基于CDM機制的國際碳排放權(quán)貿(mào)易價格波動性研究

黃曉鳳，程玉仙，唐嘉徽

（1.廣東商學院 國民經(jīng)濟研究中心，廣東 廣州 510320； 2.中南林業(yè)科技大學 經(jīng)濟學院，湖南 長沙 410004）＊

一、引言

隨著全球氣候變化問題日益突出，發(fā)展碳排放權(quán)新型國際貿(mào)易日益成為國內(nèi)外理論界關(guān)注的焦點之一。隨著其他減排措施實施成本的增加和全球低碳經(jīng)濟的蓬勃發(fā)展，碳排放權(quán)的國際貿(mào)易已不容回避。而碳排放權(quán)國際貿(mào)易的核心問題是碳排放權(quán)價格問題，只要尋找到通過公平、公正、公開的交易程序產(chǎn)生的價格，并在正常的范圍內(nèi)波動，碳排放權(quán)國際貿(mào)易中的一切問題都將不再是問題。如貿(mào)易價格異常波動，不是互利的貿(mào)易無法發(fā)生，就是造成減排成本提高、社會資源浪費和新能源技術(shù)開發(fā)受阻。因此，研究價格波動規(guī)律，制定科學的定價機制，使價格盡可能地接近邊際減排成本，既達到公平貿(mào)易、創(chuàng)造收入的目的，也達到實現(xiàn)全球減排資源最優(yōu)配置和全球溫室氣體減排目標，非常必要。

從現(xiàn)有文獻看，學者們對國際碳排放權(quán)的貿(mào)易價格問題進行了一些研究，但比較零散，且主要集中在歐盟排放貿(mào)易體系（EU ETS）價格決定以及石油價格波動對碳市場的溢出效應(yīng)等方面。例如，張云、楊來科（2011）指出對于國際碳排放權(quán)貿(mào)易而言，市場均衡時各個國家的邊際減排成本等于排放權(quán)價格［1］。Emilie Alberola和Julien Chevallier（2008）等發(fā)現(xiàn)碳排放權(quán)價格不僅反映能源價格、天氣變動，而且和宏觀經(jīng)濟活動有關(guān)［2］。王俊麗（2012）等認為國際石油價格波動對國際碳市場貿(mào)易價格具有波動溢出 效 應(yīng)［3］。Sonia Labatt and Rodney R.White（2007）提出需進一步提高碳價格透明度，才能有效發(fā)揮價格引導機制［4］。洪涓（2010）等發(fā)現(xiàn)EU ETS市場引導CDM機制下碳排放權(quán)核證減排單位（簡稱CERs）市場，二者具有趨同趨勢［5］，黃明皓（2010）等研究結(jié)果顯示：EU ETS市場和CERs市場的現(xiàn)貨價格和期貨價格存在雙向波動效應(yīng)［6］。

這些研究對國際碳排放貿(mào)易的發(fā)展和全球減排目標的實現(xiàn)都有重要理論意義和實踐價值。但不足之處在于：第一，國際碳排放權(quán)市場貿(mào)易形式與貿(mào)易產(chǎn)品呈現(xiàn)多樣化趨勢，在過分抽象前提下討論買賣雙方的定價行為，忽視了碳排放交易價格決定的復(fù)雜性；第二，學者的研究大多從理論層面研究國際碳排放權(quán)貿(mào)易價格的決定原理，通過碳排放貿(mào)易市場真實數(shù)據(jù)進行實證研究直接探究價格波動規(guī)律的不多；第三，研究歐盟排放貿(mào)易市場價格影響因素相對較多，而對于清潔發(fā)展機制（CDM）下國際碳排放市場的價格影響因素及波動規(guī)律的研究尚不多見。在國際碳排放權(quán)貿(mào)易市場上，中國是CDM項目的最大供應(yīng)國，因此，本文擬選擇CDM機制下CERs市場價格為研究對象，從宏微觀層面對國際碳排放權(quán)貿(mào)易價格波動的影響因素進行研究，并希望通過理論和實證研究尋求市場價格波動規(guī)律，豐富碳排放權(quán)國際貿(mào)易價格理論，同時為中國參與國際碳排放權(quán)貿(mào)易取得定價權(quán)提供應(yīng)對之策。

