上海燃料油定价模型研究.doc

金融类中国上海燃料油期货定价模型研究高 辉（中大期货公司 研究所 浙江 杭州 310003）摘要：本文采用协整理论及基于VAR的Grange 因果关系检验与冲击反应函数方法对中国上海期货交易所燃料油期货价格作建模分析。单位根检验显示，选取的样本序列均为I(1)。Granger因果关系检验显示：美原油期货价格，新加坡180燃料油现货价格变量为燃料油期价的Granger原因；上海燃料油期货价格是黄埔现货价格的单向的Granger原因，期货价格对现货价格具有发现作用。最终作出的长期协整方程显示：美原油期货价格，新加坡180燃料油现货价格、欧元汇率与上海燃料油现货价构成长期显著的均衡关系。美原油期货价格对沪燃料油期价的弹性为0.85；新加坡180燃料油现货价格对沪燃料油期价的弹性为0.78；欧元汇率对沪燃料油期价的弹性为1.04。从最终建立动态模型来看，模型有较好的拟合及预测精度。因此，该模型对沪燃料油期价风险控制具有较好的参考作用。关键词：燃料油 协整检验 VAR 冲击反应Model-Building Study for Making a Price of Fuel Oil Futures of Shanghai in ChinaGao hui(Zhongda Futures company Research Institute Hangzhou Zhejiang 310003 )Abstract: In this paper, we made model-building analyze to prices of fuel oil futures of Shanghai futures Exchange through Cointegration theory and Grange Causality testing and impulse analysis which based on VAR. Unit-Root-Testing results show that Time series data, which were selected, are I(1). Grange causality testing show that futures price of crude oil of USA and spot prices of 180 fuel oil of Singapore are Grange cause of futures prices of Shanghai fuel oil ,and fuel oil futures prices of Shanghai is single directional Granger cause of spot prices of HuangPu in China. Cointegration testing showed that futures price of crude oil of USA and spot prices of 180 fuel oil of Singapore and Exchange rate of Euro (to dollar) have long-term marked equilibrium relationship with futures prices of Shanghai fuel oil. The elasticity of futures price of crude oil of USA to futures prices of Shanghai fuel oil is 0.85. The elasticity of spot prices of 180 fuel oil of Singapore to futures prices of Shanghai fuel oil is 0.78; the elasticity of Exchange rate of Euro (to dollar) to futures prices of Shanghai fuel oil is 1.04. Dynamic models have good statistical property and good fitness and forecasting premise. Therefore, the models have good consultation function to forecast and control risk of futures prices of Shanghai fuel oil. Key Words: Fuel Oil, Cointegration Testing, VAR, Impulse Analysis 中国上海燃料油期货定价模型研究一、 引 言自建国以来，我国原油和成品油价格经历了几十年计划经济的管理模式，曾经对促进国家石油工业和整个国民经济的发展起到了重要作用。