金融投機及國際原油價格關聯性研究：基于“雙階段”馬爾科夫區制轉移模型

于永達，陸文香

(清華大學公共管理學院，北京 100084)

0 引 言

礦產資源是現實經濟、社會的生產要素和必要消費品，礦產資源金融化促成了礦產資源由單一的商品屬性轉化為金融屬性和商品屬性兼具的雙重屬性性質。市場中供需關系的變化可以解釋礦產資源價格的走勢，但卻無法合理解釋現實經濟生活中礦產價格短期內價格波動問題。

2004 年以來，礦產資源價格的快速上漲和劇烈波動引起學術界和業界的高度關注，不少研究開始嘗試從金融投機視角研究其對國際礦產市場價格的影響。國外相關研究中，Tang等[1]認為大量金融機構進入國際商品市場，并在證券市場進行跨市交易導致跨市場間流動性變化，形成了影響商品定價的金融因素;Sanders等[2]的研究也論證了商品投資引發了商品期貨價格泡沫的產生；Soytas等[3]基于不同市場情景對WTI油價和克利夫蘭金融壓力指數之間的波動傳播進行考察后發現，原油價格與金融市場的收益水平、波動性之間存在顯著的效應；Fattouh等[4]對2003年以后的石油市場和金融投機關系進行了考察后也發現石油市場的金融投機和金融化是石油現貨價格波動的重要因素。國內相關研究中，殷劍鋒[5]認為衍生交易的快速發展已經改變了商品價格的形成機制，因此石油衍生金融市場金融投機是2003年以來油價暴漲的推動因素；謝飛等[5]、呂志平[6]、潘慧峰等[7]的相關研究為非商業持倉數據影響石油收益率提供了證據，也認為礦產資源價格的變化呈現出金融化的問題。此外李智等[8]還發現金融投機對原油價格影響加強；田利輝等[9]在對原油價格的影響因素分析中認為金融投機因素對原油市場影響存在著導向和放大的效應。

金融投機和資產價格的因果檢驗一直是分析和研究兩者關系的常見工具和方法。但大量研究表明，經濟和金融潛在的狀態改變可能引起時間序列分布的結構性變化。在實證研究中很難準確預測轉折點發生點，也很難判別金融投機因素和礦產資源價格之間的關系會發生何種變化。本文嘗試將這種思想與常見的VAR模型相結合，運用“雙階段”馬爾科夫區制轉移模型分析金融投機和國際原油價格因果關系，更好捕捉和刻畫分析金融投機和國際原油價格發展的多階段動態變化過程，評價和比較這兩個指標在各不同發展階段中可能出現變化的轉移概率。

1 研究方法與數據說明

1.1 研究方法

我們為了捕捉、刻畫金融投機因素和國際原油價格出現的“階段性”變遷特征，將借鑒Hamilton的研究思路在自回歸模型中引入參數，構建馬爾科夫區制轉移模型[10]。如果所研究的變量指標經過時間的推移，其特性出現新變化在不同的發展階段和狀態發生了轉移，那么再使用傳統的VAR模型就失去原有的意義。馬爾科夫區制轉移模型是建立在VAR模型參數的基礎上，同時與狀態變量(st)具有很強的關聯性。在簡單的自回歸模型基礎上，根據研究金融投機因素和國際原油價格的周期協同性要求，首先將增長率πc的條件均值所具有的參數約束條件設置為：μ1<μ2，接著假設在研究變量的變化過程中存在著“雙階段”特征。進一步將區制1(S1t=1)設定為“緩慢下降階段”，其條件均值為μ1；區制2(S2t=1)代表“快速增長階段”，其條件均值為μ2。模型中所包含的參數狀態互相關聯同時也受到區制狀態變量St的影響，“雙階段”之間的轉移概率滿足離散取值的一階馬爾科夫過程，因此區制狀態變量St轉移概率矩陣形式如式(1)所示。

(1)

為了估計所構建的馬爾科夫區制轉移模型，在此給出給予過去信息集It-1、πt、St以及St-1的聯合分布密度，見式(2)；由式(2)可以獲得邊際分布，見式(3)；根據式(3)得到對數似然函數，見式(4)。

f(πt,St,St-1|It-1)=

f(πt,St,St-1|It-1)Pr[St-1=j|St-1=i]=

Pr[St.St-1|It-1]

(2)

(3)

Pr[St.St-1|It-1]]

(4)

式中：Pr[St=j,St-1=i|It-1]=Pr[St=j|St-1=i]Pr[St-1=i|It-1],i,j=1,2。

運用所得到的加權更新方程，代入可得式(5)。

(5)

