原创《期货市场促进了经济增长吗》
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摘 要：期货市场的发现和风险管理功能有助于实体经济的发展,但期货市场在多大程度上影响了经济增长？本文基于国内外期货市场发展的实践,运用ADF检验、协整检验和格兰杰因果检验等计量工具,对期货市场与经济增长之间的关系进行了实证分析.结果表明,无论国际国内,期货市场对经济增长均具有重要的促进作用,我国尤为明显.同时,相对于商品期货市场,我国金融期货市场的发展一定程度上落后于现实经济的需求,有必要进一步大力建设完善.
关键词：期货市场 功能发挥 经济增长
一、引言
期货市场作为期货合约的交易场所,起源于经济主体规避市场风险的需求,是商品经济发展到一定阶段的产物.借助期货市场的发现和风险规避功能,企业不仅可以对冲风险,锁定成本稳定销售,还可以根据期货提前安排生产计划,在实现自身稳定扩张的同时拉动了经济总量的扩张.随着社会市场经济的建立和发展,以稳定经济运行为主要目标的宏观调控政策成为市场经济的常态,期货市场作为连接金融市场与商品市场的纽带,通过其特有的发现与风险规避功能,有效降低了经济波动,成为现代市场经济体系中维护经济稳定增长的不可替代的组成部分.
期货市场对于经济增长的促进作用不仅表现为稳定企业经营进而实现经济产出的扩张,而且作为金融产业的重要组成部分,期货市场自身的发展壮大也会直接稳定通胀预期,促进社会就业,拉动经济增长.我国期货市场经过20多年的规范发展,结构不断完善,功能逐步增强,服务实体经济的效率也不断提高.但目前,国内外研究对期货市场与经济增长之间的内在关系及其相关性尚未得出统一的结论,对期货市场与经济增长的关系认识尚存分歧,本文拟在已有研究成果的基础上,从经济增长的角度对期货市场的宏观功能进行理论诠释和实证分析,并揭示期货市场对我国经济发展的实际作用和现实意义. 一、文献综述 对于期货市场与经济增长的关系,国内外学者从不同的角度进行过研究和探讨.国外学者对期货市场与经济增长的研究主要集中在期货市场基本功能发挥方面.早在1962年,H．Working( 1962)就提出,期货市场通过众多参与者的交易行为降低了交易成本,增加了市场的流动性.Grosan(1977)、Brannen和Ulveling(1984)则发现期货市场有良好的信息外部性,有利于实现套保和发现.Hieronymus(1993)认为期货市场是最接近于完全竞争的市场,具有确定投机、提供风险转移机制和建立公平的融资渠道等功能.Pennings和Meulenberg(1997)通过对英美等发达经济体期货市场的实证研究,验证了期货市场可以有效进行风险转移.遗憾的是,关于期货市场发展与经济增长之间的内在关系,国外研究者则很少涉及.
相对于国外研究,国内学者对期货市场与经济增长的关系研究,大多通过统计检验的方式验证期货市场与经济增长之间的相关联系.董斌( 2006)运用经济计量及案例研究方法对我国期货市场成交额与GDP之间的关系进行研究,结果证实了我国期货市场对经济增长具有显著的推动作用.何蒲明（2011）认为,期货市场在促进经济增长方面作用明显,但实证检验显示经济增长并不是期货市场交易额的格兰杰原因.黄凤麟( 2011)研究了期货交易量与GDP之间的相关关系,得出国内期货市场正在逐步健全发展,期货与宏微观经济的相关性正在逐步加强的结论.郑禄飞、吴慧( 2016)则利用VAR模型分析我国期货市场发展和经济增长之间的内在关系,结论显示我国经济增长促进了期货市场的稳定发展,而期货市场发展对经济增长的反作用则尚需加强.
综上,对于期货市场与经济增长的关系,国外相关研究基本肯定了期货市场功能发挥的有效性,但从宏观角度讨论期货市场与经济增长的研究较少,而对经济增长与期货市场的关系,国内学者研究结论存在一定的分歧和矛盾.因此,本文在前人研究基础上,从国内外期货市场发展的视角,利用统计计量模型对期货市场与经济增长之间关系进行分析,同时结合近年来我国期货市场运行特征及结构演化,揭示中国期货市场与宏观经济之间的内在联系.
三、期货市场与经济增长之间的内在关系
国际经验表明,一个国家期货市场的发展同该国的经济发展基本上是保持一致的.具体来说,期货市场一方面要与国民经济的发展阶段相协调,另一方面要与国民经济的产业结构相协调.在成熟的期货市场中,期货交易额大致是同现货产值维持一定比例的,这就保证期货市场的品种结构同国民经济的产业结构也是保持一致的.再从期货市场品种演变的历史来看,每一个重大品种类别的出现都与产业结构的重大调整相关.在农业占主导的社会,随着农业生产技术的提高和农产品贸易的大规模发展,产生了农产品期货；工业原料及能源期货的产生是工业革命后西方社会进入工业化社会的必然结果；在后工业时代,金融期货最终乘势登上历史舞台,尽显风采.