随着改革开放的不断深入，近十年以来，我国政府对国内石油价格机制进行了改革，先后建立了原油、成品油价格与国际市场价格接轨的机制，并实行至今。国内石油价格接轨机制的建立和完善，是我国石油价格机制改革的重要标志，随着国内石油市场的进一步开放，政府石油价格管制最终将逐步走向放开。根据有关WTO规则和我国政府的承诺，加入WTO以后，国内成品油的进口配额将逐年递增直至取消，成品油零售、批发市场也要逐步放开。 随着我国社会主义市场经济的逐步建立和对外开放的进一步深入，石油价格由市场形成或发现，承认市场对石油资源配置的基础性作用，政府最终放开对价格的直接管理，改为通过经济手段间接调控和监管，将是我国石油价格改革和我国石油市场发展的必然趋势。近年来，中国对能源的需求，特别是对石油的需求增长迅猛，增长速度超过了世界其他国家，中国对石油的需求还将持续增长。虽然中国是石油生产大国，但如此巨大的需求量使中国的石油生产不负重荷，中国需要越来越多地进口石油。因此，中国石油市场具有非常大的发展潜力，石油贸易业也将随之成长。2002年，中国石油石化产品 进出口总额达852.37亿美元，比2001年增长16.4，其中进口额为603.22亿美元，增长18.9，出口额为249.15亿美元，增长10.7。中国已成为亚洲原油和油品主要进口国之一，其石油供需情况直接影响亚洲基准油价的确定，中国在亚洲乃至世界的石油市场中发挥着越来越重要的作用。虽然中国已经是石油生产和消费大国，但石油价格仍存在被动接受国际油价的情况，这不但与中国的石油生产和消费大国的地位不相适应，而且不利于国内石油企业参与国际竞争。石油作为国际大宗原材料，其价格的波动给世界经济带来巨大的影响。第二次世界大战以后,世界石油市场经历过7次剧烈变动(以西德克萨斯中质原油现货价格为例)：第一次是1973年7月至1974年1月,油价从每桶3.56美元涨至10.11美元,主要原因是第4次中东战争爆发,石油输出国组织()大幅度提高油价并削减石油产量；第二次是1978年底到1980年年中,油价从每桶14.85美元上升到39.5美元,主要原因是中东产油大国伊朗发生政治革命,随后与另一个产油大国伊拉克爆发战争,造成石油减产；第三次是1985年底到1986年7月,油价由每桶30.81美元跌至11.58美元,主要原因是前两次石油波动造成需求下降,一些产油国竞相提高产量低价销售石油；第四次是1996年12月到1998年12月,油价从每桶25.39美元下降到11.28美元,主要原因是金融危机造成石油需求下降；第五次是1998年12月至1999年12月,油价从每桶10多美元上升到26美元左右,这主要与亚洲经济迅速复苏、世界经济快速增长、库存下降、限产兑现有关；第六次是2001年底至2003年2月,油价又出现剧烈波动,每桶原油价格从19美元左右涨至35.87美元,主要是的干预、巴勒斯坦与以色列愈演愈烈的冲突以及伊拉克、委内瑞拉及其它地区的紧张局势等造成的；最近的一次是自从2004年以来一度突破每桶55美元。国际原油价格的巨幅波动，给世界经济带来了极大的冲击影响，每一次的石油价格巨幅波动，都不可避免的引起部分国家的经济危机。为了规避原油价格的波动风险，1993年我国曾在上海推出石油期货交易。在一年多的交易时间里,上海石油交易所的总交易量达2500万吨,一度成为继伦敦、纽约之后的世界第三大石油交易所，对石油价格波动风险的规避起到了一定的作用。由于当时期货市场发展不成熟，期货市场投机过热,造成期货价格大幅度波动,从而拉动现货市场价格上涨,进而影响整个市场物价的稳定,严重干扰国民经济发展的正常秩序，在1995年国家停止了原油、成品油的期货交易。由于近几年来，国际油价有加速波动的趋势，而我国的期货市场经过十几年来发展，市场机制逐步完善，市场需要有对原油价格波动风险规避的工具，因此，2004年8月26日在中国上海期货交易所推出了燃料油期货作为国内规避原油价格波动的工具。目前，国际原油价格的波动给国内期货市场带来较大的冲击影响，从而给国民经济的健康稳健运行带来一定的风险。如何规避原油价格波动风险，确保国内期货市场的健康运行显得极为迫切。本文试图采用协整理论及基于VAR的Grange 因果关系检验方法及冲击反应函数及方差分解的方法探求中国燃料油期货价格的形成机制，以期对生产及消费提供理论及实践的指导作用。二、 相关文献及研究进展国内外对期货市场交易及其规律的研究由来已久。尤其是近年来，从经济建模的角度研究期货市场的规律是一个发展方向。具体来说，针对燃料油研究的相关文献目前国内主要有：李优树（2000）在考察国际石油价格波动的历史阶段基础上,从理论上分析了国际石油价格波动的内在规律,提出了影响国际石油价格波动的六个不确定性因素。对国际石油价格的走势做出了判断。周若洪（2001）介绍了日、韩石油定价机制的形成过程；阐述了在实现石油市场形成价格的过程中,政府在制订法律、法规和实行宏观调控中的作用；指出我国以国际市场为基础的成品油定价机制应考虑国内市场具体情况进行修正。