国际石油波动对碳市场溢出效应

摘 要：利用Johansen检验和状态空间模型,研究国际石油波动对碳市场变动及收益率的溢出效应.结果表明,在样本区间内,国际石油与碳价存在长期均衡关系,且国际石油对碳市场及收益率存在溢出,说明石油可以作为导致碳价变化的一个原因.但由于欧盟能源消费结构的变化及碳交易机制的不断完善,溢出效力呈现下降趋势.这种变化趋势对于我国建立完善碳交易机制提供了经验启示.

关 键 词：国际石油；碳市场；溢出效应

中图分类号：F831.5文献标志码：A文章编号：1673-291X（2012）05-0070-03

前言

在《京都议定书》协议的约束下,二氧化碳排放权被赋予商品的属性,成为一种稀缺资源.Dales（1968）[1]在其著作《污染、产权和》中指出,污染实际是政府赋予排放企业的一种产权,这种产权应该是可以转让的,可以通过市场方式提高环境资源使用的效率.这是最早提出的关于“排放权交易”的概念.排放权交易是碳市场形成的经济理论基础.欧盟排放交易体系作为全球最大的碳交易市场,交易量约占全球总量的3/4,EUA自2005年运行以来交易量与交易额均呈快速上升趋势,其中期货交易占主要部分,现货交易在金融危机爆发后也明显增长.

碳价是碳市场波动与运行规律的一种最直观表现形式.目前,普遍认为气温和能源是影响碳价最大的两大因素.如：Alberola（2008）[2]采用结构变化理论,将碳价分成不同区间,发现能源对碳价的影响是显著的；也指出极端天气影响碳价变化.魏一鸣（2008）[3]采用协整理论研究欧盟交易排放体系与能源之间的长期与短期互动关系,发现：能源与第一交易阶段碳期货之间的关系较弱,而与第二交易阶段碳期货之间存在长期的均衡关系,能源变化是推动第二阶段碳价变化的主要原因.张跃军（2010）[4]发现,碳价变化的主要贡献来源于油价波动,其影响程度占37%.以上的研究成果为本文的研究提供了重要的理论依据与思路,但大都属于静态层面的测量,动态层面研究的着眼点在于整个能源市场对碳市场的影响,并没有给出石油市场具体阶段对碳市场影响的溢出效力.

因此,研究国际石油波动对碳市场动态溢出效应,对于探讨碳价影响因素、碳市场特有风险的成因有理论支撑意义,对碳市场投资者如何规避风险、相关决策部门制定政策提供理论支持.本文的主要目的是运用计量方法度量国际石油对碳市场波动及收益率的溢出效应大小,以此辨识碳市场风险的影响因素及其影响程度.

一、样本选择与数据说明

论文旨在研究国际石油波动对碳市场的冲击,主要考察油价变动对碳走势和收益率两方面的影响.涉及到的指标主要有：

1.采用布伦特原油FOB现货（BrentSpotPriceFOB）作为国际石油的写作技巧变量.虽然很多文章对于国际原油走势的描述采用WTI（WestTexasIntermediate）为代表,但从走势上来看,WTI原油易受到当地供需的影响,而与全球原油市场供需基本面无关,因此其更像一个地区油价.布伦特原油一般供应稳定,受当地因素的影响很小.因此,从国际代表性出发,论文选择布伦特原油作为国际油价的写作技巧变量,记为B.

2.采用Bluenext碳现货作为碳市场走势的写作技巧变量,记为C1.本文选择欧盟排放交易体系第二阶段数据即从2008年8月13日到2011年3月4日作为样本区间（五天制）,国际石油的数据区间与此区间一致.

3.采用Bluenext碳现货对数收益率测度碳价变化趋势,对数收益率为正,表明碳上升,反之表示碳价下跌.则：对数收益率C2等于Ln（Pt/Pt-1）,其中,t表示每月时点,P表示每日收盘价.

为消除可能的异方差,对B、C1分别取自然对数,分别用LnB、LnC1、表示；C2表示对数收益率,已经是自然对数,所以不对其进行数据的处理.

二、实证检验

(一)研究思路

1.分别考察布伦特原油FOB现货的波动与碳市场现货变动幅度及收益率之间的长期均衡关系.

2.运用时变参数的状态空间模型,以时变弹性的均值反映溢出效力的大小.据此分析国际原油波动对碳市场溢出效应的变动趋势,并分析原因.

(三)检验结果

1.协整检验

（1）在检验一组时间序列是否存在协整关系之前,应先检验这些时间序列的单整性.在本文中,是检验两个变量间的协整关系,要求两变量的单整阶数相同.运用ADF（AugmentedDickey-Fullertest）检验方法,检验结果见表1.

表1C2、LnC1与LnB的ADF检验结果

注：①“*”为在1%显著性水平下拒绝原检测设（原检测设H0为原时间序列存在单位根,即序列非平稳）；②I~（n）代表原序列n阶差分平稳；③检验模型不含常数项与趋势项.

