中國(guó)燃油期貨市場(chǎng)有效性及價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能研究

何瑩

摘 要：運(yùn)用動(dòng)態(tài)計(jì)量經(jīng)濟(jì)方法，從多角度對(duì)我國(guó)燃油期貨市場(chǎng)的有效性和價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明我國(guó)燃油期貨市場(chǎng)尚未達(dá)到弱式有效，與普氏燃油現(xiàn)貨之間不存在因果關(guān)系。

關(guān)鍵詞：燃油期貨市場(chǎng)；有效性；價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能；GARCH模型

中圖分類號(hào)：F830.9文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1006-3544（2012）05-0051-05

一、引言

成熟的市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)需要規(guī)范和完善的商品期貨市場(chǎng)。只有規(guī)范和完善的期貨市場(chǎng)，才能起到價(jià)格發(fā)現(xiàn)、套期保值等作用。評(píng)價(jià)一個(gè)期貨市場(chǎng)是否規(guī)范、成熟，市場(chǎng)有效性是一個(gè)重要標(biāo)志。根據(jù)市場(chǎng)有效性理論，如果期貨市場(chǎng)是有效的，表明各方面的信息已經(jīng)充分反映到期貨價(jià)格之中，期貨價(jià)格是包含各方面信息的有效價(jià)格。通過對(duì)期貨市場(chǎng)有效性的分析，我們可以知道市場(chǎng)上影響供求的各種信息是否被期貨及時(shí)、充分地吸收了，從而也就可以對(duì)期貨市場(chǎng)價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能的有效程度進(jìn)行合理評(píng)價(jià)。另外，通過比較期貨市場(chǎng)與其他市場(chǎng)（如現(xiàn)貨市場(chǎng)）信息傳遞的機(jī)制及不同市場(chǎng)在吸收新信息的速度方面表現(xiàn)出的差異，并結(jié)合市場(chǎng)有效性的研究，才能更加全面地反映期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)效率。

石油是全球性重要戰(zhàn)略物資，目前，我國(guó)已成為世界第二大石油消費(fèi)國(guó)和進(jìn)口國(guó)。隨著國(guó)際油價(jià)的攀升以及國(guó)內(nèi)汽油價(jià)格的大幅調(diào)整，加快建立健全石油風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避機(jī)制，已經(jīng)迫在眉睫。2004年8月25日燃油期貨作為首個(gè)能源期貨品種在上海期貨交易所上市。它的上市對(duì)于中國(guó)的能源格局來說，具有里程碑意義。燃油期貨上市幾年來，其市場(chǎng)有效性和功能發(fā)揮的水平如何，一直是理論界和業(yè)界十分關(guān)心的問題。為此，本文以上海期貨交易所（SHFE）交易的180CST燃油期貨合約為研究對(duì)象， 對(duì)大家關(guān)心的問題做系統(tǒng)的闡釋。 首先檢驗(yàn)出我國(guó)燃油期貨收益率序列的GARCH效應(yīng)， 因此選用方差比檢驗(yàn)法檢驗(yàn)市場(chǎng)有效性； 接著運(yùn)用Granger因果檢驗(yàn)對(duì)SHFE與新加坡現(xiàn)貨市場(chǎng)交易的180CST燃油價(jià)格的領(lǐng)先-滯后關(guān)系進(jìn)行研究， 分析目前我國(guó)燃油期貨市場(chǎng)的價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能。

二、研究方法

目前，對(duì)市場(chǎng)有效性的檢驗(yàn)大多采用單位根檢驗(yàn)、序列相關(guān)檢驗(yàn)和游程檢驗(yàn)，上述方法的一個(gè)共同缺點(diǎn)是對(duì)期貨價(jià)格分布的設(shè)定， 不論是序列相關(guān)檢驗(yàn)，還是單位根檢驗(yàn)，都假定期貨價(jià)格變量服從正態(tài)分布。 事實(shí)上，“由于期貨合約的使用者偏好交易臨近交割月份的合約， 期貨價(jià)格波動(dòng)的方差會(huì)因合約臨近交割而逐漸變大”（Leuthold et al. 1989）。Mandelbrot（1963）是最先發(fā)現(xiàn)金融價(jià)格波動(dòng)具有異方差和非正態(tài)分布的特征 [2] 。 在他之后，Engle（1982）構(gòu)造了方差隨時(shí)間變化的自回歸條件異方差模型（ARCH模型） [2] 。Bollerslev（1986）把ARCH模型擴(kuò)展為GARCH模型， 即廣義自回歸條件異方差模型時(shí)， 把條件方差的滯后值也作為解釋變量引入回歸方程。表達(dá)式如下：