郝海等（2002）论证石油市场为一复杂的非线性系统,并运用分形、混沌等复杂性理论对石油价格的系统动力学特征进行实证研究,得出石油市场系统的分形特征、复杂性程度、系统演化类型,最后指出这些结论的理论与实践意义。胡政、李辉（2002）对新加坡燃料油市场对我国石油市场价格影响做了定性分析。胡蓉，吕宁（2002）从经济学角度分析了合理油价的空间,而后进一步分析了影响油价的非供求因素如期货市场、石油库存、气候以及欧佩克的影响力,力图提供一个预测国际原油价格走势的基本框架。杨志华（2003）对高油价对我国的经济增长、国际收支、总体价格水平以及主要行业的影响做了分析。李红军等（2003）提出在系统动力学模型中加入时序自回归()子模块。并且建立欧佩克()石油产量、世界、煤炭产量与价格、天然气、需求量、供求差额、消费系数、非欧佩克石油产量、非欧佩克供求差额.石油库存和组织的期望油价共十一个因素影响下的Brent原油价格预测模型。杜慧滨等（2003）分析了国际石油市场供求关系、政治因素、欧佩克国家之间的博弈以及世界环境保护对二氧化碳排放的限制等因素对国际石油价格的影响，采用定性与定量相结合的自组织石油价格预测方法预测了2005-2050国际石油价格的波动趋势。余炜彬等（2004）利用单位根检验和协整关系检验验证了Brent原油期货市场的有效范围,发现其在5个月内是有效的。在市场有效范围内,对现货价格和期货价格建立了向量误差修正模型,具有良好的预测效果。同时发现该期货市场某时刻价格的影响可以持续2个月。刘希宋，陈蕊(2004)分析了石油价格对国民经济的均衡的影响,利用投入产出模型测算了石油价格波动对其他行业的影响。韩冬炎等（2004）从石油价格的历史波动中寻找到其内在的规律，运用分形法对石油价格进行预测，以避免对影响因素估计不准确而影响预测结果。冯春山等（2004）通过对石油价格的实证分析认为,石油价格波动具有时变性,并且现货价格和期货价格具有协整关系。用带有误差项的向量误差修正模型求解时变套期保值比率。结果表明,该方法套期保值效果好于通常最优固定套期比的方法。彭志伟等（2004）为了检验国际石油期货市场长期记忆的特性,通过应用/分析方法对纽约商品交易所的无铅汽油期货价格的日收益进行实证分析。/分析显示纽约商品交易所的无铅汽油期货市场具有明显的持久性和长期记忆特性。无铅汽油期货的日收益率序列不满足随机游走过程,这表明它有一个“长期记忆”在起作用,作用周期为10,并且这种“长期记忆”作用是间歇性的无限拓展的.国外关于油价波动及预测的研究文献：最早可追溯到Hotelling (1930)提出了可耗竭资源模型。这种模型得出的最优价结论是资源价格增长率与贴现值相等及最优开采量结论。沿着 Hotelling的研究思路后来的许多文献通过设定石油市场不同结构和参与石油市场的行为主体的不同行为，建立各类理论模型，引进各类相关参数来分析油价波动的原因和未来趋势，如后来的Pindyck(1978),Gately(1983,1984) 等等。现在除了仍有相当多文献采用上述类似的研究思路和方法外，还有相当一部分文献采用随机序列的方法进行研究。此外新的研究方法不断出现，如目前使用较多的经济时间序列方法，包括 Granger(1969)的因果关系方法，Engle& Granger(1987)提出的协整理论，Engle(1982)提出的条件异方差模型，以及九十年代兴起的VAR方法及最近出现的分形和混沌的方法等。油价波动对宏观经济活动的影响问题。其中早期有代表性的工作是J.D.Hamilton 和Pindyck等。J.D.Hamilton(1983)研究了第二次世界大战后国际石油价格波动对美国经济的影响，他发现二战后油价波动与美国实际的经济活动之间呈现出很强的相关性，甚至第一次石油危机前(19481972)这段时间情况也如此。他得出的结论是国际石油价格影响美国真实的GDP变化，后来J.D.Hamilton（2001）进一步的研究还证油价波动对经济的影响是不对称的。Davis& Haltiwanger(2001)利用1972年2月1988年4月的一些工厂水平上的季度普查数据研究了油价波动对创造和毁坏美国制造业就业机会的影响。油价波动占就业增长变动的2025%，两倍于货币的影响。油价和货币波动对工作的毁坏比对工作的创造显示了非常大的短期敏感性。油价上涨和下跌对就业增加的影响是不对称的，油价波动引起了相当大程度的工作重新分配。Juncal Cunado,Femando Perez de Gracia（2000） 利用19601999年的季度数据数据对一些欧洲国家（德国、比利时、奥地利、西班牙、芬兰、法国、爱尔兰、意大利、卢森堡、葡萄牙、英国、荷兰、丹麦、希腊、瑞典）的研究结果也证实了这一结论，即油价上升对工业生产指数增长率有一个负的显著影响，油价下降则没有同样的结果。且油价上升跟在一段较低的价格增长之后影响更大。油价波动对就业的影 响 也是不对称的。