我國燃料油期貨市場基本經濟功能研究

賀晉兵，劉云霞

（1.北京交通大學 中國產業安全研究中心，北京 100044；2.廈門大學 經濟學院，廈門 361005）

我國燃料油期貨市場基本經濟功能研究

賀晉兵1，劉云霞2

（1.北京交通大學 中國產業安全研究中心，北京 100044；2.廈門大學 經濟學院，廈門 361005）

風險規避和價格發現是期貨市場的重要經濟功能，是判斷期貨市場運行狀況的重要標志。鑒于燃料油期貨市場擔負著我國石油期貨市場開路先鋒的重任，文章以上海燃料油期貨市場為研究對象，以協整理論與期貨市場經濟功能存在的內在聯系為分析基礎，通過采用協整模型對燃料油期貨自上市交易以來的經濟功能進行了研究。研究結果表明，燃料油期貨市場具備價格發現功能，并有助于套期保值的實現。

燃料油期貨；風險規避；價格發現

鑒于期貨市場是國際石油定價體系的重要環節，我國已于2004年8月開始了燃料油期貨交易，并希望以此為突破口全面建立石油期貨市場。回顧期貨市場產生的歷史可以發現，承擔風險規避和價格發現等經濟功能是期貨市場得以產生的原因。這兩個經濟功能是否得到合理的實現，不僅是判斷一個期貨市場是否成功的重要標志，而且也是套期保值交易順利進行的前提。在這一背景下，本文以我國燃料油期貨市場為研究對象，對其運行五年來的風險規避和價格發現功能進行分析，以客觀地評價該市場中經濟功能的整體狀況。

1 期貨市場經濟功能的實現原理

風險規避和價格發現是期貨市場經濟功能的兩個方面。在現代期貨經濟理論中，這兩個方面決定著套期保值交易的實現程度和對未來價格的預測能力，是評價一個期貨市場有效程度的重要標志。

從風險規避功能來看，回避現貨價格的風險是期貨交易的首要目標，因此套期保值者應該是期貨交易的首要主體。而套期保值之所以能夠規避價格風險，是因為期貨價格和現貨價格在理論上存在趨同性和趨合性。其中，趨同性是指期貨價格走勢與現貨價格走勢趨于相同或基本一致的現象[1]。其理由是：現貨市場與期貨市場雖然是兩個各自獨立的市場，但是受相同經濟因素的影響和制約，一般情況下兩個市場的價格變動趨勢相同，只是價格波動幅度可能有所差異。套期保值就是利用這種價格關系，分別在期貨市場和現貨市場作方向相反的買賣，從而達到回避價格風險、鎖定成本或利潤的目的。趨合性是指隨著期貨合約到期日的臨近，現貨價格與期貨價格趨向一致的現象。按照商品期貨市場的規定，期貨合約到期時未平倉頭寸必須進行實物交割。這種交割制度保證了現貨價格和期貨價格隨期貨合約到期日的臨近而趨于一致。因為如果二者存在差別，就會出現套利機會，大量套利者的進入將使這種差別很快消失。正是基于這兩個原理，套期保值交易才能夠起到降低現貨價格風險的作用。

價格發現功能是期貨市場的另一項重要經濟功能。由于期貨合約將在未來某個時點成交，因此人們將按照所收集的信息對未來的現貨價格進行預測，并根據預測結果進行交易，由此形成的期貨價格既具備了對未來現貨價格的發現功能，同時這一合理的價格預期也引導著市場資源的配置，為整個社會帶來了福利。自從Fama于1970年提出市場有效性的概念之后，期貨市場的價格發現功能往往又與期貨市場的有效性聯系在一起。事實上，市場的有效其實就是信息處理的有效，期貨市場的有效性就表現在依據市場信息所形成的期貨價格對未來現貨價格具有預測能力上。正是基于這一原理，是否具有價格發現功能也就成為評價期貨市場運行效率的重要標準。

在現實中，期現貨價格的趨合性由交割日的套利行為所決定，必然會得到實現，但由于期貨市場的高杠桿性以及高流動性等原因引起了大量的投機交易，期現貨價格往往會變動不一致并導致預測性減弱。因此，趨同性和價格預測性并不是所有期貨市場都具有的特征。因此，我國燃料油期貨和現貨價格是否具有趨同性和預測性還有待于實證檢驗。

