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浙江工商大学硕上学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 摘要 期货市场的基本功能之一是套期保值，套期保值者可以利用期货合约进 行风险管理，降低或转移彳 0 ，则 m r 0 ，它表示期货市场持有头寸方向与现货市场相 反；如果c o v ( p 2 ，f 2 ) 0 时： h 。 。； 口职惭i 厨l 办w = 厅h + 赢a w , v a r ，办w ； ( 2 1 8 ) 五一= h 。+ a h 。 jg cs i 鸽t i + 、 j8s i a f , 一i + s i = 1i = 1 ， a f , = o + 兄仍- i + c r y a s , - i + 胴- i + 占夕 式中，g 、o 为截距项，口扎口、扒，为回归系数，踟、o v e n 服从独立分布的 随机误差项，为滞后阶数，z t 一为误差修正项。 g h o s h 在e n g l e 幂lg r a n g e r 的研究基础上提出了估计最小风险套期保值比率的误差修正 模型： ， a s , = c r + f 1 3 从+ a s , 一件o j z 螺, 一f + n r z , 一l + & i = 1 j = l 大量实证研究表明，z f 一。可以近似地用基差& 一f 只一t 一一i 代替。而a f , 的回归系数 ，就是所要估计的最小风险套期保值比率。 三、广义自回归条件异方差模型( g a r c h ) 通常认为自相关问题是时间序列数据所特有的，而异方差性是横截面数据的特点。恩 格尔( e n g l e ) 和克拉格( k r a f t ，d ，1 9 8 3 ) 在分析宏观数据时，发现一些现象：时间序列模 型中的扰动方差稳定性通常比假设的要差，表明存在一种异方差。o l s 和e c m 模型假定 方差为常数，没有考虑到方差的这种时变性，因而都是静态的套期保值模型。 针对这个问题，e n g l e ( 1 9 8 2 ) 提出了a r c h ( 自回归条件异方差) 模型，成功地刻画 了金融时间序列的异方差性和自相关性。 对于通常的回归模型：k = x ；f l + 翻 浙江工商大学硕卜学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 如果随即扰动项的平方s t 2 服从a r ( q ) 过程，即 彳= 口o + 口1 年l + + 口g 。+ 研= ，2 t 12 ， 矸= 口o + 口i 单l + + 口g 年口+ 研2 ， ( 2 2 1 ) 其中，功独立同分布，并满足e ( 咿) = o ，d ( r r ) = 力2 ，则称( 2 2 1 ) 式是自回归条件异 方差模型，简记为a r c h 模型。称凸服从g 阶的a r c h 过程，记作a r c h ( q ) 。 a r c h 模型的基本思想是指在以前信息集下，某一时刻一个噪声的发生是服从j 下态分 布的。该正态分布的均值为零，方差是一个随时问变化的量，即为条件异方差。并且这个 随时间变化的方差是过去有限项噪声值平方的线性组合，即为自回归过程。a r c h 模型的 缺点在于，许多经济问题常常出现随机扰动项的平方依赖于很多时刻之前的变化量的现 象，这种问题在金融领域，采用日数据或者周数据的情况下尤为明显。自回归的滞后期太 长，意味着需要估计的参数很多，往往会影响到估计的精度。 因此，b o l l e r s l e v ( 1 9 8 6 ) 提出g a r c h 模型，假设资产价格收益率的当期条件异方差 不仅受到前期残差平方和的影响，也受到前期条件异方差的影响。g a r c h 模型不仅具备 a r c h 模型的特性，而且在条件异方差的滞后期数的选择上更具有弹性。大量实证研究表 明g a r c h 模型能够很好地描述金融变量的波动特征。因此，可采用单变量g a r c h 模型， 通过极大似然估计来求最优套期保值比率。 g a r c h ( p ，q ) 模型的一般形式如下： a s r = 口+ f 1 6 f , ( 2 - 2 2 ) 残差项：毋i q r l ：n ( o ，h r ) 条件方差方程：h t ：o t o + q 口，+ 壹万加卜， f - l = l 其中：和只分别为f 时刻的现货价格和期货价格； 口为线性回归的截距项； 为线性回归函数的斜率，也就是所要求的最优套期保值比率； s ，为残差项； q 川为t 一1 期的信息集； 励为，期的条件方差，p 和q 分别代表g a r c h 模型中自回归项和移动平均项的阶数。 