农产品期货一金属与能源期货一金融期货这一国际期货市场发展演变的先后顺序与国际经济经历过的传统的农业经济一工业经济一金融服务业经济三个发展阶段息息相关.了解这一规律,对于像中国这样的后发期货市场发展至关重要.后发期货市场没有条件再去经历一个期货市场的自然演进过程.因此,在尊重市场创新主体地位的前提下,国家必须从宏观角度把握期货市场的发展方向,根据产业的发展需要和产业结构来部署期货市场的发展战略,使期货市场发展适应中国市场经济的发展阶段,满足中国经济发展的内在需要.
期货市场促进经济增长的核心功能在于风险配置和发现.因此,它对经济增长的作用可以通过以下两个方面来实现：一方面,期货市场将现货市场的风险在套期保值者和投机者之间进行有效转移,对产生的风险在全社会范围内进行重新分配,从而优化风险配置；经济增长过程中的周期性波动风险通过期货市场得以化解,本身就是对持续经济增长的巨大贡献.另一方面,建立在充分竞争基础上的期货信息成为投资者、消费者、生产者在制定相关决策时的重要依据,从而达到优化资源配置的目的；相对于证券市场的资金配置功能而言,期货市场的“指挥棒”配置资源的效果更为明显.通过优化风险配置和优化资源配置,期货市场有力地促进资本积累和技术进步,最终促进经济的增长.
从某种意义上讲,期货市场对经济增长的促进作用主要通过企业的生产经营机制间接实现.企业借助期货市场的发现和风险规避功能,不仅可以提前安排生产计划．还可以对冲风险,锁定成本稳定销售及投资收益,实现稳定的扩张.而企业的稳定扩张,不仅直接增加了经济的投资规模及总产出,同时,也有利于企业员T收入的增长及经济总体消费能力的提升,间接对经济总量的扩张形成了拉动.
四、期货市场促进经济增长功能的实证分析
考虑到数据的可得性及结果的可比性,本文选取期货市场成交额作为衡量期货市场发展的指标,同时选取GDP名义值作为考察经济增长的指标,从而对期货市场究竟在多大程度上促进经济增长进行实证分析.
（一）国际经验
根据可获取的数据,本文选取1987-2014年全球名义GDP和全球期货成交金额年度数据为样本,其中,GDP表示全球GDP,FVOB为全球期货成交金额.历史上,二者总体保持了同步的增长走势（见图1）.
进一步对二者进行平稳性检验,由表1的ADF检验结果可知,经过一阶差分后,在5%显著性水平下,￡统计量值均小于临界值,说明两序列均为一阶单整序列,因此可以进行协整检验,以确定二者是否存在长期均衡关系.
利用最小二乘法建立二元线性模型,得到回归方程为：
GDP等于 186912.6+0. 3365×FVOB
(10.1013) (15. 6524) R2 等于0. 9041
回归方程F统计量为244. 9976,方程线性关系显著,回归系数也通过￡检验,显著不为零.
通过对回归方程残差序列进行平稳性检验,由表2结果知￡统计量小于10%和5%显著性水平下的临界值,残差序列平稳,结果表明全球期货成变额与GDP之间存在长期均衡关系.
由于期货成交金额和GDP之间存在长期的协整关系,因此可进一步对全球期货成交金额与GDP进行格兰杰因果关系检验.经计算,选择最优最后阶数为2进行格兰杰因果关系检验,结果拒绝交易额不是GDP原因的原假设,认为期货交易额是GDP的格兰杰原因,即全球期货市场对世界经济增长具有明显的促进作用（见表3）.
（二）中国事实
2001年起,我国期货市场正式进入规范发展阶段.期货市场法制建设持续推进,金融期货的正式推出,商品期货体系的不断完善,为期货市场提升运行效率和发挥服务实体经济功能奠定了基础.但鉴于2015年以来,由于股指期货暴跌引发监管机构对股指期货实施持续的严格管控,导致金融期货功能发挥受限,因此,本文在总体研究2001年以来期货市场与我国经济增长关系的基础上,分别从时间区间及市场结构两个维度,剔除股指期货对期货市场成交数据的冲击影响,进一步考察期货市场与我国经济增长的关系.
1. 2001年以来期货市场与经济增长的关系
我们选取2001年四季度至2017年我国期货市场成交额及名义GDP季度数据为样本,二者呈现出逐年同步攀升的走势（见图2）.同时,由于数据序列存在较强季节性,因此,首先使用移动平均季节乘法对其进行季节调整,并将经季节调整后的GDP及期货市场成交额序列分别记为SG与．在此基础上对我国期货市场与经济增长的关系进行实证检验.
利用ADF对两序列进行平稳性检验,由表4结果可知,经季节调整的两序列均为非平稳序列,但其残差序列在5%的显著性水平下为平稳序列（见表5）,可以认为在10%的显著性水平下我国期货成交额与GDP之间存在长期均衡关系.