1.2 指標說明和數據來源

不少研究者利用美國商品期貨交易委員會(CFTC，The Commodity Futures Trading Commi-ssion)每周公布的原油期貨市場上不同交易者持倉數量中的“報告的非商業交易者”代表投機交易者進行分析[10]，非商業持倉相關數據信息是CFTC中最為關鍵的數據內容，投資者主要是投資銀行、對沖基金等。故本文建立模型時在參考謝飛等[11]的研究基礎上，選取自變量為NYMEX輕質低硫原油(WTI原油)*由于美國在全球的軍事以及經濟能力，WTI原油已經成為全球原油定價的基準。故本文選取WTI原油作為國際原油價格的衡量指標。的非商業套利持倉數(下文用YY表示)代表金融投機指標，因變量選取NYMEX輕質低硫原油(WTI原油)(下文用TRQ表示)的現貨價格作為國際原油價格的衡量指標。

有關國際原油的非商業套利持倉數據來源于CFTC官網，原油的現貨價格數據均源于Wind金融數據庫。本文的計算軟件采用EVIEWS8.2軟件包。

2 模型估計結果與分析

為更深入的準確分析金融投機和國際原油價格變化的周期階段性變遷識別和轉移動態變化特征。筆者先通過圖刻畫出兩個變量的歷史變化路徑，圖1刻畫出了2000年2月～2016年8月金融投機和國際原油價格變動情況。我們可通過更為直觀的圖形簡明、清晰解讀變量的動態變化特征。

如圖1所示，NYMEXWTI是當前最大的原油期貨交易品種，對其他原油期貨價格(如ICEBRENT、DMEOMAN等)都產生很大的指導作用和影響力。從圖1中可以看出，WTI原油中非商業投機商的持倉數量與其現貨價格有很大的關聯性，而且同步性較為一致。但是在2012年以后，兩者的變化趨勢出現新變化，非商業投機商的持倉數量出現一個較大拉升之后于2013年出現下滑趨勢，并維持在一個水平上來回波動，而相比之下WTI原油的現貨價格下跌幅度更為劇烈，出現的持續快速下跌跡象。

圖1 NYMEX輕質低硫原油(WTI原油)非商業套利持倉數量與其現貨價格趨勢圖

從以上原油的非商業套利持倉數量及其現貨價格變動趨勢來看，總體呈現出一定的同步性，但具有一定的“時間滯后性”，即往往是原油的非商業套利持倉數量步入“快速增長階段”，而現貨價格卻滯后了一段時間才出現類似的發展趨勢。但是為證明原油的非商業套利持倉數量與其現貨價格的趨勢性，還需要用定量的分析方法提供更為科學的新證據，以下的章節將借鑒Hamilton的研究思路在自回歸模型中引入參數區制轉移性質構建馬爾科夫區制轉移模型，捕捉和刻畫金融投機因素和國際原油價格的出現“階段性”變遷特征。

首先由自相關、偏相關檢驗可知，真實利率的偏相關系數兩階截尾，因此可以確定基本模型為1階自回歸模型。再對模型的參數進行估計，得到模型的殘差。用計量軟件做雅克貝拉檢驗結果如圖2所示：檢驗金融投機對對NYMEX輕質低硫原油(WTI原油)的現貨價格影響模型中殘差偏度大于0，呈現右偏態勢；峰度也遠大于3，呈現尖峰態勢；所有研究變量的JB檢驗統計量估計值均大于1%、5%和10%對應的臨界值，因而拒絕殘差序列服從正態分布的零假設。

圖2 金融投機對原油價格影響殘差雅克貝拉檢驗結果

線性模型是馬爾科夫區制轉換模型的一種特例。假若區制轉換模型僅有一個區制而不是在兩個或兩個以上的區制之間轉變，則為退化的線性過程。理論上可以通過區制的數量大小選擇采用一個嚴格的檢驗。但是馬爾科夫區制轉移模型在區制數量的判斷標準無法通過似然比檢驗或者拉格朗日乘子檢驗設定。因此模型的漸進分布不是標準的形態。為避免出現該現象，本研究參照Garcia和Perron(1996)附錄中的方法，在MA-VAR模型中用二區制的馬爾科夫區制轉移模型替代一階滯后回歸模型。

