2014年第1期No. 1, 2014 (总第403期)General 4、Jr'何也基于MSVAR的国际原油期货价格变动研究李智林伯强许嘉峻(厦门大学经济学院/能源经济与能源政策协同创新中心，福建厦门361∞5; 闽江学院新华都商学院，福建福州350108 ) 摘要:本文融合能源经济学和商品期货学的相关理论，构建涵盖期贷市场和石油供求因素的3内生变量、4外生变量的MSIA(3) -VARX(1)模型，对国际原油期货价格的变动进行分析。结果表明，原油期贷市场存在显著的区制转换特征，且2∞6年前的稳定区制状态再未出现，期贷市场呈现涨跌交替的局面。原油期货投机对价格的影响加强，美元指数对原油期贷市场的影响发生了变更，中国需求因素被明显夸大，但西方国家的石油需求变化依然是决定石油期货价格变动的主要因素。关键词:商品期货;石油价格;MSVAR;区制转换JEL分类号:,FCX 4. 1,001. 5 文献概只码:A文章编号:1002-四6(:!>14 )01 -α阴-11，卒一、引臼石油价格是近十年来能源领域最热门的话题之一，它直接影响中国的能源安全和国民福利。石油价格大幅度、高频率的波动蕴含着极大的风险，给经济平稳运行、能源管理和企业管理带来极大的挑战。
作为金融化程度最深的能源产品，石油的价格受期贷市场的影响最大，现货直接参考期货定价。石油期货虽然可以广泛地集合信息、预测石油供求变化、最大程度地有效定价，但是不可避免地受金融炒作因素的影响。2002-2008年期间，中国因素和石油生产高峰问题不断被提及，影响被金融市场放大，导致石油价格地升;危机后，石油价格大跌又大涨，震荡不断，此时每次变动都由西方国家经济基本面的相关收稿日期:2013-10 -12 作者简介:李智，厦门大学经济学院/中国能源经济研究中心，Email: lzivy@. 林伯强，闽江学院新华都商学院，厦门大学中国能源政策研究院、能源经济与能源政策协同创新中心，Email: bqlin@. 许嘉峻，厦门大学能源经济与能源政策协同创新中心。*本文受教育部人文社科基金项目"通胀中能源价格的冲击效应及最优政策的应对研究"(11 YJC79∞93)和"新华都商学院能源经济与低碳发展研究院低碳项目"的资助。作者感谢匿名评审人的意见，文责自负。99 唱nu。 -Au4、.，.，付也总第403期信息引发，中国因素似乎已被淡化。研究石油价格变动的主要决定因素，掌握这些因素的影响力度，进而对石油价格的合理水平做出判断，有助于我国宏微观经济各个层面的管理，具有积极的现实意义。
二、文献回顾鉴于石油价格的高波动性和对经济运行的广泛影响，其一直是经济学界和能源界的研究热点，国内外对此方面的研究相当广泛。这些研究可以分为两类:宏观层面价格水平的判断分析和微观层面价格趋势的技术分析。宏观层面对石油价格水平的研究多将石油作为未金融化的普通商品，从价格调整促使供求平衡的角度进行分析。从石油供应角度来看，OPEC的地位不容忽视。人们普遍认为OPEC最大化自己长远利益的定价策略成为决定石油价格水平的决定性因素。由于OPEC内部成员之间经济基础不同，不同学者对OPEC的定价策略在模型中的处理也不一样。Salant(1976)忽略OPEC组织成员国间的竞争，将其作为单一卡特尔组织来对待;Hnyilicza and Pindyck(1976)根据对石油美元需求的紧迫程度将OPEC成员分为两类;Griffin and Teece ( 1982 )把沙特作为石油生产的最终依赖，许多经济学家对此给予肯定。但这些研究都认为OPEC的市场权力取决于石油需求的价格弹性:OPEC根据非OPEC石油出口国的供给弹性、全球石油需求的价格弹性和需要由OPEC来填补的石油供需缺口三个方面决定使自己利益最大化的石油价格和产量(缺口)。