1 4 浙江工商人学硕上学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 第三节套期保值绩效的评价指标 套期保值作为一种有价值的活动，可以用作风险转移的工具。但是实际的效果如何评 价? 从国外的研究看来，对套期保值效率的研究紧紧围绕以下两个方面：l 、在风险最小 化的框架下研究套期保值对收益的波动性的研究；2 、在风险收益的框架下研究套期保值 的风险缩减与收益增加的影响。本文所选用的评价指标正是基于学者在第二个方面的研 究。 根据b a i l l i n e 和m y e r s l l2 1 ，没有进行套期保值和进行套期保值时的收益简单表示为： r 。= s i + 1 一s l r h = ( s t + - 一s t ) - h + ( r + 一一只) 这里凡和风分别是没有套期保值和进行套期保值时的收益。和只分别是上，时期的 现货价格和期货价格。h 是最优套期保值比率。很明显没有进行套期保值和进行套期保值 时的收益是不同的。 类似的，没有保值的资产和进行保值的资产的风险可以分别用各自的方差来表示，也 就是： v a r ( u ) = ( 2 2 3 ) w r ( u ) = + 办蛇巧- 2 h o 5 ( 2 - 2 4 ) 这里w r ( u ) 、v a r ( h ) 分别是没有进行套期保值和进行套期保值时的方差，也就是风 险大小。盯，和o f 分别是现货和期货的标准差。o s f 是现货和期货价格的协方差。 l i e n 3 8 1 给出了套期保值绩效的衡量指标，即与未参与套期保值时收益方差相比，参与 套期保值后收益方差的减少程度。方差减少程度可以表示为： 夙：一v a r ( u ) - v a r ( h ) ( 2 - 2 5 ) v a r ( u l 该指标反映了进行套期保值相对于没有进行套期保值风险降低的程度。 1 5 浙江工商人学硕士学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 第三章套期保值绩效的实证研究 期货市场的基本经济功能之一就是其价格风险的规避机制套期保值，套期保值不 仅是期货市场的主要功能，也是其存在和发展的原因。因此，期货市场效率体现在套期保 值方面就是套期保值的绩效问题。 2 0 0 4 年8 月2 5 日，燃料油期货合约在上海期货交易所上市交易。上市3 年多的时问 罩，期货市场套期保值的效率如何? 本章将在套期保值的比率和绩效方面对我国、美国和 新加坡三个期货市场进行实证研究。 第一节套期保值的实证研究方法 套期保值之所以能够规避价格波动的风险，是因为期货市场上存在以下基本经济原 理：同种商品的期货价格走势和现货价格走势一致；现货市场与期货市场价格随期货合约 到期同的临近，两者趋向一致。也就是说，期货价格应该是未来现货价格的预期值，它必 然要求期货价格序列与现货价格序列存在一种长期稳定的关系。 在时间序列模型的发展过程中，一个非常特殊的假设就是平稳性假设。如果时间序列 伽 的均值、方差和自协方差都不取决于时n t ，则称时间序列 r t j 是弱平稳或协方差平稳， 即满足下列3 个性质：e ( 撕) = ，对于所有的，；v a r ( u r ) = 盯2 ，对于所有的t ； g o v ( ，u t 一，) = 弘，对于所有的，和s 。长期研究发现，大量经济、金融时间序列都是非平稳 的。这种非平稳性导致了用一般线性回归方法，对两个时问序列变量直接进行回归分析是 无效的。因为在非平稳时间序列之间存在伪回归现象。残差序列是一个非平稳序列的回归 被称为伪回归，这样的一种回归有可能拟合优度、显著性水平等指标都很好，但是由于残 差序列是一个非平稳序列，说明了这种回归关系不能够真实的反映因变量和解释变量之间 存在的均衡关系，而仅仅是一种数字上的巧合而已。g r a n g e r 和n e w b o l d 于1 9 7 4 年用蒙特 卡罗模拟方法以及p l i l l i p s 于1 9 8 6 年相继证明了非平稳时间序列之间可能存在伪回归现象。 正是因为在非平稳时间序列之间存在的伪回归现象，建立时间序列模型时，需要先对 非平稳时间序列进行平稳性处理。通常采用差分方法消除序列中含有的非平稳趋势，使得 序列平稳化后建立模型。但是变换后的序列限制了所讨论经济问题的范围，并且有时变换 后的序列由于不具有直接的经济意义，使得化为平稳序列后所建立的时间序列模型不便于 1 6 浙江t 商人学硕士学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 解释。1 9 8 7 年e n g l e 和g r a n g e r 提出的协整理论及其方法，为非平稳序列的建模提供了另 一种途径。非平稳时间序列的线性组合有可能是平稳的，这个线性组合被称为协整方程， 且可被解释为变量之间的长期稳定的均衡关系。