由表1可以看出,C2是平稳序列,记为C2~I（0）；LnC1和LnB是一阶单整的,分别记为LnC1~I（1）,LnB~I（1）.

（2）由上述检验可知,序列、是一阶平稳序列LnC1,LnBC2是平稳的,所以,只需讨论（LnB,LnC1）的协整关系.以下讨论这两个变量是否存在协整关系,这里应用Johansen协整检验,检验结果如表2所示.

表2LnB与LnC1的Johansen协整检验结果

注：①原检测设H0为协整关系数为0,即不存在协整关系；

②Prob.**为接受原检测设的概率；③滞后阶数为2.

由表2可以看出在5%的显著水平下,迹检验统计量与最大特征值统计量都能拒绝协整关系数为0或至多为1的原检测设,由此认为LnB与LnC1至少存在一个协整关系,即国际石油与碳现货之间存在长期均衡关系.

2.时变效力检验

以上的检验结果表明,国际石油波动与碳市场的变动幅度与收益率之间存在长期均衡关系.为了更确切的验证国际石油波动对碳市场变动及收益率的溢出效应大小,本文运用时变参数的状态空间模型,以时变弹性的均值来反映溢出效力的大小.

建立LnB与LnC1之间的状态空间模型、LnB与C2之间的状态空间模型,计量结果分别如表3、表4所示.

表3国际石油向碳市场溢出的状态空间模型结果

表4国际石油向碳市场的收益率溢出的状态空间模型结果

由表3、表4可以看出,模型实现了较好的拟合,各项参数均显著的通过了检验,所得到的状态空间模型的形式见式（1）、（2）.

量测方程：

状态方程：（1）

量测方程：

状态方程：（2）

根据状态空间模型的结果,生成状态序列,得到国际石油作用于碳市场走势的时变参数运动轨迹和国际石油作用于碳市场收益率的时变参数运动轨迹分别如图1、图2所示.

图1国际石油作用于碳市场变动幅度的时变参数运动轨迹

图2国际石油作用于碳市场收益率的时变参数运动轨迹

图1、图2表明国际石油波动对于碳市场的是存在溢出性的,具体来看：

（1）在整个样本区间内,状态序列SV1F均为正值,在[0.214565,0.296080]之间波动,平均效力为0.24073.由图1可知,,状态序列存在一个明显的波动,起初溢出效力处于增大阶段,在2008年10月22日达到最大值0.296080；随后效力逐渐减小,于2011年3月4日达到最小值0.214565.由时变弹性均值可以看出,国际石油的波动可作为解释碳市场变动的一个原因；但从平均效力值看,石油波动作为碳市场变动原因的贡献值开始变小,这与欧盟能源消费结构是相一致的.1999—2009年的10年中,石油在欧盟能源消费总量中的比重虽由原来的39.2%下降到36.6%,但随着可再生能源在能源消费中所占比重由1999年的5%上升到2009年9%,石油作为最主要消费能源的地位也会逐渐改变.

（2）在整个样本区间内,状态序列SV12F均为正值,在[0.0025,0.0046]之间波动,平均效力为0.0037.由图2可知,效力值在2008年9月1日达到最大值0.0046；随后在震荡下滑的趋势下,2009年2月13日达到最小值0.005；2009年8月及其以后效力值波动趋势放缓.从总体数值来看,国际石油作用于碳市场收益率的效力值并不是很明显；从其走势看,2009年8月之前的走势与石油波动趋势相一致,之后处于平稳状态,这与欧盟碳市场交易机制的不断完善有密切关系.

三、结论

本文通过实证研究得出,国际石油波动对碳市场波动及收益率存在长期协整关系,这与以前学者得出的结论相一致.在此基础上对其进行状态空间建模,得出国际石油波动对碳市场波动及其收益率存在溢出,对碳价的溢出效力明显,且有逐渐减小趋势,这与欧盟的能源消费结构、政府政策有很大的关系；对碳市场收益率的溢出效力不是很明显,由于欧盟碳排放交易机制的不断完善,溢出效力开始表现平稳.

综上所述,作为碳配额交易市场,欧盟建立的一套与自身发展相匹配的碳交易体制已发挥作用,这一体制以成本最优化、减排效果最大化为目标,且经过第一阶段的试运行,第二阶段的运营已趋于平稳.但碳市场本身是一个复杂的系统,其影响因素都呈动态非线性变化,而且其他潜在影响碳的因素尚未出现在碳市场中,如来自清洁发展机制市场和联合履约机制市场的供给等等,因此,对于探讨碳市场风险成因是需深入进行研究的问题.

同时,我国作为全球最大的清洁发展机制市场,如何建立与完善符合我国国情的碳交易机制是进行国际碳交易的基础,必须加强立法支持、政府监管,发挥金融创新工具功能,为我国在碳交易过程中争取主动权.