Alessandro Lanza, Matteo Manera,Margherita Grasso ,Massimo Giovannini(2003) 用6个主要的石油公司股价作样本，采用多变量协整技术及向量误差修正模型，运用1998-2003年期间的周数据，用相关的股票市场指数、汇率、石油现货及期货价格研究了股价的决定因素。认为油价对股价存在一定的影响。Noureddine Krichene（2005）对国际原油与天然气市场模型做了估计。得到对原油与天然气两个的低需求价格弹性与需求的高收入弹性。解释了在冲击后的原油市场力与价格波动性。论文对原油价格与美元的名义有效汇率与美国利率建立模型。利率和名义有效汇率对原油价格有显著的影响。这种结果揭示了原油价格应该包括在通涨目标模型的政策规则方程内。综上，从国内外已有的文献看，对原油期货规律的定量研究基本是建立在简单线性回归模型以及时间序列建模角度以及近年来兴起的分形市场理论及神经网络理论基础之上的。尤其是协整理论的发展，为研究原油期货市场规律提供了新的思路。已有的文献对国内燃料油期货市场风险控制及运行规律的研究极少，对燃料油价格的形成机制研究还是一个空白。因此，本文试图利用协整理论，基于向量自回归（VAR）的Granger 因果关系检验以及冲击响应函数方法，从多变量的角度对中国上海燃料油的定价模型做建模研究，从而为有关部门规避交易风险提供理论支持。三、 变量的确定及样本的选取根据现行规定,国际油价对国内成品油价格的影响,是指新加坡汽油与柴油现货挂牌交易价的变动引起国内成品油价格相应波动。但是,成品油国际市场价格并不是独立变动,而是受到市场原油交易价格变动趋势的影响。国际市场原油与成品油价格的变动,在短期内并不是一一对应关系,在一个相对较长的时期内,如一年以上,则具有明显而稳定的比价关系。因此,目前国内比较流行的分析国际油价对国内成品油的影响方法是按照国际原油价格波动及相应的成品油价格波动,引起比价关系波动,从而确定对国内成品油价格的实际影响。从定性的角度来说，这种分析方法对国内燃料油价格波动走势有一定的参考作用。然而，影响国内燃料油价格的因素不仅有国际原油价格这一因素，为了进一步从定量建模的角度来研究燃料油价格的形成机制，我们从可能影响燃料油价格的多变量因素的角度来考虑。我们知道影响燃料油期货价格的因素有很多，诸如:国家的宏观调控政策；现货的供给与需求；现货的价格；成交量与持仓量；国际政治形势；国际期货市场的影响等等。为了遵从建模简化的原则，我们仅从国际经济变化的影响及国际期货市场的联动影响方面考虑，选取对燃料油期价可能产生较大影响的美元汇率、国际原油价格、国内黄埔燃料油现货报价、新加坡180燃料油现货报价变量作为我们建模的主要变量，通过建模分析试图找到中国燃料油期价的变化规律。1. 中国燃料油期货与现货价格指标的选取及数据的处理国内燃料油期货正式上市交易时间是2004年8月26日，交易的合约种类是从1月合约到12月合约，总共有12种合约。国内燃料油期货价格指标的选取时间段为2004.8.262005-5-23。选取的日数据。由于燃料油期货每个期货合约都将在一定时间到期,因此，为克服期货价格的不连续性,我们按照以下方法产生一个连续的期货价格序列,即选取成交量最大的期货合约每天的收盘价格序列作为代表克服期货价格的不连续性已有的处理方法：常见的有选取最近期月份的期货合约每天的收盘价格序列作为代表,在最近期期货合约进入交割月后,选择下一个最近期月份的期货合约作为代表,这样做的目的是为了克服交割月交易量较小,价格波动不稳定的缺点（参见：高辉（2005）。,这样做的目的是为了克服最近期月份可能成交量比较小,价格波动不稳定的缺点。数据来源：富远期货行情软件，英国路透网站：https:/3000/asp/login.asp。国内燃料油现货价格，我们选取国内具有代表性的黄埔高硫180CST现货价格数据，时间段2004.8.262005-5-23。选取的日数据。数据来源：慧聪中国石油网：/Market_rly/Index_RL.asp。2. 国际原油价格指标的选取及数据的处理目前国际上的原油交易以三大原油为基础。它们分别是WTI 、Brent和Dubai。它们之间的价格对比是决定全球原油流向的主要因素：美洲的原油购买者主要依据Brent和WTI价格对比来决定是否从欧洲或西非进口原油,亚洲的原油购买者主要依据Brent和Dubai的价格对比来决定是否从欧洲或西非进口原油。从某种意义上来说, Brent原油市场是全球原油贸易的核心。但是从成交量、持仓量来看WTI比Brent要大的多。因此，国际原油价格，我们选取成交量、持仓量最大的WTI价格（即美国原油期货价格）作为国际原油期货价格的代理变量。数据选取美国原油连续数据，时间段：2004.8.262005-5-23。选取的日数据。数据来源：富远期货行情软件，英国路透网站：https:/3000/asp/login.asp。3. 