因此，本章将直接采用协整关系检验来检 验期货市场价格发现的无偏性。 一、协整的定义及意义 如果序列 xj ，x z 。，) 都是d 阶单整，存在向量口= ( 饥口z 口t ) ，使得 z f = a x ，i ( d b ) ，其中，0 6 sd ，x = ( x t l , x z 。，) 7 ，则认为序列 x 虮x z 。，) 是 ( d ，b ) 阶协整，记为彤c ( d ，b ) ，口为协整向量( c o i n t e 伊a t e dv e c t o r ) 。 特别的，如果两个变量都是单整变量，只有当它们的单整阶数相同时，才可能协整； 如果它们的单整阶数不相同，就不可能协整。 二、单位根过程检验 因为协整理论分析是基于序列非平稳的基础上的，所以序列平稳性的检验是进行协整 分析的必要环节。检验序列平稳性的标准方法是单位根检验。最常见的是a u g m e n t e d d i c e y f u l l e rt e s t ( a d f ) 检验。 a d f 检验假设数据由一个高阶自相关序列a r ( p ) 过程生成，通过在回归方程右边加入 因变量的滞后分项来控制高阶序列相关 模型1 ：劬= y y t i + p , a y , 一f + “r t = l ，2 ，t ( 3 - 1 ) 疗 模型2 ：劬= 7 y 一i + 口+ 2 f l i a y t f + ”，t = l ，2 ，t ( 3 2 ) f = l 模型3 ：a y , = y y l 一1 + a + c r ，+ 却h + “，t = 1 ，2 ，t ( 3 3 ) i = 1 模型1 与模型2 和3 的差别在于是否包含有常数项和趋势项。模型3 中的t 是时间变 量，代表了时间序列随时间变化的某种趋势。 序列的原假设为日o ：7 = 0 ，序列存在一个单位根，序列非平稳；备选假设为：日t ：， 9 fl l + s j ，一 t = l 进行检验时，拒绝零假设h 0 ：盯= 0 ，意味着误差项e ，是平稳序列，从而说明k 石之间 是协整的。 需要注意的是，a d f 检验针对的是使用o l s 法计算出的误差项会，而不是真正的非 均衡误差肚，因此估计量盯是向下偏倚的，这样将导致拒绝零假设的机会比实际情形大。 所以，对e r 进行平稳性检验时，所设置的a d f 临界值应该比平常的要小。 第二节实证研究 一、数据选取与处理 中国、美国和新加坡三个市场的期货价格和现货价格数据均来自于永安期货公司 ( h t t p ：w w w y a f c o c o m m a i n g b 2 312 i n d e x j s p ) 。本文选取了从2 0 0 5 年l2 月1 日到2 0 0 8 年3 月3 1 日共2 8 个月三个市场上的期货和现货同数据。其中，中国的燃料油现货数据采用广 l r 浙江丁商大学硕十学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 东省华南1 8 0 c s t 燃料油每同过驳价( 从黄埔等锚地船边过驳购买的燃料油所制定的价格 叫过驳价) 。新加坡期货价格采用燃料油1 8 0 连续合约的价格。本文选择了不重叠合约收 盘价组成期货价格的连续时问序列，具体规则是选择剔除交割月份的最近合约的收盘价作 为期货价格，即选择离当前交易日所在月份最近的品种合约，如果当月有合约到期，则这 个交割月份的第一个交易同选择下一个最近的交易合约。本文使用e v i e w s 3 1 统计软件进 行实证研究。 二、收益率统计结果 根据期货与现货价格序列数据计算了相应的收益率序列。不同国家市场的期现货价格 统计描述如下： 表3 1期货、现货价格序列描述统计分析 列 中国 中国美国美国新加坡新加坡 指标 期货价格 现货价格期货价格 现货价格期货价格现货价格 样本容量 5 2 l5 2 l5 8 25 8 24 6 64 6 6 均值 3 4 3 5 7 9 53 5 0 1 7 1 8 2 0 2 2 4 9 5 12 4 4 4 2 33 6 5 9 7 6 93 6 5 1 9 8 9 最大值4 4 5 0 0 0 04 6 9 0 0 0 031 4 2 0 0 0 18 6 9 0 0 0 5 2 8 8 0 0 0 5 2 9 3 0 0 0 最小值 2 6 6 6 0 0 02 7 5 5 0 0 01 3 7 1 5 0 08 1 2 6 0 0 02 6 0 2 5 0 02 5 9 35 0 0 标准差 4 1 0 9 7 8 44 3 5 4 7 0 9 3 5 3 4 4 3 7 2 8 0 9 3 3 97 5 6 7 9 4 47 5 6 0 8 4 0 偏度o 1 8 5 6 0 50 4 6 0 1 7 51 0 5 3 8 3 60 6 8 6 4 8 60 6 6 6 8 9l0 6 6 6 