不難證明，GARCH實(shí)際上是一個(gè)方差包含著無窮期的誤差項(xiàng)的ARCH模型，因此，與ARCH模型比較，GARCH模型的優(yōu)點(diǎn)在于可以用較為簡(jiǎn)單的GARCH來代表一個(gè)高階的ARCH模型， 從而使得模型的識(shí)別和估計(jì)都比較容易 [23] 。

如果價(jià)格波動(dòng)序列存在異方差和非正態(tài)分布特征，則序列相關(guān)檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果可能是不可靠的。游程檢驗(yàn)盡管不要求期貨價(jià)格服從正態(tài)分布的假設(shè)，但是，對(duì)于復(fù)雜的期貨價(jià)格運(yùn)動(dòng)，游程檢驗(yàn)具有非常低的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)優(yōu)勢(shì)。為此，Lo and Mackinlay（1988）用方差比來檢驗(yàn)價(jià)格序列是否服從隨機(jī)游走過程 [24] ?；舅枷胧牵喝绻Y產(chǎn)價(jià)格的收益序列服從一個(gè)隨機(jī)游走過程，則收益序列的方差應(yīng)與樣本區(qū)間的長(zhǎng)度成正比。方差比方法可以明顯地檢驗(yàn)出期貨價(jià)格增量序列中存在的相關(guān)關(guān)系，并且結(jié)果不會(huì)受到條件異方差的影響。這種檢驗(yàn)方法暗含了隨機(jī)游走序列中的增量在樣本區(qū)間是線性的，即收益的q階回歸方差估計(jì)量應(yīng)該是一階回歸方差估計(jì)量的q倍。

方差比可以由下式確定：

相比之下，方差比方法更可靠，從數(shù)據(jù)處理技術(shù)的角度看，該方法允許數(shù)據(jù)異方差的存在，尤為重要的是它不要求對(duì)期貨價(jià)格變化做出正態(tài)分布的設(shè)定。因此，本文將采用方差比檢驗(yàn)方法對(duì)上海期貨交易所燃油期貨市場(chǎng)的弱式有效性進(jìn)行檢驗(yàn)。

Granger因果檢驗(yàn)反映了期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格之間的引導(dǎo)關(guān)系，可以揭示期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格兩個(gè)變量間哪個(gè)是自變量，哪個(gè)是因變量的問題，以分析期貨價(jià)格指導(dǎo)現(xiàn)貨價(jià)格的功能。

Granger因果檢驗(yàn)的模型為：

其中Pt、Ft分別表示現(xiàn)貨價(jià)格和期貨價(jià)格，？著1t、？著2t是白噪聲，且不相關(guān)。如果存在某一？茁1 j不為零，則稱期貨價(jià)格引導(dǎo)現(xiàn)貨價(jià)格，表明期貨市場(chǎng)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)中起主要作用；同樣，如果存在某一？琢2i不為零，則稱現(xiàn)貨價(jià)格引導(dǎo)期貨價(jià)格，表明現(xiàn)貨市場(chǎng)在價(jià)格發(fā)現(xiàn)中起主要作用；如果同時(shí)存在某一？茁1 j和某一？琢2i均不為零， 則稱期貨價(jià)格與現(xiàn)貨價(jià)格之間互相引導(dǎo) [25] 。本文將采用Granger因果檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)期貨市場(chǎng)及現(xiàn)貨市場(chǎng)的領(lǐng)先-滯后關(guān)系做實(shí)證檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)處理

為保證數(shù)據(jù)的時(shí)效性， 本文采用上海期貨交易所近三年的燃油日交易數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源：上海期貨交易所網(wǎng)站：www.shfe.com）。 由于期貨合約的時(shí)間跨度有限， 任一交割月份的期貨合約在合約到期后將不復(fù)存在； 同一交易日同時(shí)有若干個(gè)不同交割月份的期貨合約在進(jìn)行交易。 為克服期貨價(jià)格的不連續(xù)性，必須產(chǎn)生一個(gè)連續(xù)的期貨價(jià)格時(shí)間序列?？紤]到市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)程度、 交易習(xí)慣和市場(chǎng)的流動(dòng)性等因素， 本文數(shù)據(jù)采用首行期貨合約每日收盤價(jià)的對(duì)數(shù)一階差分，即Rt=ln（Pt）-ln（Pt-1），形成連續(xù)期貨合約序列。 由于節(jié)假日期間或市場(chǎng)出現(xiàn)異常時(shí)短時(shí)停止開放，使得數(shù)據(jù)局部出現(xiàn)斷開現(xiàn)象，我們運(yùn)用線性插值法計(jì)算斷開數(shù)據(jù)的近似值，構(gòu)筑連續(xù)時(shí)間序列。經(jīng)整理，共產(chǎn)生數(shù)據(jù)794個(gè)。