新加坡燃料油价格指标的选取及数据的处理目前，新加坡是亚洲石油定价中心。因为新加坡有100多年的石油贸易历史；位于世界主要贸易航线，且海运发达，港口吞吐能力强，转运石油非常方便，成本较低；拥有庞大的独立存储石油的能力与完善的物流系统；新加坡是极少数的政府不干预石油行业的国家，有法制的传统等。因此，目前在亚洲还没有任何一个地方可替代新加坡，新加坡作为主要的石油贸易中心以及亚洲石油价格中心，其地位将继续保持。所以，国内燃料油价格除了受国际原油期货价格的影响之外，还受到新加坡燃料油价格的影响。新加坡燃料油价格有两个具有代表性的价格数据即：新加坡高硫180CST现货价格及纸货价格。因为新加坡燃料油期货数据和美国原油期货价格数据相比，从成交量、持仓量来说都要小的多，因此，对市场的影响要比美国原油期货的影响要小的多。但是，新加坡高硫180CST现货交易的成交量、持仓量要比其纸货交易的成交量、持仓量要大的多，而且，国内现货报价基本参照新加坡燃料油现货报价，因此，我们选取新加坡高硫180CST现货价格作为新加坡燃料油价格的替代变量。时间段2004.8.262005-5-23。选取的日数据。数据来源：慧聪中国石油网，/Market_rly/Index_RL.asp。4. 汇率指标的选取 事实证明，上世纪末叶日渐突出的经济全球化浪潮最直接的结果是形成了世界经济同步发展的基本格局，使美国经济成为世界经济整体走势的风向标：全球范围配置及流动的资本把美、日、欧三大经济体紧密地联系在一起，须臾不可分离，三个经济体的商业周期步伐由原来的此消彼涨、相互补充逐渐转为一荣俱荣、一损俱损、同步进退。其中， GDP占世 界总产出接近30%的美国，其经济走势对其他国家和地区具有极大的影响力。美元汇率的变化几乎是世界经济变化的“晴雨表”。同时随着经济的全球化，日本、欧盟经济的迅速崛起，对美国产生了一定的制衡作用。美元汇率的变化不可避免地传递到期货市场，引导资本的国际流动，导致期货价格的波动。我们选取具有代表性的美汇欧元汇率、美元指数作为美元汇率的代理变量。时间段2004.8.262005-5-23。选取的日数据。数据来源：美联储网站：/releases/四、 中国上海燃料油期货定价模型的实证分析1. 数据平稳性的检验协整是描述时间序列之间长期关系的一种统计性质。检验变量间是否具有协整关系之前，首先要检验数据的平稳性。平稳性的常用检验方法是图示法与单位根检验法。图示法即对所选各个时间序列变量及其一阶差分作时序图（参见图1、2），从图中可以看到，各个变量的时序图均表现出明显的非平稳性，而经过一阶差分后均表现出平稳性的特征。图1 各个变量时序图图2 各个变量一阶差分时序图我们再经过单位根检验来确定各个非平稳变量的单整阶数。单位根检验方法很多,一般有DF,ADF检验和Philips的非参数检验(PP检验)。其中Engle-Granger的基于残差的ADF检验是最常用的检验方法。其中最优滞后期，在ADF检验中选取标准我们采用：保证残差项不相关的前提下，同时采用AIC 准则与SC准则，作为最佳时滞的标准，在二者值同时为最小时的滞后长度即为最佳长度。在ADF检验中还存在一个问题，即检验回归中包括常数，常数和线性趋势，或二者都不包括三种情况。本文选择标准：通过变量的时序图观察，如果序列好像包含有趋势（确定的或随机的），序列回归中应既有常数又有趋势。如果序列没有表现任何趋势且有非零均值，回归中应仅有常数。如果序列在零均值波动，检验回归中应既不含有常数又不含有趋势。具体检验结果见下表：表1 综合实际经济变量时间序列取对数后的单位根检验结果变量ADF值检验类型(c,t,n)1%临界值5%临界值DW是否平稳SHF-0.687566(c,t,4)-4.0189-3.43901.987516否FP-1.991266(c,t,2)-4.0182-3.43872.001993否P1-0.540663(c,t,2)-4.0182-3.43871.994920否P2-1.500673(c,t,4)-4.0189-3.43902.028311否ER-1.573941(c,t,2)-4.0182-3.43871.996746否DI-1.494841(c,t,2)-4.0182-3.43872.003272否SHF-4.896950(0,0,4)-2.5788-1.94191.984320是FP-6.464106(0,0,2)-2.5786-1.94181.998686是P1-7.028211(0,0,1)-2.5785-1.94182.007004是P2-6.302651(0,0,4)-2.5788-1.94192.011568是ER-7.203229(0,0,2)-2.5786-1.94181.992587是DI-8.707290(0,0,1)-2.5785-1.94181.995809是其中：SHF 表示中国上海期货交易所燃料油期货价格对数、FP表示美原油期货价格对数值、P1表示黄埔燃料油现货价格对数值、P2表示新加坡180现货价格对数、ER 表示美汇欧元汇率对数，DI表示美元指数对数值。