二、研究CERs價格波動的理論模型

Engle（1982）首次提出的ARCH模型［7］和Bollerslev（1986）擴展的GARCH模型［8］能準確捕捉到資產(chǎn)隨機波動性特征，對時間序列變化中存在的異方差和波動率聚類現(xiàn)象進行了很好的描述，因此，本文運用GARCH模型對國際碳排放權(quán)市場波動規(guī)律進行研究。

ARCH模型的主要思想是隨機誤差項μt的條件方差依賴于它的前期值μt－1的大小。設(shè)yt為因變量，xt為自變量，在t時刻可獲得的信息集為Ωt－1的假定條件下，隨機誤差項μt以0為期望值，σ2t為條件方差的正態(tài)分布。ARCH（q）的均值方程和方差方程分別為：

其中，常數(shù)ω＞0，參數(shù)αi≥0（i＝1，2，…，q），γ是待估參數(shù)。ARCH（q）模型表明隨機誤差項μt是服從q階的ARCH過程，市場當期或未來的波動受市場過去波動的正向影響。

ARCH（q）模型刻畫了市場波動的持續(xù)性特征，但不能反映實際數(shù)據(jù)的長期記憶性和非線性等問題，對此，Bollerslev（1986）提出了廣義自回歸異方差（GARCH）模型，即在ARCH（q）模型的方差方程中加入條件方差的滯后項，于是將方程式（2）拓展為式（3）：

式中，p為自回歸項（GARCH項）滯后階數(shù)、q為殘差平方項（ARCH項）的滯后階數(shù)，p≥0，q≥0；αi≥0（i＝1，2，…q），βj≥0（j＝1，2，…p），αi、βj為參數(shù)。

式（3）被稱為序列服從GARCH（p，q）過程，GARCH（p，q）過程是平穩(wěn)過程的充分必要條件是：

式（3）表明，t時刻下的隨機誤差項μt的條件方差依賴于t－i時刻下的殘差（ARCH項）的大小和方差的預(yù)測值（GARCH項）。即為過去所有殘差的正加權(quán)平均，這正與波動聚類現(xiàn)象相吻合：隨機誤差項在大幅度波動后趨向于有更大的波動，小幅度波動后趨向于有更小的變化。因此，GARCH模型對時間序列變化中的波動聚類現(xiàn)象有很好的解釋力，從而提高了對價格波動規(guī)律研究的精準度。

GARCH模型對于國際碳排放權(quán)貿(mào)易價格波動規(guī)律研究具有重要實際意義。GARCH模型易于發(fā)現(xiàn)時間序列變化中存在的異方差和波動聚類性，而國際碳排放權(quán)交易市場的歷史CERs價格變化就是一典型具有異方差性和聚類性的序列，所以很適合用GARCH模型對CERs價格變化規(guī)律和趨勢進行分析。根據(jù)模型，殘差反應(yīng)了因變量CERs價格的實際值偏離均值方程擬合值的大小，因此，可以通過不變方差ω、t－j時刻方差的預(yù)測值（GARCH項）及t－i時刻下的殘差（ARCH項）的加權(quán)平均來預(yù)測CERs當期或未來的價格。

三、CERs價格波動的實證分析

（一）數(shù)據(jù)的選取和預(yù)處理

結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性、連續(xù)性及典型性要求，本文以歐洲氣候交易所交易品種為CERs（單位為歐元/噸二氧化碳當量）現(xiàn)貨的日交易收盤價數(shù)據(jù)作為研究樣本。時間序列為2008年3月14日～2011年12月9日。樣本數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，運用Eviews6.0進行操作。以往大量研究表明，GARCH模型能夠較好地刻畫收益率波動聚類現(xiàn)象，因此，本文從收益率的視角，研究CERs價格的波動規(guī)律，并將收益率指標rt定義為：

式（5）中，pt為t期的收盤價，pt－1為t－1期的收盤價，根據(jù)式（5）運用Eviews6.0計算出收益率數(shù)據(jù)，并得日收益率的描述性統(tǒng)計特征（見圖1）。