为保证长远利益最大化，2:ω年3月OPEC曾决定将油价维持在22-28美万桶之间:如果价格高于28美万桶，OPEC自动增加产量，如果价格低于22美万桶，将减少产量。只是此后全球经济复苏和发展中国家石油需求迅速上涨，OPEC成员国才开始欣然接受高油价，油价目标区被抛弃。随着世界石油市场的发展，影响石油价格的因素早已超出了商品供求两方面范畴。石油价格包含的宏观经济和金融信息越来越多，对相关因素的反应日益敏感。石油库存作为缓和危机冲击的有效手段，对石油价格有着重要的影响，Ye et al. (2∞2)研究了OECD国家石油库存对原油价格的影响;Demirer and Kutan (2010)运用事件分析法研究了石油现货和期货价格对OPEC会议和美国战略石油储备相关消息的反应，发现石油价格对石油供应变化反应极其敏感。Stevansand Sessions ( 2010 )运用协整分析检验了石油期货价格、美元购买力、石油供求等变量之间的关系，指出在短期供给决定原油价格的走向;在中长期，石油价格由更具投机性的期货价格决定，并且石油库存对期货价格有着显著的影响。然而，进入新世纪以来，大宗商品市场定价机制出现了很大的变化，美国{20∞年商品期货现代化法案》的通过加速了大宗商品金融化发展的步伐。
石油金融化程度提高意味着投机对石油价格的影响增强，并在宏观层面上形成了对石油价格的推动力。来自华尔街的业内人士证实，指数投机者在其投资组合中不断提高的商品头寸对石油等商品形成需求压力，其规模甚至与来自发展中国家的实际石油需求量相当(牟敦国和韩玉，2014年第1期基于MSVAR的国际原油期货价格变动研究101 2010)。但金融投资领域对石油价格的作用是有争议的，Harris and Buyuksahin ( 2009 )运用格兰杰因果分析研究了美国商品期贷市场石油价格与技资者头寸之间的关系，结果发现对冲基金和非商业投资者(投机者)的头寸并没有引起价格的变动，相反却是石油价格的变动引起这些投机者头寸的变化。国内学者对石油价格的变动也做了大量的分析。一方面关注能源、石油价格波动对宏观经济运行的影响(如林伯强和牟敦国，2∞8;林伯强和王锋，2∞9;陈宇峰和陈启清，2011 ;任泽平，2012等)，另一方面集中探讨石油价格的波动特性及其冲击因素，如谭雅玲(2∞6)分析了石油战争、石油政治、石油金融和石油价格紧密联系。潘慧峰等(2012)分析了重大供给冲击对石油价格波动性的影响。林伯强和李江龙(2012)采用"考虑区制转换的波动性建模(SWARCH)"以建立原油价格的波动性模型，并分析国际原油市场作为"波动源"对国内原油市场波动的传染效应。
国内外学者关于石油价格水平和石油价格波动的这些研究，在定性分析层面上界定了石油价格的主要决定因素。因定量分析各有侧重，得出的结论也千差万别。综合分析经济基本面因素和金融市场影响的研究并不多，对两个方面的影响程度缺乏一个更精确的认识。本文运用马尔可夫区制转换向量自回归(MSVAR)模型，综合考察金融市场和宏观经济两个方面的影响，以期更全面地了解影响石油价格变动的因素及其作用力度。三、研究方法和数据(一)研究思路和方法1.原油期货市场的定价地位在当今大宗商品金融化的形势下，商品的定价模式发生了很大的变化。传统上，大宗商品的价格由商品供求平衡实现(见图1实线框)，虽然存在期货市场，但期货合约在到期日按现货价格结算，期货价格对现货价格的影响微小。随着商品金融化程度加深和商品期贷市场规模扩大，商品现货价格逐渐参照期货定价，以石油最甚，现货价格完全参照期货价格变动。期货合约价格由合约多空两方面力量决定，虽然投资者的交易决策都会参考经济基本面的商品供求信息，在实物交割占比不到5%的情况下，原油实际供求的决定作用被削弱，金融市场:Efir 行为对价格的影响被放大。期贷市场的交易、持仓行为对期货价格产生直接的影响;反之，期货|曰:现问I---~*I 价格的变动也会影响交易、持仓行为，因此可用VAR方法来研究三者之间的关系。