表示一阶差分。 C表示截距、t表示时间趋势、n表示滞后阶数。综上，从单位根检验结果中可以看出，在我们分析的样本期内，我们选取的经济数据的非平稳性是非常显著的。选取的所有的时间序列季度数据均是含有一个单位根的非平稳序列。2. 中国上海燃料油价格与其它变量间的Granger 因果关系检验因果关系(causal relationship)是由Granger提出的。Geweke,Meese和Dent给出了检验因果关系的数学模型： ，这里和是与滞后值的回归系数,是值及其滞后值的回归系数,和是白噪声。检验从到单向因果关系,即是检验对的零假设:=0(j=1,2,k)。诊断统计量为:。式中和分别上述模型最小二乘法回归方程中的残差的平方和,T是时间序列的样本数。在置信概率下,若,则拒绝假设,认为对有因果关系。由于因果关系检验对滞后阶较为敏感,在实际检验中，根据AIC,SC准则选取最佳滞后阶数为2。结果如下：表2 各个变量间的因果关系检验结果零假设样本数F统计量接受零假设的概率 FP 不是SHF1的Granger原因175 18.6897 4.6E-08 SHF1不是 FP的Granger原因 0.61950 0.53942 P1 不是SHF1的Granger原因175 1.70861 0.18421 SHF1 不是 P1的Granger原因 9.81815 9.2E-05 P2 不是 SHF1的Granger原因175 2.64162 0.07417 SHF1 不是P2的Granger原因 0.64630 0.52526 ER 不是 SHF1的Granger原因175 0.66916 0.51348 SHF1不是 ER的Granger原因 0.93867 0.39317 DI 不是 SHF1的Granger原因175 0.72815 0.48430 SHF1 不是 DI的Granger原因 0.98903 0.37407 P1 不是 FP的Granger原因175 0.68366 0.50615 FP不是 P1的Granger原因 35.1779 1.6E-13 P2 不是 FP的Granger原因175 3.02329 0.05126 FP不是 P2的Granger原因 25.5406 2.0E-10 ER 不是FP的Granger原因175 0.80647 0.44813 FP 不是 ER的Granger原因 0.19599 0.82221 DI 不是 FP的Granger原因175 1.60168 0.20458 FP 不是 DI的Granger原因 0.07129 0.93122 P2 不是 P1的Granger原因175 25.9853 1.4E-10 P1 不是 P2的Granger原因 0.53592 0.58612 ER 不是 P1的Granger原因175 0.27106 0.76290 P1 不是 ER的Granger原因 1.17227 0.31215 DI 不是 P1的Granger原因175 0.06519 0.93691 P1 不是 DI的Granger原因 1.01682 0.36393 ER 不是 P2的Granger原因175 1.47455 0.23179 P2 不是 ER的Granger原因 0.63511 0.53113 DI 不是P2的Granger原因175 1.10001 0.33523 P2 不是 DI的Granger原因 0.72987 0.48348 DI 不是ER 的Granger原因175 4.61905 0.01113 ER 不是 DI的Granger原因 7.92077 0.00051从上表我们看到：在10%显著性水平下，FP、P2是SHF1的Granger原因；在10%显著性水平下，SHF1 、FP、P2是P1的Granger原因；FP是P2的Granger原因。说明中国上海期货交易所燃料油期货价格受美国原油期货价格、新加坡现货价格影响较大。而国内黄埔现货价格对其影响较小；美元指数、及美汇欧元汇率对其影响较小。国内黄埔现货价格受上海期货交易所燃料油期货价格、国际原油期货价格、新加坡现货价格影响较大。进一步说明影响中国上海期货交易所燃料油期货价格的主要因素为国际原油期货价格及新加坡现货价格。中国上海期货交易所燃料油期货价格对现货价格已经具有价格发现作用。3. 中国上海燃料油价格与其它变量间的长期均衡关系检验我们做出国际原油期货价格、新加坡现货价格、国内黄埔现货价格、美元汇率与中国上海燃料油期货价格的长期关联图，可以看到国际原油期货价格、与新加坡燃料油现货价格、国内黄埔现货价格、美元汇率存在长期相关关系。