由圖1可知：收益率序列的均值是－0.120295，接近0，符合收益率指標的普遍特征；偏度為－0.240003，說明收益率序列分布略微左偏；峰度為5.806550，明顯高于正態(tài)分布的峰值3；而JB＝317.1914，且其相伴概率為0，顯著拒絕正態(tài)分布的假設(shè)。因此，可以得出結(jié)論：CERs收益率序列與大多數(shù)金融時間序列一樣，呈現(xiàn)出“尖峰厚尾、不對稱分布”的特征，初步具備建立GARCH（p，q）模型的條件。

（二）單位根檢驗

由于GARCH（p，q）模型只適用于平穩(wěn)序列建模，因此，首先對CERs收益率序列進行單位根檢驗（ADF），檢驗結(jié)果見表1。

圖1 CERs日收益率統(tǒng)計分布

表1 CERs收益率序列的ADF檢驗

從表1可知，CERs收益率序列的ADF檢驗統(tǒng)計量為－29.06323，小于不同顯著水平下的臨界值，且相伴概率P值為0，說明CERs收益率序列均在1%的顯著性水平下拒絕存在單位根的原假設(shè)，由此得到CERs收益率序列是平穩(wěn)的，無需差分就可以直接建立模型。

（三）模型的建立與波動規(guī)律分析

1.ARCH模型與波動聚集性檢驗。通過CERs收益率的自相關(guān)函數(shù)和偏相關(guān)函數(shù)圖（在此圖略），發(fā)現(xiàn)CERs收益率的滯后4階的相關(guān)性比較顯著，因此，其均值方程為：

OLS回歸結(jié)果為：

方程的擬合效果并不是很好，從殘差圖（圖略）可以看出，CERs收益率序列并沒有呈現(xiàn)出規(guī)律性波動，而是表現(xiàn)出很強的時變性、突發(fā)性和波動聚集性特征，即模型可能存在異方差，因此，需對模型進行ARCH效應(yīng)檢驗。對回歸方程的殘差進行滯后1～4期的ARCH－LM檢驗，其檢驗結(jié)果是F－statistic和Obs＊R－squared的相伴概率P值均為0.0000，拒絕“殘差不存在ARCH效應(yīng)”的原假設(shè)，因此，可以建立GARCH模型。

2.GARCH模型及波動持續(xù)性檢驗。根據(jù)ARCH檢驗，在此建立GARCH（1，1）模型，均值方程為式（6），條件方差方程為：

對其參數(shù)進行估計的結(jié)果見表2。

表2 GARCH（1，1）回歸結(jié)果

根據(jù)估計結(jié)果，均值方程和方差方程分別表示為：

再對模型進行ARCH－LM檢驗，發(fā)現(xiàn)F統(tǒng)計量為0.2863，相伴概率為0.5927，接受“殘差不存在ARCH效應(yīng)”的原假設(shè)，說明GARCH（1，1）模型很好地消除了殘差序列的條件異方差性，因此，均值方程和方差方程還是比較合理的，模型具有一定的解釋力。

由表2可知，參數(shù)估計系數(shù)都是統(tǒng)計顯著的，表明GARCH（1，1）模型能夠很好的擬合數(shù)據(jù)，方差方程中的ARCH項系數(shù)α為0.153625大于0，說明外部沖擊會加劇CERs價格的波動，同時GARCH項系數(shù)β為0.798249小于1，表明CERs價格的波動具有一定的持續(xù)性。α＋β＝0.9519＜1，滿足GARCH（1，1）模型中參數(shù)的約束條件。由于方差方程中系數(shù)之和又非常接近1，說明外部沖擊引起CERs價格的波動時間會比較長，持久性特征明顯。因此，模型對未來價格的預(yù)測和波動規(guī)律的掌握具有重要作用。

3.非對稱效應(yīng)的檢驗。在國際碳排放權(quán)CERs市場運行過程中，是否存在CERs價格波動的非對稱性呢？在此，運用TGARCH（1，1）模型檢驗，均值方程為（6）式，條件方差方程為：