圈1大宗商晶新的定价机制影响关系102 总第403期舍、.Ir'何也2, MSVAR方法对于(kx 1)维内生变量饥，可用带截距的高斯VAP(p)过程描述数据生成过程:y, =α+βIY，-I +β2Y叫+…+β:pYt-p+ e, ( 1 ) 其中为α(kx 1)维向量，β为(kx k)维矩阵，e，为(kx 1)维向量，E(e)= O，E[町，te;]=立。自Sims(1972)以来，VAR方法被广泛运用，认为比较好地解释了系统变量间的互动关系。式(1)可转换为均值调整的VAR模型:弘一μ=β1(Yt-I -μ) +…+β:p(Y，-p -μ) + e, (2) 其中μ=(1-ZJ=IA)V，是Yt的均值向量。然而，石油期货市场的交易和持仓行为非常复杂，市场的技机、套保、投资行为对价格的影响和反应不一致，固定参数的VAR假定往往受到人们的怀疑。Hamilton( 1989 )提出了常转移概率的马尔科夫转移(MarkovSwitching, MS )模型，描述不同阶段、状态或机制下经济变量的不同特征和性质，也就是说可观测的时间序列向量y，数据产生过程取决于不可观测的区制变量s，。
于是(2)可转换为:y, -μ(sJ =βI(SJ(Yt-1一μ(St-l))+…乱(sJ(Y,_p -μ(s'_p)) + e, (3) 其中，只是取值区间为11，2，…，M!的区制变量，e, NID(O, L (s，))，而μ(s，)、乱=I，"'，p'三(sJ都是区制依赖的，MS模型又被称为区制转移(RegimeSwitching, RS)模型，区制转移的概率可表述为:M (4) Pq=Pr(SHI=j |SE =i，ZJ=卢J= 1 Vi,j E j1,2,.., ,Mf s，遍历不可约的M个区制状态的转移概率可用马尔可夫转移矩阵表示:IP PIM I I 1’11 I’I I P =- I ..., .., I (5) LP n.___..J MI I’MM-式(3)意味着区制转移会引起y，过程均值的即刻变化，假定区制转移均值平滑地到达新的水平往往更为可行，运用区制依赖的截距项来描述y，过程:Yt =α(s，) +β1 (s，)y←1+…+β:p (s, )y,_p + e, ( 6) 对于给定区制和滞后内生变量飞l=(y:1，y;-2，...，到，儿，...，ylp)'，在e，服从正态分布的假定条件下，y，的条件概率为:p(Y, I s, = m’Y’_I) = ln(21T)-1I21n[ L [-飞咐(y，-Ymt)'三:(ys-YJl(7) 其中，Ym ’ = E[ y, I St = m, Y’_I ] ，表示y，的区制为m的条件期望。
进一步设定I I(s, = 1 1 I p(y, Iι= 1, Y，川)1 1. r 1 lT S, = m ι=1 1(I(St = m) = ~ . )和ηt= 1 1，可得I _. __ . I LO otherwise LJ(s, = M) J ~_._~， --~~ Lp(y, Iι= M,Y,_JJ 条件概率:2014年第1期基于MSVAR的国际原油期货价格变动研究103 (8) p(y, Iι'Y'-l) =η:p'ι1 将给定前样本凡和特定观测值Y= Y的条件概率写为:p(YI 0 = I1p(y, Iι， r瓦1);与联合分布概率p(Y，~) =p ( YI ~)p(~) = IIp(y，屿'Y'-l)II Pr(~， Iιl)Pr(~l) 和Y元条件分布概率p(Y) =户(Y，~)句相结合，可得既定观测信息条件下的区制概率:Pr(~1 Y) =区主丑(9) p( Y) 在实际应用中，可通过递归滤波算法、一步预测法和全样本平滑算法计算被用来计算~o3.模型选择基于以上的模型，本文构建包含期货价格、交易量和持仓量的三变量MSVAR模型，研究不同阶段石油期货市场所处的区制状态，不同区制状态下系统的反应。