燃油現(xiàn)貨價(jià)格數(shù)據(jù)取自于新加坡普氏（PLATTS）公開市場(chǎng)交易的180CST高硫燃油。數(shù)據(jù)來自PLATTS每日?qǐng)?bào)價(jià)。之所以這樣選擇是因?yàn)椋趪?guó)際上與上期所推出的180CST工業(yè)燃油品質(zhì)最接近的是新加坡普氏公開市場(chǎng)交易的180CST高硫燃油。而且新加坡國(guó)際金融交易所具有比較長(zhǎng)的發(fā)展歷史，各種交易制度等方面都比較完善，以它作為基準(zhǔn)來進(jìn)行分析可以比較準(zhǔn)確地衡量上海期貨交易所在國(guó)際上的地位和作用。

由于新加坡普氏報(bào)價(jià)采用美元標(biāo)價(jià)，因此，用中國(guó)銀行網(wǎng)站（http：//www.boc.cn/sourcedb/whpj/）公布的美元對(duì)人民幣基準(zhǔn)匯率將價(jià)格統(tǒng)一轉(zhuǎn)化為美元標(biāo)價(jià)，以排除匯率的變動(dòng)對(duì)分析結(jié)果造成的影響。下文中，使用LNS代表取對(duì)數(shù)后的PLATTS現(xiàn)貨價(jià)格序列，單位：美元/噸；LNF代表取對(duì)數(shù)后的SHFE燃油期貨價(jià)格序列，單位：美元/噸。

四、實(shí)證分析

（一）模型的預(yù)檢驗(yàn)

1. 正態(tài)性檢驗(yàn)

圖1顯示的是全部樣本期內(nèi)的日收益序列。從圖1可以看出，SHFE燃油期貨合約的收益率序列不服從獨(dú)立同分布，不是隨機(jī)游走過程，存在著很明顯的波動(dòng)集群性， 可以初步判斷該收益率序列存在條件異方差。由圖2可以初步判斷收益率的分布基本上比較對(duì)稱， 但具有比正態(tài)分布明顯偏高的峰態(tài)（Kurtosis=6.799714），并且表現(xiàn)出正偏度（Skewness=0.135645），出現(xiàn)明顯的“高峰厚尾”特征。

2. 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

本文運(yùn)用ADF檢驗(yàn)法檢驗(yàn)收益率序列的平穩(wěn)性。由于收益率序列圍繞在均值周圍波動(dòng)，不存在趨勢(shì)。因此選擇不帶時(shí)間趨勢(shì)，且具有最小AIC值的回歸模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明DW值接近2，模型的殘差序列不存在序列相關(guān)性，ADF檢驗(yàn)法有效。ADF=-15.21263，分別小于不同檢驗(yàn)水平的三個(gè)臨界值，所以收益率序列是一個(gè)平穩(wěn)序列。

3. 根據(jù)相關(guān)圖和偏相關(guān)圖，識(shí)別模型形式

從圖3中可以看出，收益率序列的自相關(guān)系數(shù)與偏自相關(guān)系數(shù)呈現(xiàn)拖尾狀態(tài)。因此，我們可以猜測(cè)殘差序列的自相關(guān)結(jié)構(gòu)可以用ARMA模型來糾正。經(jīng)比較ARMA（1，1）模型的擬合效果較好。

4. ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)

我們對(duì)經(jīng)過ARMA（1，1）模型調(diào)整后的殘差序列進(jìn)行ARCH-LM檢驗(yàn)，考察模型中是否存在自回歸條件異方差。當(dāng)滯后期等于1時(shí)，ARCH-LM檢驗(yàn)的相伴概率p值接近0， 說明殘差序列存在一階ARCH效應(yīng)。應(yīng)該在ARMA（1，1）均值方程基礎(chǔ)上建立ARCH族模型。

（二）模型的估計(jì)

由于中國(guó)燃油期貨收益率序列是一個(gè)平穩(wěn)序列，我們可以用它建立時(shí)間序列模型?？紤]到燃油期貨收益率序列的自相關(guān)性及一階ARCH效應(yīng)，結(jié)合AIC和SC最小的原則，通過對(duì)收益率和方差自回歸階數(shù)的不斷試驗(yàn)，最終選擇ARMA（1，1）、GARCH（1，1）模型擬合收益率序列。