回歸結(jié)果見表3。

表3 TARCH（1，1）模型回歸結(jié)果

根據(jù)估計結(jié)果，均值方程和方差方程分別表示為：

在TARCH（1，1）模型中，杠桿效應(yīng)項的系數(shù)φ＝0.116975，說明CERs價格的波動具有“杠桿效應(yīng)”：利空負面沖擊能比等量的利好正面沖擊產(chǎn)生更大的波動。當國際宏觀經(jīng)濟形勢趨好、或股票和匯率等市場價格上升、或CERs簽發(fā)率增加等利好消息出現(xiàn)時，μt－1＞0，則Dt－1＝0，利好消息只會對CERs價格帶來0.090589（α的估計值）倍的沖擊；當國際有關(guān)氣候變化政策不明朗，或發(fā)生全球金融危機等利空消息出現(xiàn)時，μt－1＜0，這時，Dt－1＝1，利空消息會帶來0.207564（α＋φ估計值）倍的沖擊。

利空沖擊比等量利好沖擊對CERs價格產(chǎn)生更大波動的結(jié)果在EGARCH模型中也能得到印證，在EGARCH模型（檢驗過程在此略）中，α的估計值為0.294304，非對稱項φ的估計值為－0.068714。當μt－1＞0，利好信息對CERs價格序列條件方差的對數(shù)帶來0.294304－0.068724＝0.22558倍的沖擊，當μt－1＜0，利空信息對CERs價格序列條件方差的對數(shù)帶來0.294304＋（－0.068714）×（－1）＝0.363018倍的沖擊。

四、結(jié)論與建議

以上運用基于GARCH模型族的實證分析，探討了國際碳排放權(quán)CERs市場的價格波動，研究結(jié)果表明：（1）CERs市場價格波動是政治博弈、國際宏觀經(jīng)濟形勢和氣候變化等多重因素共同沖擊的結(jié)果。共贏性博弈均衡、全球經(jīng)濟繁榮、氣候變化趨暖、國際原油和股票等市場價格上漲及CERs簽發(fā)率增加等對CERs市場價格波動構(gòu)成利好信息沖擊；反之，零和博弈或負和博弈、國際經(jīng)濟危機及CERs簽發(fā)率減少等對CERs市場價格波動構(gòu)成利空信息沖擊。（2）CERs市場價格波動具有很強的波動聚類性與持續(xù)性。CERs市場價格并非規(guī)律性波動，而是有很強的時變性和波動聚集性特點。GARCH模型檢驗得出α＋β＝0.9519非常接近1，說明在美國經(jīng)濟復(fù)蘇緩慢、歐洲深陷債務(wù)危機等利空信息沖擊下，波動會持續(xù)下去。（3）CERs價格波動存在杠桿效應(yīng)。TARCH模型表明，CERs價格“杠桿效應(yīng)”明顯，主要是國際金融危機和歐債危機等多重利空相互疊加帶來持續(xù)的悲觀預(yù)期，因此，每一次利空信息都比利好信息導致CERs價格更大的波動。

目前，我國已成為全球CERs市場最大供給方，作為CDM項目賣方參與CERs一級市場交易就成為我國參與國際碳排放權(quán)貿(mào)易的唯一途徑，在碳排放權(quán)市場，一級市場以二級市場的現(xiàn)貨價格為定價基礎(chǔ)。因此，我國在參與CERs一級市場貿(mào)易時，為了與國際碳貿(mào)易市場價格保持同比例上升、達到高價出售的目的，首先積極參與國際氣候環(huán)境條款的談判，制定互利共贏的新規(guī)則，對市場價格形成持續(xù)利好信息沖擊；其次必須掌握CERs二級市場價格波動的聚類性、持續(xù)性和杠桿性特征，分析CERs二級市場價格波動趨勢；再次，根據(jù)波動規(guī)律選擇恰當?shù)馁Q(mào)易時機，盡可能地在CERs二級市場價格接近上升通道頂端時或下降通道起點時出售；最后，建立CDM項目投資風險管理體系，避免利空信息沖擊的杠桿效應(yīng)。

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