利用最小二乘法建立二元线性模型,得到回归方程为：
GDP等于 130319.6+0. 099344×FVOB
(10.16763) (8. 925451) R2 等于0. 57
回归方程F统计量为79. 66368,方程线性关系显著,回归系数也通过￡检验,显著不为零.
基于期货成交额与GDP之间存在长期协整关系,进一步对我国期货成交额与GDP进行格兰杰因果关系检验.根据VAR模型的整体检验结果的FPE、AIC、SC和HQ最小值来判断,最优滞后期为2.选择滞后阶数为2进行格兰杰因果关系检验,结果显示两者在1%的显著性水平下单向因果,即经济增长对期货市场成交额的促进作用明显,而期货市场成交额对经济增长的促进作用不明显.这与国际期货市场对经济增长有明显促进作用的经验结果相悖（见表6）.
2．剔除极端因素后期货市场与经济增长的关系
考虑到2015年年中至2016年年初,股指期货市场先后发生暴跌和熔断,引发中金所对股指期货实施限仓、提高保证金比例及交易手续费等一系列严格管控措施,导致股指期货市场成交大幅萎缩,对2015年以来的期货市场成交数据的有效性形成较大的扰动.因此,我们剔除2015年之后的数据,选取2001年到2014午的数据进行分析检验.结果发现,2010-2014年的期货成交额与GDP之间存在长期协整关系.进一步对我国期货成交额与GDP进行格兰杰因果关系检验,根据VAR模型的整体检验结果的FPE、AIC、SC和HQ最小值来判断,最优滞后期为4.选择滞后阶数为4进行格兰杰因果关系检验,结果显示两者在5%的显著性水平下互为因果.这表明,我国期货市场能够促进经济增长,经济增长反过来也可以促进期货市场的发展壮大,而期货市场成交额对经济增长的促进作用相对更加明显（见表7）.
3．纯粹的商品期货市场与经济增长的关系
进一步看,由于2015年期货市场成交金额的异常情况主要是因为股票市场大幅波动对股指期货的影响造成,我们从市场结构的角度剔除金融期货,只考虑2001年以来商品期货成交金额与GDP的季度数据,同样经过移动平均季节乘法对其进行季节调整,经季节调整后的GDP及期货市场成交额序列分别记为SG与S,在此基础上对我国商品期货与经济增长的关系进行实证检验.
利用ADF对两序列进行平稳性检验,由表8结果可知,经季节调整的两序列均为非平稳序列,但其残差序列在10%的显著性水平下为平稳序列（见表9）,可以认为在10%的昱著性水平下我国商品期货成交额与GDP之间存在长期均衡关系.
利用最小二乘法建立二元线性模型,得到回归方程为：
GDP等于 88356. 02 +0. 266663×FSVOB
(6.470009) (10.99280) R2 等于0.66
回归方程F统计量为120. 8418,方程线性关系显著,回归系数也通过￡检验,显著不为零.
由于商品期货成交额与GDP之间也存在长期协整关系,进一步对我国商品期货成交额与GDP进行格兰杰因果关系检验.根据VAR模型的整体检验结果的FPE、AIC、SC和HQ最小值来判断,最优滞后期为4.选择滞后阶数为4进行格兰杰因果关系检验,结果显示两者在5%的显著性水平下,商品期货品种成交额对经济增长的促进作用比较明显,而经济增长对我国商品期货发展促进作用并不显著,这与国际期货市场历史统计的经验结果相一致（见表10）.
五、结论与展望
从国内外期货市场与经济增长的实证检验可以看出,无论对于国际市场还是我国期货市场来说,期货市场对经济增长均有较强的先导性,表明期货市场对经济增长具有重要的拉动和促进作用.而剔除股指期货成交异动的年份后,2001-2015年,我国期货市场与经济增长呈现出特有的互为因果、相互促进的相关关系.这表明随着我国期货市场发展的日趋规范和咸熟,期货市场的扩张和发展日益受到我国经济总量及实体经济交易范围和规模不断扩张的影响.
但也必须注意,当剔除股指期货而单独考察商品期货与经济增长的关系时,经济增长对期货市场的促进作用消失了.实证检验结果显示,历史上我国商品期货可以促进经济增长,但经济增长没有对商品期货的增长产生拉动作用.这就表明,我国期货市场与实体经济一度呈现出较强相关性的原因主要来自金融期货的推出与发展；同时相对于商品期货市场,金融期货市场发展相对滞后.随着我国金融市场化改革持续深入、金融市场体系不断完善及第三产业的快速增长,经济主体对提高金融运行效率,优化金融风险配置的需求增加,而我国期货市场在强监管下循序渐进的发展模式致使金融期货建设落后于实体经济的需求.因此,未来有必要着重加快金融期货市场建设与发展,有利于在总体加强我国金融市场运行效率同时,进一步增强期货市场对我国经济增长的促进作用.
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