均值方程是：

在式（5）中，前期隨機(jī)誤差系數(shù)與前期條件方差系數(shù)之和小于1，表明新信息的沖擊是不持續(xù)的。

（三）檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目深A(yù)測(cè)性

模型估計(jì)出來后，對(duì)其進(jìn)行殘差A(yù)RCH-LM檢驗(yàn)。P值顯著大于零， 該模型已不存在ARCH效應(yīng)，說明該ARMA（1，1）、GARCH（1，1）模型能很好地?cái)M合收益率序列。我們知道，如果金融資產(chǎn)的價(jià)格具有確定的趨勢(shì)， 那么意味著價(jià)格在某種程度上是可以預(yù)測(cè)的。 如果隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是獨(dú)立或不相關(guān)的時(shí)間序列，那么金融資產(chǎn)價(jià)格序列就是不可預(yù)測(cè)的；反之，如果隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是相關(guān)的， 那么金融資產(chǎn)價(jià)格在一定程度上就具有可預(yù)測(cè)性。因此，我們可以將此模型用于預(yù)測(cè)中國(guó)燃油期貨市場(chǎng)的收益率。

（四）有效性檢驗(yàn)（方差比檢驗(yàn)）

由于中國(guó)燃油期貨收益率序列偏離正態(tài)分布且存在自回歸條件異方差， 采用傳統(tǒng)的檢驗(yàn)市場(chǎng)有效性的方法，得出的結(jié)論可能是不可靠的。為此，本文采用Lo和MacKinlay提出的異方差下的方差比檢驗(yàn)法進(jìn)行分析。

對(duì)收益率序列采取的時(shí)間間隔分別為2，4， 8，16期進(jìn)行分析的結(jié)果如表1所示。

檢驗(yàn)結(jié)果表明，在顯著性水平為1%時(shí)拒絕隨機(jī)游走的零假設(shè)（即中國(guó)燃油期貨市場(chǎng)未達(dá)到弱式有效），在5%的顯著性水平上也是如此。根據(jù)公式（2），間隔2期（即q=2）時(shí)，？籽（1）=VR（2）-1，收益率序列與上一期的自相關(guān)系數(shù)就是間隔兩期的方差比與1的差值。？籽（1）較大，為-0.539，進(jìn)一步驗(yàn)證了收益率序列存在自相關(guān)，中國(guó)燃油期貨市場(chǎng)未達(dá)到弱式有效。

（五）領(lǐng)先-滯后關(guān)系實(shí)證分析

1. 相關(guān)性分析

從圖4中可以粗略地看出，燃油期貨價(jià)格與新加坡普氏現(xiàn)貨報(bào)價(jià)的變化趨勢(shì)具有較高的一致性，相關(guān)系數(shù)分別為0.9419，為發(fā)現(xiàn)真實(shí)有效的價(jià)格提供了前提。

2. 單位根檢驗(yàn)

為防止兩個(gè)時(shí)間序列之間偽回歸的存在，首先利用ADF檢驗(yàn)對(duì)各序列的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果見表2，在各置信水平下，t統(tǒng)計(jì)量均比ADF臨界值大，零假設(shè)（即時(shí)間序列是非平穩(wěn)的）被拒絕。這說明各序列均是平穩(wěn)的，即I（0）過程，可以直接進(jìn)行因果關(guān)系檢驗(yàn)。

3. Granger因果檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。 結(jié)論顯示SHFE燃油期貨與普氏現(xiàn)貨之間不存在引導(dǎo)關(guān)系。這種結(jié)果可能是因?yàn)閲?guó)內(nèi)燃油市場(chǎng)相對(duì)比較封閉，新加坡市場(chǎng)的交易情況并不能體現(xiàn)我國(guó)燃料油市場(chǎng)的供求狀況。

五、結(jié)論與啟示

本文運(yùn)用多種統(tǒng)計(jì)方法， 從多角度對(duì)中國(guó)燃油期貨市場(chǎng)有效性及價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能進(jìn)行了分析。 結(jié)果顯示：（1）目前，我國(guó)燃油期貨市場(chǎng)還不滿足弱式有效性條件。市場(chǎng)表現(xiàn)出較顯著的波動(dòng)集群性，投機(jī)氣氛較濃，市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)較大。（2）我國(guó)燃油期貨市場(chǎng)價(jià)格收益率序列的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)是相關(guān)的，說明該價(jià)格收益率序列在一定程度上具有可預(yù)測(cè)性。ARMA（1，1），GARCH（1，1）模型能很好地?cái)M合收益率序列。因此，我們可以將此模型用于預(yù)測(cè)中國(guó)燃油期貨市場(chǎng)的收益率。（3）SHFE燃油期貨與新加坡PLATTS燃油現(xiàn)貨之間不存在引導(dǎo)關(guān)系。 原因可能是因?yàn)閲?guó)內(nèi)燃油市場(chǎng)相對(duì)比較封閉， 新加坡市場(chǎng)的交易情況并不能體現(xiàn)我國(guó)燃料油市場(chǎng)的供求狀況。

