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(guò)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(guò)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(lái)說(shuō),具有里程碑意義。燃油期貨上市幾年來(lái),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(wèn)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(wèn)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(wú)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(lái)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(lái)檢驗(yàn)價(jià)格序列是否服從隨機(jī)游走過(guò)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(guò)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(wèn)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(lái)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(lái)自PLATTS每日?qǐng)?bào)價(jià)。之所以這樣選擇是因?yàn)?,在?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(lái)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(guò)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(lái)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(guò)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(shuō)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(guò)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(lái)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(shuō)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(shuō)明各序列均是平穩(wěn)的,即I(0)過(guò)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(shuō)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(guò)期貨市場(chǎng)來(lái)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(méi)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(lái)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(yǔ)權(quán)。
從歷史經(jīng)驗(yàn)來(lái)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(yǔ)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(jué)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(méi)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(lái)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)