3 8 6 峰度 2 4 7 6 6 1 83 1 8 0 7 5 23 3 9 9 5 8 92 2 9 16 0 12 2 2 5 6 122 2 2 8 2 51 j a r q u e b e r a 8 9 3 7 8 7 21 9 0 9 7 1 9 1 1 1 5 9 7 4 5 7 8 8 1 9 1 4 6 1 8 5 4 6 4 6 0 5 3 9 6 p r o b0 0 1 1 4 6 0 0 0 0 0 0 7l0 0 0 0 0 0 00 0 0 0 0 0 00 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 从表( 3 1 ) 可以看出，各个市场上的两个价格序列的极差( 最大值减去最小值) 都非 常大，说明燃料油这个品种的价格变动还是非常大的，其中也蕴含着较大的风险。中国市 场上，现货价格的标准差大于期货价格的标准差，说明现货价格比期货价格的波动性大； 在美国市场上则相反；而在新加坡市场上，现货价格和期货价格的标准差相当，波动程度 也相当；偏度和峰度统计量显示，所有市场上的期货、现货价格序列都拒绝正态分布原假 设，认为序列不服从正态分布。 1 9 浙江工商大学硕f ：学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 表3 2 期货、现货价格收益率序列描述统计分析 序列 中国中国美国美国新加坡新加坡 期货价格 现货价格期货价格现货价格期货价格现货价格 指标收益率收益率收益率收益率收益率收益率 样本容量 5 2 05 2 05 8 15 8 14 6 54 6 5 均值 0 0 0 0 70 0 0 0 70 0 0 0 9o 0 0 l lo o o l 20 0 0 1 3 最人值 0 1 5 9 8 0 0 3 7 3o 2 1 3 00 1 8 3 50 0 5 8 30 0 5 7 4 最小值o 1 0 4 7，0 0 4 1 40 2 0 3 5加0 9 9 50 1 0 8 5o 1 2 7 7 标准差 0 0 1 8 10 0 0 7 20 0 2 3 20 0 1 9 20 0 1 8 00 0 1 8 2 偏度 0 7 5 4 40 3 2 4 2 0 1 2 3 7 1 2 8 5 6- 0 4 2 2 50 6 9 1 5 峰度1 6 4 0 0 18 7 6 6 42 4 9 4 5 71 9 0 5 3 85 9 8 1 18 3 9 9 2 j a r q u e b e r a 3 9 3 9 8 77 2 9 5 61 1 6 6 0 5 96 3 9 9 1 51 8 6 0 36 0 1 8 7 p r o b0 0 0 0 0 0 0 o 0 0 0 0 0 00 0 0 0 0 0 00 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 00 0 0 0 0 0 0 注：收益率序列的计算公式为：r = i n p t i np ，一1 表中列出了期货与现货价格变动收益率的均值、方差、偏度和峰度。各个市场上的序 列均表现出明显的高峰、厚尾特征，而且偏度和峰度统计量显示，所有序列均不服从正态 分布。所有序列的均值为正，说明在所考察的期间内，燃料油的期货价格与现货价格整体 上呈现上升的趋势。关于标准差，中国市场上，期货价格与现货价格收益率的标准差之间 差别最大，其次是美国，新加坡市场上最小。期货价格收益率序列与现货价格收益率序列 标准差的差别反映了两者之间变动的不一致性，在两者差别较大的市场上，传统的套期保 值策略将会面临较大的基差风险。而在新加坡市场上，两者之间的差别很小，可以预测， 传统的套期保值策略在此将同样适用。 三、单位根检验 图( 3 1 ) 、图( 3 2 ) 和图( 3 3 ) 分别为中国、美国和新加坡三国市场上燃料油期货 价格和现货价格的日数据对比图。 2 0 浙江t 商人学硕士学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 5 0 0 0 4 5 0 0 4 0 0 0 3 5 0 0 3 0 0 0 2 5 0 0 图3 。1 中国期现货价格对比图 图3 2 美国期现货价格对比图 图3 3 新加坡期现货价格对比图 浙江丁商人学硕l 学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 总体看来，三个市场上，期货价格和现货价格走势大致相同；对比现货价格，期货价 格表现出更大的波动性，这是期货市场与现货市场的区别，因此都不同程度的反映在不同 国家的市场上。 在正常的市场状态下，期货价格应该是高于现货价格，基差为负。图( 3 1 ) 中国市场 上，代表现货价格的虚线在很多时期却是位于代表期货价格的实线之上的，也就是说，现 货价格高于期货价格。