2.1 參數估計及解釋

將原油現貨價格數據用Eviews 8.2軟件進行估計，所得參數大多均顯著，見表1。其中μ為各狀態的平均值即現貨價格變化的平均值；σ2為國際原油現貨價月收益率變化的方差或價格變化的不確定性；φ1和φ2為估計出的自回歸參數其他的為各狀態間的轉換概率。根據馬爾可夫機制轉換原理，可以將NYMEX輕質原油現貨價格的變化由兩種機制來描述：第一，現貨價格高于前一個交易日，則可視為價格上漲階段，此時伴隨著NYMEX輕質原油現貨價格較大的波動，表1顯示方差約達到了554%，這說明在油價大幅上漲的過程中會面臨相當大的不確定性，易受到非商業套利持倉數量或者基金投機者的市場力量影響；第二，NYMEX輕質原油現貨價格低于前一個交易日，則可視為價格減少階段，此時的方差也較大，為461%，即在NYMEX輕質原油現貨價格下跌的過程中，面臨較大不確定性，說明在價格下跌過程中面臨的不確定性也比較大。此外，非商業套利持倉數量對NYMEX輕質原油現貨價格變化影響各種機制的轉換的概率較大，都接近于1。

表1 模型參數估計結果

注：括號內為標準差;***、**和*表示在10%、5%和1%顯著性水平顯著。

2.2 轉移概率矩陣

轉移概率反映了非商業套利持倉數量和NYMEX輕質原油現貨價格二者相關關系轉換的可能性。由表1可知，從狀態1(1)轉移到狀態1(2)的概率是0.019，而二者的相關關系繼續保持在狀態2(1)的概率為0.066。估計結果表明，沒有一個狀態是完全穩固的，因為所有的轉移概率都小于1，而在各自的轉移狀態中相對穩定，維持在較高概率上。表1列出了模型的轉移概率矩陣，從表1可以看出NYMEX輕質原油非商業套利持倉數量增加以較大的概率停留在區制內，以較小的概率轉移到具有相反狀態的區制。這表明NYMEX輕質原油非商業套利持倉數量的相對大小在兩個區制內是相對穩定的，一旦進入增長期或減少期區制后，便以較大的概率停留在該區制內。非商業套利持倉影響下的黃金現貨價格處于“增加階段”(St=1)時的維持概率為(p11=0.933)，處于“減少階段”(St=2)時的維持概率為(p22=0.980)，這意味著非商業套利持倉對原油的現貨價格維系“減少”的可能性強于其保持“增長”的可能性，或者說非商業套利對國際原油現貨市場價格的影響處于“減少階段”時的持續性強于其處于“增加階段”時的持續性。這從馬爾科夫區制轉移模型中維持概率估計值的角度證明，要充分非商業套利持倉數量減少時所具有的更強的“減少”持續性和更弱的“增長”持續性特征。

為了便于分析非商業套利持倉數量增加、減少周期與NYMEX輕質原油現貨價格周期的協同性，本文給出了非商業套利持倉數量和NYMEX輕質原油現貨價格增加階段(St=1)、減少階段(St=2)不同狀態下的濾波概率、平滑概率和預測概率(圖3和圖4)。平滑概率圖可以清楚地展示經濟變量在不同階段發生概率轉移的可能性，通常情況下，當區制狀態變量St的概率值Pr(St=i|It-1)>0.5(i=1，2)時，就可以認為非商業套利持倉數量(或NYMEX輕質原油現貨價格)在t時刻處于i階段。

圖3 增加期狀態轉移概率圖

圖4 減少期狀態轉移概率圖

2.3 平均持續期

表1中列出了無條件概率以及平均持續期，其中平均持續期等于15.032、52.022，代表駐留在區制1、區制2內的概率。可以看出非商業套利持倉數量增加的區制平均的持續期約為15周，非商業套利持倉數量減少區制平均持續期約為52周。所以從長期來看NYMEX輕質原油非商業套利持倉數量增加的時間要短于其非商業套利持倉數量減少的時間。

3 結論及政策建議

3.1 結論

本文基于2000年2月～2016年8月以來金融投機及礦產價格的周數據，運用“雙階段”馬爾科夫區制轉移模型捕捉和刻畫金融投機及國際原油價格多階段性的復雜動態變化過程，測度和考量了兩者在不同階段之間變遷的轉移概率，并對研究期間金融投機及國際原油價格周期動態過程進行階段性變遷識別和轉移分析，最終得到重要結論為金融投機及國際原油價格存在相關性。

1) 轉移概率矩陣估計結果表明非商業套利持倉數量處于增長階段時國際原油現貨價格處于減少階段的穩定性較弱。這意味著金融投機因素對于國際原油現貨價格的走勢均有較強的關聯性。比較而言，隨著金融危機的爆發和美國等國家實施不同程度的量化寬松貨幣政策，金融投機更愿意進入具有升值潛力的大宗商品市場獲利。因此，我們需要特別密切關注非商業套利持倉數量的變化趨勢及特征，合理判斷和評估主要礦產品種的價格波動。