2 國內外研究現狀及方法選擇

2.1 國內外研究現狀

近些年，關于我國燃料油期貨市場經濟功能的分析和研究還不多，但對一些相關市場的研究不乏見地和啟示。在國外學者的研究中，早期做出突出貢獻的有John C.hull和凱恩斯，John C.hull將期貨價格低于預期未來現貨價格的情形稱為現貨溢價或稱為市場基差[2]；凱恩斯在其著作中通過對套期保值者和投機者預期的分析提出了預期價格理論，該理論經過希克斯等人的補充形成了期貨價格的預期價格理論[3]。國外很多學者對這一理論進行了研究：如Kawaller、T.Koch and P.Kock運用聯立方程模型來研究S&P500期貨和現貨的領先—滯后關系，結果表明市場存在同步的信息傳遞，兩市場趨合[4]，但僅存在期貨對現貨的領先—滯后關系；在協整理論提出后，該理論被廣泛應用于解釋期貨和現貨市場之間的關系。相關研究有：Bessler and Covey應用Johnson協整檢驗分析了美國幼牛期貨市場，證明了期貨價格和現貨價格之間存在均衡關系[5]；ChowdHury檢驗了美國有色金屬類期貨和現貨之間的關系，研究表明期貨價格對現貨價格具有較明顯的價格領先優勢[6]；Bigman認為如果期貨市場具有價格發現功能，則期貨價格應該是交割日現貨價格的無偏估計量[7]。

國內學者也對相關市場的期貨和現貨價格關系進行了研究：秦宛順、陳衡研究認為，銅的期現貨價格相關程度較高并具有較好的避險和套期保值功能，而綠豆的期貨和現貨價格相關性較差，保值功能弱[8]。童宛生等的研究表明，綠豆期現貨價格相關性較低，價格發現的作用較弱，其他像小麥、大豆、銅等品種的期現貨價格相關性較好[9]；吳沖鋒、王海成運用協整理論研究認為，國內市場銅期貨價格之間存在協整關系，價格發現同步[10]。華仁海、仲俊偉對上海銅期貨市場運用協整理論分析得出：上海銅期貨現貨價格之間的價格發現關系在5個月內有效，而超出5個月則沒有價格發現功能[11]。

2.2 方法選擇

事實上，對于我國燃料油期貨市場經濟功能的分析，與協整理論的原理相吻合。對于趨同性來說，如果現貨價格與期貨價格之間存在協整關系，就意味著兩類價格存在某種均衡。而這種均衡就是套期保值的前提和基礎。在價格發現功能方面，如果期貨價格對最后交割日的現貨價格具有預測作用，就意味著期貨價格應該是交割日現貨價格的無偏估計量，這實際上也可以被當作一種協整關系來看待。因此，下文的分析將在此基礎上進行。

3 我國燃料油期貨市場經濟功能的評估

本文以我國燃料油期貨市場為研究對象，對其經濟功能進行評價。考慮到數據的可獲得性，這里由未來三個月交割的合約日收盤價格組成連續價格序列，選取從2004年8月25日燃料油期貨上市日開始至2009年11月30日（剔除無交易數據或成交量過小的交易日），共1177個有效觀測數據。同時，選取相應日期的黃埔燃油現貨價格作為現貨數據。這里，分別用{St}、{Ft}表示現貨價格和期貨價格①數據來源：上海期貨交易所。

3.1 燃料油期貨市場風險規避功能分析

從上文可知，由于期現貨價格的趨合性必然會實現，因此對燃料油期貨市場風險規避功能的分析就是對其趨同性的分析。這里通過協整分析，來判斷我國燃料油期現貨價格趨同性是否成立。在分析時采用Engle和Granger提出的E.G兩步法來進行[12]。

3.1.1 平穩性檢驗

分析之前，采用檢驗單位根的ADF檢驗法來檢驗數據序列的平穩性。為了確定采用何種ADF模型，有必要先給出{St}、{Ft}的線性趨勢圖[13]，如圖 1 所示。

根據圖1期現貨的趨勢，可以考慮采用帶常數和時間趨勢的檢驗方程，其一般公式為：

原序列{St}、{Ft}的檢驗結果如下：

檢驗結果表明在1%的顯著性水平下，現貨價格序列和期貨價格序列存在單位根，是非平穩序列。對兩個價格序列分別取一階差分后再進行ADF檢驗，其差分后如圖2所示。

由圖形顯示，差分后的序列可以采用無常數和趨勢的ADF模型，其一般公式為：

表2是該模型的檢驗結果，表明在1%的顯著性水平下，原假設被拒絕。說明和分別都是一階單整I(1)。

表1 ADF檢驗結果

表2 一階差分ADF值

表3 協整方程估計結果

表4 殘差ADF值

表5 ECM估計結果

3.1.2 協整檢驗

由于{St}和{Ft}都是I(1)過程，已經具備了協整檢驗的前提，可以對原變量直接建立回歸方程。其方程為：

模型的估計結果如表3。

模型以及參數的估計都比較顯著，但是為了確定現貨價格和期貨價格這兩個變量是否真的協整，還必須對公式（3）中的誤差項ut進行平穩性分析。如果ut是平穩序列，{St}和{Ft}就是協整的，否則，它們之間就是非協整的。依據上述平穩性檢驗模型的選擇原則，殘差序列的ADF檢驗結果如表4。

這里，1%的臨界值采用的是Engle—yoo的殘差檢驗臨界值表。結果表明ut在1%的顯著性水平下是平穩的，即為I(0)變量，從而證明了{St}和{Ft}之間存在長期均衡的協整關系。