造成这个问题的原因可能是，数据所选取的这个时段，恰好是中国 经济高速发展的一个时期，对能源的需求很大，很迫切，远大于近期产量及库存量，使现 货价格大幅度增加，高于期货价格。 从图( 3 - 2 ) 可以看出，区别于中国市场，美国市场上，期货价格曲线位于现货价格曲 线之上。在数据选取的时问段内，期货价格总是高于现货价格的，基差为负，市场处于正 常市场状况。 比较图( 3 3 ) 和图( 3 1 ) 与图( 3 - 2 ) ，可以发现，新加坡市场上期货价格与现货价 格表现出了高度的一致性。期货市场真正发挥了价格发现的功能。在期货市场功能中，套 期保值功能是期货市场产生和发展的源动力，但是价格发现功能的实现程度对于套期保值 效果的影响却是不容忽视的。 根据前述实证方法，分别对三个市场上的燃料油期货价格和现货价格日数据进行 a d f 单位根检验，检验结果如下： 表3 - 3 中国市场a d f 检验结果 期货价格序列 时间序列原始数据检验统计量一阶差分检验统计营 中国期货价格对数日数据 1 4 8 7一1 1 5 9 5 显著水平 1 5 1 0 l 5 l o 临界值 3 9 8 0 3 4 2 1 3 1 3 33 9 8 03 4 2 13 1 3 3 现货价格序列 时间序列原始数据检验统计量一阶差分检验统计量 中国现货价格对数日数据 0 3 9 31 0 4 8 3 显著水平 1 5 1 0 l 5 1 0 临界值3 4 4 5 - 2 8 6 72 5 7 03 4 4 52 8 6 72 5 7 0 浙江t 商大学硕一l ：学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 表3 4 美国市场a d f 检验结果 时间序列原始数据检验统计量一阶差分检验统计量 美国期货价格对数日数据一1 4 5 21 4 1 1 8 美国现货价格对数日数据 一1 7 9 51 1 3 4 9 显著水平 1 5 1 0 1 5 1 0 临界值 一3 9 7 83 。4 2 03 。l3 2 3 。9 7 8 3 4 2 03 。13 2 表3 - 5 新加坡市场a d f 检验结果 时间序列 原始数据检验统计萤一阶差分检验统计最 新加坡期货价格对数日数据 1 6 5 81 0 9 3 8 新加坡现货价格对数日数据 1 6 0 11 0 8 2 5 显著水平1 5 1 0 l 5 1 0 临界值3 9 8 23 4 2 13 1 3 33 9 8 23 4 2 13 1 3 3 通过对期货与现货价格序列及其一阶差分价格序列进行单位根检验，可以从表( 3 3 ) 、 ( 3 4 ) 、( 3 5 ) 看到，在三个市场上期货价格和现货价格序列的a d f 检验中，a d f 值均大 于1 、5 、1 0 显著水平下的临界值，不能拒绝单位根检验的零假设，因此三个市场上 期货价格和现货价格序列是非平稳的。而对期货与现货价格序列进行一阶差分后的a d f 检验中，a d f 值均小于1 、5 、1 0 显著水平下的临界值，拒绝单位根检验的零假设， 即一阶差分后的序列是平稳的时间序列。因此，三个市场上的期货和现货价格时间序列均 符合i ( 1 ) 过程。 四、协整检验 根据第二章所述的e g 协整关系检验，分别对三个市场上的期货价格和现货价格序列进 行协整关系检验。 根据e g 两步法所述，检验两个变量石与k 是否协整，必须满足的前提条件是序列石 和m 是同阶单整的。由以上分析可知，三个市场上的期货价格和现货价格序列都是一阶单 整的，前提条件已经满足。 第二步，用经过自然对数化后的中国、美国和新加坡市场上的期货价格变量分别对现 货价格变量进行普通最小二乘法回归。 图( 3 4 ) 、( 3 - 5 ) 、( 3 6 ) 分别代表中国、美国和新加坡市场的残差序列： 2 3 浙江工商人学硕士学位论文 国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 图3 _ 4 中国市场残差序列 图3 - 5 美国市场残差序列 2 4 浙江工商人学硕上学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 图3 - 6 新加坡市场残若序列 最后，对残差序列做单位根检验，a d f 检验结果见表( 3 6 ) ，表( 3 7 ) ，表( 3 8 ) 。 中国市场上，由于检验统计量值5 2 2 6 小于任何一个显著水平的临界值，因此可以认 为估计残差序列为平稳序列，表明中国市场上期货价格和现货价格之间存在协整关系。 