济需求。这一发现表明，价格便利性收益率关系在2004年前后存在结构性断裂，这与H1和图1一致。前两个系数的比率，可以看作是价格增量的百分比，这是不能用便利收益来解释的。在21种大宗商品中，平均估算的接近127.1%，其中取暖油最高(413.9%)，棉花最低(16.2%)。如果我们比较(13)和(24)的表达式，我们可以看到，由于包含了金融需求，便利收益和商品价格之间的关系被稀释了。

H2:在指数投资者在场的情况下，便利收益率对现货价格的解释力较弱。

为了检验这一假设，我们对每种商品比较了便利收益在多大程度上解释了现货价格的变化。具体来说，我们将现货价格的变化分别回归到2004年前后方便收益率的变化上:

除了公式(27)中的ARDL模型，我们一直在所有时间序列回归中使用变化，我们使用该模型来检验价格水平假设。由于所有商品的便利收益的变化是平稳的，这样做有助于避免产生虚假的结果表3报告了回归结果2004年以前，便利收益对价格的解释能力非常显著。具体来说，在2004年之前，所有商品的平均调整 为63%，这与我们和Pindyck(1993)的概念非常一致，因为方便收益率可以被认为是商品价格的关键基本变量。更重要的是，21种商品在2004年之前调整后的均大于2004年以后的R2，平均差异在30%左右。这和H2是一致的。为了进行稳健性检验，我们进一步控制了方便产量的滞后变化，并发现了定性和定量的相似结果一般来说，很难确定大宗商品的外生金融需求。然而，自2006年以来，CFTC一直在发布12种农产品的CIT多头和空头头寸。如引言部分所述，商品指数投资是商品期货最重要的需求之一。一个关键的事实是，大宗商品指数投资是一种被动投资;它的头寸变化通常是由与大宗商品基本面正交的投资组合多样化需求、资本约束等决定的。因此，指数投资者的头寸可以被认为是与大宗商品基本面无关的。因此，CIT数据允许我们为模型开发直接测试。然后我们提出以下假设：

H3：指数交易员头寸的变化正向影响现货价格的变化。

NetLong代表指数交易者的净多头仓位，即他们的多头仓位减去空头仓位的总和。在表4的Panel A中，我们首先显示了 ConY field和NetLonge之间的相关性在所有12种商品中都很小。这一事实与我们的理论模型假设的便利收益与金融需求的相关性为零是一致的。表4中的面板B报告了按商品分类的回归结果。所有点估计b都是正的，12种商品中有10种在95%或更高的水平上是显著的。这一结果证实了商品价格正依赖于金融需求的假设。在C组中，我们使用所有12种商品的样本估计面板回归，以检验影响的持久性和潜在的不对称性。在第(1)-(3)列中，我们用便利收益率和指数交易员净多头头寸的额外滞后变化重新估计了(29)式。估计表明。与便利收益率的变化(其对现货价格的影响随后会减弱)不同，指数仓位的滞后变化与当前现货价格的变化之间没有显著关联。这些结果表明，指数投资对大宗商品价格有持续的影响。在第(4)列中，我们通过包含一个交互项，当且仅当变化为正时，等于指标位置的变化，进一步检验指标位置增加和减少之间的差异效应。点估计表明，指数头寸减少的影响略大，但从统计上看，与零没有区别。在第(5)-(8)列中，我们将因变量替换为随后三周的现货价格变化。这使我们能够发现指数投资对现货价格的影响在相对较长的时间内可能出现逆转。与列(2)-(4)一致，便利性收益的变化对现货价格的影响随着时间的推移而减弱。相比之下，过去指数头寸的变化并不能预测现货价格的后续变化。这进一步支持了指数投资对大宗商品价格有持续影响的解释。

命题5表明，对不同商品期货的相关金融需求可以引起现货价格的波动，即使商品基本面是相互独立的。为了检验这一独特的预测，我们首先使用主成分分析来调查大宗商品现货价格的变动。我们分别使用2004年前后的商品价格进行分析。由表5可知，第一主成分解释了2004年以前和2004年以后现货价格变化的37.7%和63.0%。按主要成分计算的商品价格的累计解释比例在2004年以后持续上升，最高可达5个主要成分。结合我们之前的发现，这一结果表明，尽管大宗商品基本面之间的相关性有限，但指数交易增加了大宗商品的波动。接下来，我们研究指数交易的成对相关与商品价格的成对相关之间的关系。对于这两个变量中的每一个，我们估计指数交易者所持有的10种商品中每一对商品的同期相关性图2显示了所有估计的两两相关的散点图。显然，在指数交易中关联度较高的大宗商品对在大宗商品现货价格中也往往具有较高的关联度。拟合线反映的回归系数为1.93 (t = 5.17)，与我们的预测一致。

 6

结论

随着机构投资者出于投资组合多元化和资本约束等金融原因，越来越多地投资于商品期货，商品正逐渐被视为一种新的金融资产类别。因此，金融需求正成为商品期货市场的重要力量。本文研究表明，金融投资可以减弱便利收益与商品价格之间的关系。我们建立了一个基于需求的模型，在这个模型中，经济中有三种类型的交易者——套期保值者、投机者和指数投资者。只有套期保值者持有商品现货，所有参与者都在交易商品期货。套期保值者和投机者都通过最大化效用来决定他们的头寸，而指数投资者决定头寸的原因则与商品市场无关。便利收益率被认为是大宗商品基本面的代表。该模型中的均衡商品价格是便利产量和金融需求的结合。因此，当指数投资者进入商品期货市场时，便利收益率对商品价格的解释力被稀释。此外，在指数投资者在场的情况下，大宗商品价格的波动性会上升，因为资金的流入和流出会导致价格随之波动。实证结果表明，2004年中国的便利收益-价格关系呈现结构性变化；自那以后，金融投资者一直在商品期货市场上活跃交易。我们发现，便利收益对2004年以后商品价格的解释能力低于2004年以前。考虑到大宗商品指数投资作为金融需求的一种类型，我们证明金融需求影响12种农产品的价格。我们发现，金融需求的增强会导致商品价格的上涨，金融需求的不确定性也会导致商品价格的波动。

本文系中国人民大学国际货币研究所工作论文

编号IMI Working Paper No.2107

原文刊发于International Review of Finance. 2021

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编辑  徐诗惠

责编  李锦璇、蒋旭

监制  朱霜霜

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