期贷市场对实体经济基本面的信息、特别是关于石油供求信息反应敏感，本文的MSVAR模型中包含中国石油进口量、OECD国家石油消费总量、世界石油总供应量、美元指数作为外生变量。(二)数据本文分析数据为月度数据，来源如下:中国石油进口量来自海关总署按月公布的"进口重点商品量值";OECD国家的石油消费总量、世界石油总供应量月度数据来自美国能源信息局(EIA);美元指数、美原油期货指数、美原油期货成交量和美原油期货持仓量等月度数据来自文华财经交易信息系统。样本区间为2004年7月到2011年2月O选择文华财经美原油期货指数的原因如下:美国原油期货交易包含不同到期月份的合约，各合约的价格、交易频率、持仓量不同，但原油不同到期月份合约间的价格存在相关性。文华财经美原油指数的成交量和持仓量分别为各到期月份合约成交量和持仓量的总和，具有反映期货市场宏观状况的作用。运用原油指数的价格、成交量、持仓量较单个合约的指标更能在市场层面上反映期贷市场因素的影响力。本文分析使用的软件为，运用Hans-Martin Krolzig ( 1998 )的MSVAR包来实现MSVAR分析。四、检验结果及分析(一)单位根检验在本文研究的数据，OECD石油消费总量、石油供应量数据单位为百万桶/天，本文将其按桶/吨的比率换算为万吨/年的量值;中国月度石油进口量单位为万吨，将数据乘以12换算为万吨/年的量值。
这些变换保证在相同计量单位条件下分析各因素的影响力。美元指数不做换算;石油期货成交量和持仓量单位为合约数量，保持不变。然后对这些数据取自然对数。各序列的单位根检验结果如表1所示。104 总第403期4、.."何也表1的单位检验结果表明，各变量时间序列的水平数据为→阶非平稳序列，其一阶差分都严格为平稳序列，这对VAR检验的有效性提供了保证。表1石油价格和相关影响要素单位根检验结果水平数据→阶差分ADF PP KPSS ADF PP KPSSLFUPR () (0. 1733) () (0.∞∞) -1. 6795 一 LFUOP ( ) () (∞0) (0.∞∞) -2. 1412 -1. 9403 一 LFUTR 1. 1548 ( ) () (∞0) (∞1 ) -1. 9536 LDOIN () ( ) (∞0) (0.∞∞) -11. 5590 LCNIM 1. 2475 () () (0.∞∞) (∞) -1. 3372 一 LOECD ( ) (0. 1108) ( ) (0.∞01)LTOSP () L一(ω0) () (0.∞∞) 注:(1)ADF检验和PP检验，上面为t值，括号中为对应的单边概率水平。
KPSS检验结果为LM-Stat值，临界值分别为:1%:∞0;5% :创)();10% :0. 347仪泪。(2) FUPR为石油期货价格;FUOP为石油期货持仓量;FUTR为石油期货成交量;DOIN为美元指数;CNIM为中国石油进口量;OECD为OECD国家的石油消费量;T05P为世界石油总供给量。首字母L表示对原数据取自然对数。下同。(3)ADF检验和PP检验零假设为序列为非平稳序列;而盯55检验零假设为序列为平稳序列。(二)MSVAR检验结果及分析对美石油期货价格、期货交易量、持仓量的无约束VAR分析表明，根据AIC和SC信息准则，本文选择向量自回归的滞后项为1;区制数量根据MSVAR分析过程中的AIC、HQ和SC信息标准选择为3，这也与事前期贷市场存在三种状态的估计一致，即市场平稳状态、市场稳定上升状态和市场波动状态。分析的模型设定为MSIA( 3) -VA RX (1 ) ，即3区制1阶自回归模型，假定截距、回归参数项都是区制状态依赖的。1.区制状态分析本文MSVAR分析的3个区制如图2所示。结合原油期货价格和时间轴的区制状态表明，2006年8月以前，原油期贷市场完全处于区制1状态。