2) 樣本方差估計結果說明非商業套利持倉數量對國際原油現貨價格的波動性影響在非商業套利持倉數量的“增加期”較強，而在非商業套利持倉數量“減少期”也呈現出類似規律。從馬爾科夫區制轉移模型中方差估計值的角度分析，在原油的非商業套利持倉數量增長階段時通常會伴隨著較大的波動性、較大的不確定性。出現該規律的可能原因在于原油交易具有高度的國際化，是各國最為重要的戰略資源之一。從交易量來講，原油是全球最大宗的資源型商品，其最重要的特點是全球原油交易的絕大部分采用美元來計價。與商品期貨市場相結合，原油價格成為波動性最強的商品價格。這一特點也使它更具有了金融產品的特性。甚至可以說，石油取代黃金，是布雷頓森林體系解體之后世界貨幣體系的基礎。近期美元匯率波動加大了金融投機活動，也使國際原油現貨價格表現出較高的不確定性。

3) 從國際原油受非商業套利持倉數量影響的預測、濾波和平滑概率圖來看，國際原油現貨價格受到非商業套利持倉數量的變動影響趨同性較強，無論是處于“低速增長階段”還是處于“快速增長階段”，現貨價格的變動增加、減少的概率值相對穩定并始終保持在1.0左右，這從馬爾科夫區制轉移模型中離散取值的平滑概率估計結果角度得到印證，非商業套利持倉數量對國際原油現貨價格的波動性動態走勢與階段跨度基本一致的動態協同期，總體保持相對穩定狀態。

3.2 政策建議

1) 國際石油市場波動加劇，地緣政治日趨復雜，國際合作面臨新的機遇和挑戰?！笆濉睍r期中國經濟發展進入新常態，供給側結構性改革任務繁重，礦業行業結構調整、轉型升級和管理改革十分緊迫。未來需進一步深化改革現有的管理體制，理順政府和各石油企業之間的關系，發揮市場在資源配置中的基礎作用，創造公平、有效的市場環境，從制度和準則層面打好礦產資本市場的頂層架構。

2) 國際油價金融屬性大幅增加，需進一步提升石油產業國際合作能力與水平?！白叱鋈ァ狈矫?，在已有的對外開放試點基礎上，管理部門要更廣泛和深入地實施“走出去”戰略；“引進來”方面，除加快實現國內期貨市場投資者國際化，實施“引進來”的發展戰略和優化投資者結構外，還應在條件成熟時盡快推出原油期貨，促進石油金融交易業務國際化，交易品種國際化和交易貨幣人民幣計價國際化，提升中國在全球礦產資源供需格局中的話語權、定價權。

3) 從我國現代化建設的全局和維護國家能源安全的高度出發，建立國家戰略石油儲備，保障國家能源和經濟安全。需要主動積極探索全球石油資源定價的規則，建立和發展本國的礦產資源金融市場，參與游戲規則的制定，扭轉過于依賴國外礦產資源金融市場的不利局面，建立安全、穩定、經濟的資源保障體系將是我國中長期經濟持續、穩定發展的重要戰略保障。

參考文獻

[1] TANG K,XIONG W.Index Investing and the Financialization of Commodities[J].Financial Analysts Journal,2012.doi:1111/jofi.12408.

[2] IRWIN S H,SANDERS D R.Testing the masters hypothesis incommodity futures markets[J].Energy Economics,2012,34:256-269.

[3] SOYTAS U,GUPTA R,NAZLIOGLU S.Oil prices and financial stress:a volatility spillover analysis[J].Energy Policy,2015,82:278-288.

[4] FATTOUH B,KILIAN L,MAHADEVA.The role of speculation in oil markets: what have we learned so far[J].Energy,2015,34:7-33.

[5] 韓立巖,尹力博.投機行為還是實際需求?——國際大宗商品價格影響因素的廣義視角分析[J].經濟研究,2012(12):83-96.

[6] 呂志平.大宗商品金融化問題研究[J].湖北社會科學,2013(2):77-80.

[7] 潘慧峰,石智超,唐晶瑩.非商業持倉與石油市場收益率的關系研究[J].國際金融研究,2013(12):73-81.

[8] 李智,林伯強,許嘉峻.基于MSVAR的國際原油期貨價格變動研究[J].金融研究,2014(1):99-109.

[9] 田利輝,譚德凱.原油價格的影響因素分析:金融投機還是中國需求?[J].經濟學(季刊),2015,14(3):961-982.

[10] HAMILTON，JAMES D.A New Approach to the Economic Analysis of Nonstationary Time Series and the Business Cycle[J].Econometrica,1989,57(2)：357-384.

[11] 謝飛,韓立巖.對沖基金與國際資產價格的波動性傳遞[J].管理科學學報,2010,13(11):94-103.