3.1.3 誤差修正模型

Engle和Granger已經證明，如果變量之間存在長期均衡關系，則均衡誤差將顯著影響變量之間的短期動態關系[12]。由以上分析我們知道，{St}和{Ft}存在長期均衡關系即協整關系。但是由于種種原因，現貨價格和期貨價格也會常常偏離這種關系，套期保值者需要根據對長期均衡關系的偏離程度也即均衡誤差的大小，不斷調整現貨和期貨的頭寸，以便逐步恢復現貨和期貨價格之間的均衡關系。{St}和{Ft}的這種短期動態關系可以表示為：

由上面分析得出，式中ΔS、ΔFt-1分別都是平穩序列，也是平穩的序列，所以模型成立。估計結果如表5。

表6 期貨和現貨價格平穩性檢驗

表7 價差平穩性檢驗

從估計結果可以看出，模型較為顯著，系數α1=-0.0684符合誤差修正機制。這表明，如果上一期的現貨價格與期貨價格之差高于均衡水平，則該期的現貨價格將會降低，期貨價格將會上升，從而使得現貨和期貨價格差變小，向均衡水平靠攏。反之，如果上一期的現貨和期貨價格之差低于均衡水平，則該期會出現現貨價格上升而期貨價格下降的現象。這種誤差修正機制從另外一個角度驗證了協整關系的存在。α0雖然在5%顯著性水平下不顯著，但是為了避免強制模型經過原點，這里需要對其予以保留。

3.2 燃料油期貨市場的價格發現功能分析

價格發現功能經常與期貨市場的有效性聯系在一起。基于FAMA市場有效性的概念，Bigman于1983年提出了期貨市場簡單有效性的概念。他認為如果期貨市場是有效的，具有價格發現功能，則期貨價格對最后交割日的現貨價格具有預測作用，期貨價格應該是交割日現貨價格的無偏估計量[7]。即：

其中，ST是交割日T時商品的現貨價格，Ft,T表示交割日為T的期貨合約在t時的期貨價格，φT表示t時所能得到的信息集合，如果期貨市場是有效的，期貨市場具有價格發現功能，則期貨價格應該是目前所有信息的即時反映。

一些學者建議使用協整理論來檢驗期貨市場的有效性問題[11]，也即價格發現問題。其基本思路是：ST與Ft,T之間應該存在長期均衡的關系，如果Zt=ST-Ft,T是平穩時間序列，則說明期貨價格是交割日現貨價格的無偏估計量，期貨市場也就具有價格發現功能。本文將沿著這一思路，運用協整方法對上我國燃料油期貨市場的價格發現功能進行檢驗，從而揭示出燃料油期貨市場的內在特征。

3.2.1 數據選擇

由于涉及到期貨價格對交割日現貨價格的預測問題，因此有必要選擇與最后交易日對應的不同時間間隔內的價格序列。考慮到石油產品消費的季節性比較明顯，故選取距離交割日三個月內的期貨合約，樣本為2004年9月——2009年11月之間各期貨合約在最后交易日前一個月、兩個月和三個月對應交易日的收盤價格。如果對應交易日不進行交易，則選擇離該交易日最近交易日的數據替代，分別將它們用[F1t]，[F2t]，[F3t]表示三個序列。為保持數據量一致，每組均從2009年11月開始倒推61個數據，現貨價格仍舊選取黃埔燃油現貨價格數據。

3.2.2 價格發現功能檢驗

首先檢驗期貨價格和現貨價格序列的平穩性，模型選擇方法與上文相同，結果如表6。

與1%的顯著性水平相比較可知，上表價格數據的原始數列都是非平穩序列，它們一階差分之后的序列都是平穩的。這說明燃料油期貨價格序列[F1t]，[F2t]，[F3t]和現貨價格序列St均是一階單整的，即I（1），符合進行協整檢驗的前提。要確認期貨價格是否具有預測性，就需要對Zit=ST-Fit進行平穩性檢驗，結果如表7。

可知，在1%的顯著性水平下三個序列都通過了檢驗。這說明當時間跨度為三個月之內時，對應的序列均是平穩的。在這個時間跨度內，期貨價格與交割日現貨價格之間存在長期均衡的關系，期貨價格是現貨價格的無偏估計量，因此期貨價格是有效的，期貨市場具有價格發現功能。

4 結論

通過運用協整理論對我國燃料油期貨市場的經濟功能進行實證分析，表明期現貨市場之間的價格存在均衡關系，價格之間的趨同性成立，燃料油期貨市場已經具備了進行套期保值的前提和基礎。同時，考慮到石油類產品需求的季節性特征，通過對三個月以內期貨價格對現貨價格的預測性進行分析，表明期貨價格已經具有預測能力，燃料油期貨市場已經具備了價格發現功能。因此，綜合來看燃料油期貨市場經濟功能的整體實現情況較好。

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C812

A

1002－6487（2010）22－0133-03

賀晉兵（1979-），男，山西晉城人，博士后，研究方向：投資決策統計分析。

(責任編輯/浩 天)