表3 - 6 中国市场残差序列a d f 检验结果 a d f 检验 5 2 2 6 1 临界值 一3 9 8 0 5 临界值 3 4 2 1 l o o 啪界值 3 1 3 3 美国市场上，由于检验统计量值一2 9 2 8 小于5 和1 0 显著水平下的临界值，因此可 以认为估计残差序列为平稳序列，表明美国期货市场价格和现货市场价格之间存在协整关 系。 表3 7 美国市场残差序列a d f 检验结果 a d f 检验 2 9 2 8 1 临界值 3 4 4 4 5 临界值 2 8 6 7 1 0 临界值 - 2 5 7 0 新加坡市场上，由于检验统计量一9 7 4 2 小于任一显著水平下的临界值，因此可以认为 估计残差序列为平稳序列，表明新加坡期货市场价格和现货市场价格之间存在协整关系。 浙江t 商人学硕上学位论文 国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 表3 8 新加坡市场上残差序列a d f 检验结果 a d f 检验 - 9 7 4 2 1 临界值 5 临界值 一3 9 8 2 1 3 4 2 1 4 l o 临界值 - 3 1 3 3 2 五、套期保值比率计算结果 根据第_ 章介绍的几种模型计算出套期保值比率见表( 3 9 ) 、( 3 1 0 ) 、( 3 1 1 ) 。总体看 来，在考虑调整的r 2 时，观察三个模型在每个市场上的表现，e c m 模型的数值最优，说 明在笔者所考察的时间段内，期货价格和现货价格之间的协整关系比残差序列的异方差性 和自相关性更能够影响模型的效果。 在考虑套期保值比率时，比较三个模型，可以发现，e c m 模型和g a r c h 模型比传统 的o l s 模型，计算出来的套期保值比率要大，主要是因为传统的o l s 模型是静态的套期 保值模型，没有考虑期货价格和现货价格之间的长期协整关系和残差的时变性，这意味着 采用动态套期保值是更加可靠的投资策略。 各个市场不同套期保值模型下的套期保值比率 l 市场类犁 l 套期保值比率( 单位：) i t 统计量 l 调整的r 2 l 表3 - 9o l s 模型估计结果 中国市场 l o 0 0 35 9 0 40 0 5 4 美国市场 4 1 0 4 61 3 7 1 60 2 4 3 新加坡市场 5 2 5 3 3 1 3 0 2 0o 2 6 4 表3 1 0e c m 模型估计结果 中国市场 1 2 5 9 47 4 7 3o 1 2 0 美国市场 4 1 7 7 51 3 9 1 80 2 4 8 新加坡市场 7 3 9 3 21 9 8 9 2 0 4 8 6 表3 - 1 1g a r c h 模型估计结果 中国市场 1 1 1 0 79 9 7 2 o 0 4 8 美国市场 4 8 1 6 04 2 2 6 50 2 3 3 新加坡市场 9 4 5 2 35 9 9 3 6 7 0 0 8 6 观察三个市场在每个模型下的效果，可以看出，新加坡市场上的套期保值比率在三个 模型中都是最高的，最高可达9 4 5 2 3 ，美国市场最高为4 8 1 6 0 ，中国市场仅为1 2 5 9 4 。 浙江t 商人学硕i ：学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 新加坡市场上期货价格和现货价格序列的高度吻合性决定了其套期保值比率应该是三个 市场中最高的，这一结论同样可以从期货价格与现货价格对比图罩初步得出。 六、套期保值绩效的计算结果 由公式( 2 2 5 ) 计算出不同市场在三个模型下的套期保值绩效，如表( 3 1 2 ) 所示： 表3 1 2 三个模型下不同市场的套期保值绩效( 百分比) 比较 项目o l se c mg a r c h 中国市场1 7 4 7 82 1 7 1 31 9 2 9 5 美国市场 7 0 2 2 77 0 9 9 27 6 9 7 5 新加坡市场 7 7 0 4 79 2 0 6 09 8 8 6 7 套期保值绩效指标所反映的是进行套期保值相对于不进行套期保值降低的风险程 度。从比较三个模型的角度来看，e c m 模型和g a r c h 模型比传统的o l s 模型降低的风 险更大，效果更好。总体上来看，g a r c h 模型的效果比e c m 模型要好一点。 从比较三个不同市场的角度来看，新加坡市场的套期保值效果最好，指标值最高可达 9 8 8 6 7 ，美国市场为7 6 9 7 5 ，中国市场只有2 1 7 1 3 。也就是说，如果套期保值者分别 在三个市场上进行套期保值交易的话，在新加坡市场上可以规避掉9 8 8 6 7 的现货价格波 动风险，在美国市场上规避掉7 6 9 7 5 ，在中国市场上仅规避掉其中的2 1 7 1 3 。我国燃 料油期货市场与美国和新加坡燃料油期货市场相比，套期保值功能还没有得到很好的发 挥，只能规避掉基差风险的一部分。 