图3 中国上海燃料油期货收盘价与美原油期货收盘价关联图图4 中国上海燃料油期货收盘价与新加坡180燃料油现货收盘价关联图图5 中国上海燃料油期货收盘价与美原油期货收盘价关联图图6 中国上海燃料油期货收盘价与美汇欧元汇率收盘价关联图图7 中国上海燃料油期货收盘价与美元指数收盘价关联图关于协整关系的检验与估计目前有许多具体的技术模型，如EG两步法、Johansen极大似然法、Gregory,Hansan（1996）法、自回归分布滞后模型( ARDL)方法、频域非参数谱回归法、Bayes方法等等。Engle和Granger建议使用两阶段回归法解决时间序列的非平稳性，由于此方法易于计算，因而早期被广泛采用，但其缺点是在小样本下，参数估计的误差较大，并且当变量超过两个以上时，变量间可能存在多个协整关系，此方法无法找到所有可能的协整向量，其分析结果不易解释。Johansen（1988）针对上述问题提出极大似然估计法(MLE)，Gonzalo利用模拟分析所获得结果显示，Johansen检验优于Engle和Granger的方法。本文即采用Johansen检验法。协整检验对滞后阶尤为敏感,不当的滞后阶,很可能导致虚协整,因此,必须先确定合理的滞后阶数,我们采用AIC信息准则和SC准则对值进行选择，即选取当二者同时为最小值时的阶数。在值确定后,再对协整中是否具有常数项和(或)时间趋势进行验证,然后再对其它组数据进行协整检验。最终得到正确协整关系。我们对上述各个非平稳时间序列与中国上海燃料油期货价格之间的协整关系作Johansen极大似然估计检验。根据SC准则,AIC准则确定最佳滞后阶数的方程形式、最终我们选取滞后阶数1到1，最大化特征根对应的协整方程为（方程括号内数值为标准差，以下类同）。SHF-0.211279 FP+1.385582 P1- 0.542485 P2+0.202040 ER+0.140592 DI (0.09937) (0.20236) (0.18771) (0.16647) (0.13467)从我们得到的协整方程看到：美元指数对中国上海燃料油价格影响最小，我们删除美元指数变量，重新作Johansen极大似然估计检验。根据SC准则,AIC准则确定最佳滞后阶数的方程形式、最终我们选取滞后阶数1到4，最大化特征根对应的协整方程为：SHF- 1.06633 FP+0.83345P1+0.86842P2+1.93264ER-0.00183TREND(2)+ 0.433923(0.49033) (0.30205) (0.60298) (0.97081) (0.00092)从我们得到的协整方程看到：上海黄埔燃料油现货价格与新加坡180燃料油现货价格对中国上海燃料油价格影响十分接近，由于上海黄埔燃料油现货价格不是上海燃料油期货价格的Granger原因，而且上海黄埔燃料油现货价格与新加坡180燃料油现货价格之间存在较强的相关性，因此，我们删除上海黄埔燃料油现货价格变量，重新作Johansen极大似然估计检验。根据SC准则,AIC准则确定最佳滞后阶数的方程形式、最终我们选取滞后阶数1到10，最大化特征根对应的协整方程为：SHF0.854135 FP+0.776683 P2+1.037621 ER(0.23827) (0.17048) (0.38283)从最终我们得到的协整方程看到：美国原油期货价格对中国上海燃料油期货价格的弹性是0.85；新加坡180燃料油现货价格对中国上海燃料油期货价格的弹性是0.78；美汇欧元汇率对中国上海燃料油期货价格弹性是1.04。以下作出了协整方程所对应的实际值与拟合值图形。（其中：Actual表示实际值， Fitted 表示拟合值，Residual表示残差值。）图8 基于协整方程的上海燃料油期货价格实际值与预测值图4. 动态预测模型构建我们从以上分析中得知，基于最终协整关系变量，我们构建无约束向量自回归模型，结果如下：根据AIC准则与SC准则，取最佳滞后阶数3，使残差满足白噪声的要求，得到如下的最终模型：表3 中国上海燃料油期货价格动态模型结果调整样本数:175变量系数t标准差t-统计量P值.SHF1(-1)0.7293220.0849578.5846210.0000SHF1(-2)0.2060470.0855612.4081860.0171FP(-1)0.2668820.0470385.6737230.0000FP(-2)-0.2476680.047963-5.1637330.0000P2(-1)0.0212700.0620650.3427000.7323P2(-2)0.0197150.0613080.3215640.7482ER(-1)0.1714030.1966660.8715460.3847ER(-2)-0.1608750.194200-0.8283980.4086C0.2028470.1713791.1836160.2383复相关系数0.975511相依变量均值7.704635修正复相关系数0.974331相依变量标准差0.085333回归标准差0.013672赤池统计量-5.696923残差平方和0.031028许瓦兹统计量-5.534163对数似然507.4808F统计量826.5730DW统计量2.053497误判概率0.000000模型的基本统计指标优良。