從實(shí)證結(jié)果可以看到， 我國(guó)目前現(xiàn)貨市場(chǎng)發(fā)育還不成熟，存在一定程度的壟斷；參與期貨市場(chǎng)的套期保值者太少， 許多企業(yè)不被允許或不懂得通過期貨市場(chǎng)來套期保值；與國(guó)外成熟期貨市場(chǎng)相比，市場(chǎng)交易主體規(guī)模與結(jié)構(gòu)、 上市品種結(jié)構(gòu)和合約設(shè)計(jì)， 以及期貨市場(chǎng)管理規(guī)則制度等表現(xiàn)得相對(duì)較差。我國(guó)燃油期貨市場(chǎng)還不成熟、不完善，價(jià)格發(fā)現(xiàn)功能沒有得到充分體現(xiàn)，期貨市場(chǎng)功能尚未真正充分發(fā)揮。

隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)日益融入世界經(jīng)濟(jì)， 我國(guó)與世界其他國(guó)家在經(jīng)濟(jì)發(fā)展及資源配置等方面的合作關(guān)系進(jìn)一步密切，我國(guó)的原油對(duì)外依存度與日俱增。石油對(duì)中國(guó)而言，絕非簡(jiǎn)單的能源產(chǎn)品，它已經(jīng)由表及里地觸及到中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的各個(gè)層面。因此，單純依賴別國(guó)期貨市場(chǎng)進(jìn)行保值的行為將使中國(guó)在原油進(jìn)口中處于被動(dòng)地位。從中長(zhǎng)期來看，中國(guó)必將爭(zhēng)取燃料油乃至原油在國(guó)際定價(jià)方面的話語權(quán)。

從歷史經(jīng)驗(yàn)來看，一個(gè)成熟、完善的市場(chǎng)在爭(zhēng)奪國(guó)際原油定價(jià)方面的話語權(quán)至關(guān)重要， 隨著國(guó)際油價(jià)的攀升以及國(guó)內(nèi)汽油價(jià)格的大幅調(diào)整， 加快建立健全石油風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避機(jī)制，已經(jīng)迫在眉睫。開展燃料油期貨交易， 一方面可以為有關(guān)企業(yè)充分掌握價(jià)格信息、自覺規(guī)避市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)提供平臺(tái)；另一方面也可以積累經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)一步健全石油市場(chǎng)體系，完善市場(chǎng)機(jī)制。遺憾的是，燃油期貨在SHFE上市以后，中國(guó)石油消費(fèi)居全球第二而在國(guó)際定價(jià)體系中連0.1%權(quán)重都沒有的局面一直未有改觀。我國(guó)的燃油期貨仍然缺乏市場(chǎng)效率，這一點(diǎn)從本文的實(shí)證分析中也得到了印證。金融危機(jī)之后，業(yè)界對(duì)于推出原油期貨的呼聲越來越高，但是，我們?nèi)詰?yīng)清醒認(rèn)識(shí)到建立完善的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，構(gòu)建高效的石油市場(chǎng)體系依然任重而道遠(yuǎn)。

由于我國(guó)燃油期貨相對(duì)而言上市時(shí)間不長(zhǎng)，關(guān)于這方面的理論研究尚屬空白。 本文的貢獻(xiàn)在于：（1）在市場(chǎng)有效性檢驗(yàn)方面，放棄傳統(tǒng)簡(jiǎn)單有效性方法，考慮到時(shí)間序列的ARCH效應(yīng)，將方差比檢驗(yàn)方法引入對(duì)我國(guó)燃油期貨市場(chǎng)有效性的檢驗(yàn)，所得結(jié)論更為可信。（2）給出了我國(guó)燃油期貨市場(chǎng)收益率的預(yù)測(cè)模型，為國(guó)內(nèi)企業(yè)借助期貨市場(chǎng)套期保值規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)提供了幫助。

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（責(zé)任編輯：李丹；校對(duì)：龍會(huì)芳）