第三节结果分析 总结前面的实证结果，可归纳为以下几点： 1 、利用单位根检验得到：中国、美国和新加坡三个市场上燃料油期货价格序列和现 货价格序列，共六个时间序列，都是非平稳的；三个市场上期货价格序列和现货价格序列 的一阶差分是平稳的，说明三个期货价格序列与三个现货价格序列是一阶平稳，即i ( 1 ) 过程。这个结果与大多数学者的研究结论相同，也是证券市场的一个共有特性。 2 、利用e g 两步法进行协整关系检验得到：在中国市场上，检验统计量值一5 2 2 6 小于 任何一个显著水平的临界值，可以认为估计残差序列为平稳序列，因此认为中国期货市场 价格和现货市场价格之间存在较强的协整关系。在美国市场上，检验统计量值一2 9 2 8 小于 5 显著水平下的临界值，可以认为估计残差序列为平稳序列，表明美国期货市场价格和现 货市场价格之间存在协整关系。在新加坡市场上，检验统计量一9 7 4 2 小于任一显著水平下 2 7 浙江工商火学硕上学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 的临界值，可以认为估计残差序列为平稳序列，表明新加坡期货市场价格和现货市场价格 之间存在协整关系。 3 、根据三个市场在三种模型下的套期保值比率计算结果可知：在模型方面，总体上 来看，g a r c h 模型所得到的套期保值比率最高，e c m 模型次之，传统的o l s 模型得到 的比率最低。这是因为传统的o l s 模型既没有考虑到期货价格和现货价格之间的长期均衡 关系，也没有考虑到残差方差的时变性，是一种静态的考察方法，不符合实际情况。在不 同市场方面，中国市场上得到的套期保值比率最低，绩效百分比也是最低的。同时，实证 研究发现，虽然价格是影响套期保值所占用资金的因素之一，但实际上是套期保值比率的 高低决定了套期保值活动所占用的资金大小，较低的套期保值比率可以为套保者节省期货 市场上占用的资金。套保比率小，成本低，套期保值绩效也小。这是一个很合理的规律， 即低成本与低风险不能兼得。 4 、利用套期保值绩效衡量指标可知：对三个市场利用不同模型进行套期保值后，都 能在一定程度上降低不进行套期保值的收益方差，有效的规避掉一部分现货价格波动的风 险。与套期保值比率的结论相同，三个模型下，新加坡市场规避风险的程度最大，效果最 好，美国次之，中国市场规避价格风险的能力最差。 2 8 浙江t 商大学硕一f ：学位论文 国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 第四章结论与政策建议 前面的实证研究，表明我国燃料油期货市场的套期保值功能得到了初步的发挥，但发 挥程度不高。与国际上成熟的市场相比，上海燃料油期货市场仍处于初级阶段。本章首先 就促进国外燃料油期货市场功能良好发挥的因素进行简要的分析，然后提出了一些促进我 国燃料油期货套期保值绩效提高的对策。 第一节结果启示 新加坡和美国燃料油期货市场之所以能够发挥良好的套期保值市场功能，笔者认为， 这主要是基于以下三个方面的支持： 一、良好的市场环境和有效的监督体系 新加坡市场是目前世界上石油交易中心之一，也是最重要的燃料油市场和集散地。由 第二章可知，新加坡燃料油市场主要由三部分组成：传统的现货市场；普市公开市场；纸 货市场，良好的市场环境使得新加坡市场成为亚洲的国际燃料油交易中心。 同样，美国的期货市场也非常成熟，特别是纽约商业期货交易所具有丰富的能源期货 交易经验，它是世界上最大的实物商品交易所。而且美国还具有有效的燃料油市场监管体 系，这些有利条件不仅为推出燃料油期货奠定了基础，也有利于燃料油期货市场的规范运 行及其市场功能的有效发挥。 二、合理的市场主体结构 期货市场是在现货市场基础上发展起来的，期货市场主体是在不断创新的基础上多元 化的。现货商们在创建期货市场初期，市场主体多为现货商和相关业者，随着经济和市场 的发展，市场分工趋于明晰，市场主体也逐步多元化，中介机构、金融机构、基金等机构 投资者也发展成为市场主体。目前，投资基金、对冲基金、保险基金和养老基金等在内的 各类基金，包括银行在内的各类金融机构，相关现货行业的生产商、贸易商和消费企业， 以及各类大型商社等都是期货市场的积极参与主体。期货市场主体的发育状况和结构、参 与程度和多元化程度在一定程度上决定着期货市场的发展程度和层次，主体结构的多元化 能够增强市场流动性和稳定性，促进市场功能的发挥，使期货市场在更大范围内发挥其经 济功能。例如美国纽约商业交易所能源期货市场成交量中，生产者占3 0 ，贸易商和加工 者占3 0 ，金融机构和基金等机构投资者占8 。合理的市场主体结构并不是一蹴而就的， 2 9 浙江工商人学硕士学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 它和一国的经济环境、市场体制、国家政策以及市场主体的认识都有很大关系。而我国期 货市场在培育多元化的市场主体结构方法仍需要做很大的努力。 