此时世界经济处于2∞3年以来的复苏发展时期，各国石油需求量不断上升，石油价格也一直稳定上升状态，并达到→个历史高点。此后，石油期贷市场进入区制2状态。石油价格经过短暂的下跌调整之后，投机影响开始加剧，差不多从此时开始，中国石油需求、石油生产哈伯特高峰等概念被不断炒作、强化，石油期货价格不断创造新的历史新高。自2∞7年11月以后，美原油期2014年第1期基于MSVAR的国际原油期货价格变动研究105 货市场进人了区制频繁转移的多变时期，除2∞9年比较稳定外，其他时间转移不断。与区制转移相伴随的问题是转移概率，如表2所示。可以看出，区制1已成为历史，区制2和3向区制I转移的概率为零，而区制2，3之间的转移变化成为近几年来的主要形势。区制2在2007年和2009年占主体，说明即使在"次贷危机"后，原油期贷市场的投机也还依然扮演着重要的角色，一旦经济出现好转的迹象，市场对石油需求的预期就会变得极端乐观。而"次贷危机"后，由于西方国家经济潜伏的问题不断浮出表面，对原油期货市场的冲击时而造成市场混乱。 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 广probabilitiesofRegime3•HE•E-EHSEE-t›H;;;rzid…吧ttUllltlU飞~nl~ II \ /111111\ 1111\ \ I 1’111\ \ 111 11 比血儿…………L::~:::;fl:rtlIUflIIIUIII\~…r付\2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 图2区制状态分析表2MSVAR区制转移概率Regime 1 Regime 2 Regime 3 Regime 1 。
Regime 2 O O. 1579 Regime 3 O O. 7205 2.不同区制状态下VAR参数本文的分析假定截距、系数都是区制依赖的，即在不同的区制状态下，原油期贷市场变量之间、期贷市场对石油市场基本面变动的系数都是变动的。106 总第403期4、."何也表3VAR区制转换回归系擞Regime 1 Regime 2 Regime 3 LFVPR LFVOP LFVTR LFVPR LFVOP LFUTR LFVPR LFVOP LFVTR Const. -37.∞56LFVPR 1 O. 1872 O. 3123 -0.∞14 O. 7694 LFVOP 1 O. 7899 O. 7301 O. 1374 1. 0601 LFVTR 1一 O. 3997 O. 1419 1. 1868 -1. 8710 尹 ∞4 LCNIM O. l335 O.ω44 O. 3035 LOECD O. 18481. 1068 一 LTOSP 3. 1204 -1. 8862 1. 8992表3描述了VAR回归不同区制状态下滞后变量和外生变量的系数。
从期贷市场三变量的相互影响来看:区制1下，价格相对平稳，滞后一期的价格、持仓量和交易量对当期价格都有正向的影响，滞后一期的价格对持仓量的影响为正、对交易量的影响为负;区制2下，期货价格处于上涨状态，滞后一期的价格、持仓量对当期价格有正向影响，而交易量对价格有负向的影响，但价格对持仓量和交易量有负向的影响，说明随着价格的上升、平仓获利，投机气氛浓厚，且持仓量与交易量之间呈正向的相互影响;区制3主要描述价格下跌状态，滞后一期的价格、持仓量、交易量对当期价格有正向影响，但滞后一期的价格却对持仓量和交易量同样都有负向的影响，交易量与持仓量之间的关系比较复杂。从经济基本面角度来看，外生变量的系数变化比较显著。在区制1下，美元指数与原油期货价格呈正相关，表明美元指数较好地反映了美元经济整体状态，美元上升导致石油需求变化，反映在石油期货价格的变动上;在区制2和3下，美元指数与原油期货价格呈负相关，结合美元人为贬值和石油美元计价的大背景，证明石油价格与美元购买力下降密切相关。在区制1下，中国石油需求对石油价格的影响为负，但在区制2和3下，中国需求对价格的影响为正，这也与2006年以后中国因素不断被原油期贷市场炒作相关。