以下作出了模型的实际值与拟合值时序图，如下图所示，（其中：Actual表示实际值， Fitted 表示拟合值）。从实际值与拟合值对数图（图8），看到实际值与拟合值几乎重合，从预测值图及预测性能评价指标（图10）来看，有较好的预测性能。图9 基于动态方程的上海燃料油期货价格实际值与预测值图图10 基于动态方程的上海燃料油期货价格预测值图及预测性能指标5. 冲击反应分析与方差分解根据Ender(1995)的研究,一个时间序列预测的误差方差是自身扰动及系统其他扰动共同作用的结果。冲击分解的目的就是研究一个系统中,当某一扰动发生时,系统随后的变动多大程度是受到该扰动的影响。冲击响应函数刻画的是在扰动项上加一个标准差大小的冲击，对于内生变量当前值和未来值所带来的影响。对一个变量的冲击直接影响这个变量，并且通过VAR模型的动态结构传导给其它所有的内生变量。确定了协整向量后，我们对VAR模型进行估计，为了对变量间的动态特性有清楚地了解，应用VAR模型进行冲击响应分析（impulse-response）即：计算1个单位的美原油期货价格、新加坡180燃料油期货价格、美汇欧元汇率变量（变量为“新息”）冲击对中国上海燃料油期货价格影响，冲击响应曲线如图11。从冲击反应图看到，中国上海燃料油期货价格的自身冲击具有稳定向下的内力；美原油期货价格的正向冲击在2天内将导致中国上海燃料油期货价格上升，在2天后将引导中国上海燃料油期货价格趋于稳定。新加坡180燃料油现货价格的正向冲击在短期在1天内对中国上海燃料油期货价格几乎没有影响，从第二天以后对中国上海燃料油期货价格影响逐渐增强；美汇欧元汇率对中国上海燃料油期货价格在一天内几乎没有影响，一天以后产生稳定的正向冲击影响。因此，我们可以知道中国上海燃料油期货价格对美原油期货价格反应滞后1天，对新加坡180燃料油现货价格反应滞后1天，对美汇欧元汇率的反应滞后半天。图11 基于动态模型做出的冲击反应图形从方差分解结果看到，随着时期的增加，中国上海燃料油期货价格自身的方差贡献率逐渐减小，其它变量的方差贡献率逐渐增大，依次为：美原油期货价格、新加坡180燃料油现货价格、美汇欧元汇率。因此，中国上海燃料油期货价格的变异性（Variability）的显著性百分比主要归因于国际原油价格波动、美元汇率的波动的革新冲击。表4 基于动态模型作出的方差分解结果PeriodS.E.SHF1FPP2ER 1 0.013315 100.0000 0.000000 0.000000 0.000000 2 0.018976 90.26414 9.491889 0.019387 0.224581 3 0.023059 88.74192 10.11876 0.695689 0.443625 4 0.026673 86.28336 11.96367 1.213722 0.539254 5 0.029807 84.34464 13.13326 1.914157 0.607939 6 0.032661 82.43172 14.28771 2.634178 0.646386 7 0.035287 80.62356 15.30644 3.400608 0.669399 8 0.037742 78.87881 16.25861 4.182166 0.680415 9 0.040055 77.20274 17.14295 4.971215 0.683097 10 0.042251 75.59256 17.97202 5.755990 0.679430五、 结论通过上述分析可知，我们采用协整理论的分析方法具体研究了中国上海燃料油期货价格的规律。从单位根检验结果中可以看出，在我们分析的样本期内，我们所选数据的非平稳性是非常显著的。选取的所有的时间序列季度数据，均是含有一个单位根的非平稳序列。通过所作的Granger因果关系检验结果看到：说明中国上海期货交易所燃料油期货价格受美国原油期货价格、新加坡现货价格影响较大。而国内黄埔现货价格对其影响较小；美元指数、及美汇欧元汇率对其影响较小。国内黄埔现货价格受上海期货交易所燃料油期货价格、国际原油期货价格、新加坡现货价格影响较大。进一步说明影响中国上海期货交易所燃料油期货价格的主要因素为国际原油期货价格及新加坡现货价格。中国上海期货交易所燃料油期货价格对现货价格具有价格发现作用。通过所作的长期协整方程，我们得到的结论如下：美国原油期货价格对中国上海燃料油期货价格的弹性是0.85；新加坡180燃料油现货价格对中国上海燃料油期货价格的弹性是0.78；美汇欧元汇率对中国上海燃料油期货价格弹性是1.04。从最终建立的短期动态方程可看到：中国上海燃料油期货价格受其自身滞后1至2天的累积影响，影响较强；中国上海燃料油期货价格受美原油期货价格滞后1至2天累积影响，影响稍弱。中国上海燃料油期货价格受美汇欧元汇率滞后1至2天累积影响，