三、较大的交易量 较大的交易量规模不仅是期货合约成功的关键，也是期货经济功能正常发挥的最基本 条件之一。新加坡燃料油市场的年成交量为1 5 亿吨。自2 0 0 4 年8 月2 5 日上市至2 0 0 7 年 8 月1 日，上海期货交易所燃料油期货合约累计成交己达6 3 亿吨，这说明我国燃料油市 场已经初步具备了国际定价中心的大交易量这一必需条件。 基于以上三点的分析，结合事物发展过程中内因和外因的作用，笔者认为多元化的市 场参与主体与大的成交量的形成，都是属于推动期货市场效率提高的内因范畴；只有不同 类型的市场主体有动力参与期货市场的交易，成交量才会放大；而良好的市场环境和有效 的监督体系所提供的恰恰是推动期货市场效率提高的外因作用。因此美国和新加坡燃料油 市场之所以成为国际燃料油定价中心，是有其哲学依据的。而我国经济的飞速发展，形成 了对能源需求的迅猛增长，加上国家对于期货市场的政策鼓励，使得我国已经初步具备了 油品定价中心的必需条件。 第二节政策建议 根据对国内外燃料油期货市场套期保值绩效的实证研究，以及幽际期货市场套期保值 功能发挥良好的因素分析，笔者提出了四点促进我国燃料油期货套期保值绩效提高的政策 建议。 一、改革不合理的定价制度 目前，我国的成品油定价采用的是“市场化指导，政府定夺”的机制，国家发改委参照 新加坡、鹿特丹、纽约三地市场价格调整国内成品油价格，以三地成品油加权平均价格为 定价基础，考虑到基本杂费、关税以及流通费等因素，确定国内成品油零售基准价，再由 中石油和中石化在基准价上下浮动8 的范围内，制定出具体的零售价格。 我国的成品油定价机制从变迁的角度来看，是一个逐步市场化的进程，但是垄断局面 还相当严重，尤其是行政性垄断。当燃料油的现货价格更多的不是取决于国内的供求状况， 价格不是自由浮动的；而是取决于国家政策以及部分大企业的判断，那燃料油期货价格就 失去了大部分的吸引力。这是因为期货价格是由产品的供需双方对未来的不同看法共同形 成的前提是，现货价格可以自由波动。通过以上的分析，笔者认为，当前影响我国燃料油 期货市场套期保值效率的主要因素是不合理的定价制度。诚然，笔者并不否认我国现行成 3 0 浙江工商人学硕i ：学位论文国内外燃料油期货市场奁期保值绩效的比较研究 品油定价机制曾经对保证国内市场石油供应，减弱国际市场石油价格非正常波动对国内的 负面影响，为国内炼油企业在日后石油价格完全放开时应对更加激烈的国际竞争起到了积 极作用。但是，相比目前的定价制度，开放油品价格，发展期货市场，争夺油品的定价权 则是一种具有长远意义的战略。 二、规范期货市场监督 健全的法律体制和有效的市场监督是期货市场健康有序发展的有力保障。对于法律的 需求也是随着市场的不断发展而逐步增加的。我国的资本市场在经历了长达4 年的持续低 迷之后，终于实现了重大的转折性变化，与宏观经济相一致保持了快速发展的势头。资本 市场的健康快速发展，与近年来国家高度重视市场基础性制度建设是密不可分的；同时， 市场的发展对相关法律的需求也进一步增加。虽然新修订的期货交易管理条例于2 0 0 7 年4 月1 5r 起施行，但是随着期货市场的进一步发展，我国仍需在规范市场参与主体、 规范期货市场交易秩序以及消除现有法规体系中的制约因素等方面加强法律法规建设。 三、增加市场的流动性 尽快放开资金准入限制和投资者准入限制，增加燃料油期货市场的资金数量，其一是 允许部分实力较强的期货经纪公司开展代客理财和自营业务。期货经纪公司信息广泛，资 金实力强，且拥有一大批高素质的专业人员，他们的参与将有助于增进现货市场的理性成 分，促进期货市场的稳定与活跃。其二是成立商品期货投资基金，允许期货经纪公司、金 融机构和其他机构入主期货投资基金，允许证券投资基金、保险基金等按一定比例进入期 货市场，以提高市场的流动性，促进期货市场功能的发挥。 四、鼓励套期保值交易 随着我国经济的持续高速发展，对能源的需求也迅猛增长。燃料油进口己占我国总需 求的一半以上。燃料油进口企业和国内相关企业在现货市场中，面临着较大的价格波动风 险，亟需期货市场与以规避。国家及主管部门也应对企业参与套期保值交易予以支持，在 政策、税收等方面给予相应的优惠措施，为其参与套期保值交易提供便利。越来越多的企 业参与燃料油期货市场交易，将有助于实现参与主体多元化，使燃料油期货套期保值绩效 得到更大的发展。 浙江t 商人学硕上学位论文国内外燃料油期货市场套期保值绩效的比较研究 参考文献 【1 】华仁海，陈百助上海期货交易所铜、铝套期保值问题研究 j 】中国金融学， 2 0 0 4 ( 5 ) ：1 6 9 1 8 3 2 】周璇我国燃料油期货套期保值功能研究 j 】时代金融，2 0 0 8 ( 1 ) ：3 0 3 2 【3 w o r k i n gh n e w c o n c e p t sc o n c e r n i n gf