与原油期货市场对中国因素的反应变化不同，其对石油消费主体OECD国家的石油需求量变动的反应一直为正。与中国石油需求的实际量相比，原油期货市场对中国石油需求反应系数明显过高，因为样本未期数据表明，中国原油进口量只占OCED消费量的1/10，而原油期货价格对中国进口量的反应系数则为OECD国家反应系数的1/5-1/3但本文的MS0VAR分析无法解释石油期货价格与供给方面变动的关系，因为在区制1和2下，价格对世界石油总供给的反应系数都为正，无法解释是由于价格上升导致石油供应增加还是OPEC增加产量来平抑过快的石油价格上涨。2014年第1期基于MSVAR的国际原油期货价格变动研究107 3. MSVAR方法的有效性但从总体来看，MSVAR方法还是比较好地拟合了原油期贷市场中各变量的变动。图3左边描述了原油期货价格、持仓量和交易量3个内生变量的实际值、1步预测值和平滑值的关系，右边描述了MSVAR的实际残差的正态分布拟合结果。证明了MSVAR方法在研究原油期贷市场变动方面的有效性。山PRtt，hcMSlAß}-VARX(l)。.四ty:S锦皿ud，副.. l一揭d"fE王MR:二豆豆豆画卜-~SU:þ----号~一一一一一←---，.~ us 刷刷刷一HARdF一跚一一跚一←跚一2010 -羽11h一-Lf1XlO阳d卜一-'"回S~DPred116 ’" 4 2阴71010 lOOi 2酣"" 一←A一一一一一-"'"蛐响，..，..酬""图3MSVAR方法对原油期货市场变量的拟合及残差分布五、结论原油期货作为现货定价的直接参照，受多方面因素的影响。
本文融合商品期货和能源经济学的相关理论，构建涵盖原油期贷市场和原油供求的MSIA( 3) -VA RX (1 )模型，包含3个内生变量和4个外生变量，分析结果不但印证了以往关于原油期贷市场的许多结论，还发现了原油期货定价的几个创新性结果:(1)原油期贷市场存在明显的区制转移特征，自2006年8月以来，市场总处于区制2和区制3的交替转移状态，此前的区制1已经成为历史。并且期贷市场的反应函数是区制状态依赖的，VAR函数截距、系数等都会随区制状态发生变化，这也意味着相同的基本面信息在不同的区制状态下对市场造成的影响是不同的。108 总第403期也、'"何也(2)美元指数对石油价格的影响发生了较大的变化，区制1下美元指数与石油价格正相关，而近几年来美元指数与石油价格负相关，说明石油价格上涨在很大程度上是由美元贬值造成的。OECD国家的石油需求一直是石油价格变动的主要决定因素;中国需求只是近几年才开始影响原油期货价格，且在很大程度上是因为投机炒作所致。(3)中国因素在世界石油期贷市场中的作用被凭空放大。与中国石油进口量在世界石油市场中所占的微小比例相比较，期货价格对中国石油进口的弹性系数明显过高，几个月期限的期货合约将几年、十几年后的中国石油需求预期纳入石油定价中，严重透支了中国石油需求对世界石油价格的影响。(4)投机交易的确会推动原油期货价格上升。在任何区制下，持仓量的增长都会促进期货价格的上升，但价格上升会降低持仓量和交易量，投机交易在促进期货价格波动方面起了重要的作用。参考文献[ 1]陈字峰、陈启清，2011，
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