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价格波动下的动力煤期货市场投资研究

煤炭经济 2019-06-07 14:24:51


回顾近年的市场形势,动力煤在2011—2015年区间整体处于熊市周期,2015年全年呈现顺畅下跌趋势,2016年是供给侧改革“276政策”实施的一年,一路上涨。而2016年下半年以来,国内煤炭价格同比大涨,到2017年第一季度已有近四成上市火电企业陷入亏损,上市煤企业绩则普遍飘红,近九成净利翻倍。面对这样的市场风险,企业如何稳定生产成本,增强自身市场竞争力,如何实现煤炭成本价格的合理预测成为相关企业亟待解决的事情之一。现有的煤炭期货价格研究中主要针对供需的季节性分析,表明动力煤需求季节性更趋明显,然而,我国煤炭期货和现货两者市场价格如何相互影响,受国内与国际市场的影响程度究竟如何不同尚不明确,目前相关的研究还比较少。另一方面从动力煤期货刚上市企业鲜有参与,到目前的普遍参与,下游电企参与期货市场的积极性逐步提升。因此,通过煤炭期货市场探求煤炭价格波动的内在机制,对于电企降低生产成本,规避市场风险具有重大意义。本文着重分析国内动力煤期货价格和现货价格、国际现货价格之间的关系,煤炭市场的价格波动,为政府提供相关的政策建议。

1  数据来源与处理

1.1   数据来源

本文选取纽卡斯尔NEWC动力煤现货价(美元/t)并结合相应交易日的即期汇率兑换为人民币单位价格,作为动力煤国际市场现货价格(NP)数据,选取郑州商品交易所动力煤期货结算价(活跃合约)作为国内动力煤期货价格(FP),以秦皇岛港口平仓价(根据大同优混、山西优混、山西大混、普通混煤基本相同的价格变动趋势,如图1所示,计算其平仓价的算术值)作为国内动力煤交易现货价格(GP)。动力煤现货的国际和国内价格、动力煤国内期货价格均选用 2016 年 1 月 28日至 2017年 5月 10日每日数据,为保证同组数据的完整性,在建模之前对原始数据部分缺失情况进行剔除,最终以300组整理后数据作为实验数据。图2表示每日国内动力煤期货(FP)、国内动力煤现货(GP)、国际动力煤现货(NP)价格走势图。全部数据来源于 wind 金融研究数据库,采用Eviews6.0软件进行数据处理。

1    秦皇岛平仓价

2    每日价格走势图


表 1 列示了国内动力煤期货(FP)、国内动力煤现货(GP)、国际动力煤现货(NP)的描述性统计结果。


1   动力煤现货与期货的描述性统计结果

变量

均值

最大值

最小值

标准差

偏度

峰度

J-B

统计量

FP

484.844

670.6

315.2

96.20541

-0.026327

1.827363

17.22312

GP

489.1725

690.75

346

112.0281

0.047924

1.421664

31.25413

NP

480.8444

766.14

311.3935

125.9052

0.262595

1.959568

16.97903

1.2    ADF单位根检验

为考察动力煤期货价格与动力煤现货价格之间是否存在长期稳定的均衡关系采用协整检验技术。协整检验要求各个变量之间同阶单整,故在协整检验前首先对数据使用ADF(AugmentedDickey-Fuller)方法进行单位根检验。ADF平稳性检验是对时间序列的平稳性进行的检验。根据回归方程的标准误差计算得到的 ADF 值,如果其大于临界值,则时间序列是非平稳的;如果其小于临界值,则时间序列是平稳的。

国内外动力煤现货与国内动力煤期货价格的单位根检验结果见表 2 所示。其中dfp、dgp、dnp分别表示FP、GP、NP的一阶差分。

表 2   相关变量的平稳性检验

变量

ADF统计量

5%临界值

p

结论

fp

-1.679 015

-2.870 996

0.4 409

不平稳

dfp

-16.306 9

-2.871 029

0.0 000

平稳

gp

-1.327 52

-2.871 095

0.6 174

不平稳

dgp

-4.817 108

-2.871 095

0.0 001

平稳

np

-1.355 283

-2.871 029

0.6 042

不平稳

dnp

-13.412 85

-2.871 029

0.0 000

平稳

在对期货价格和现货价格序列进行平稳性检验后发现,三者在滞后一阶的情况下没有单位根。非平稳性序列国内外动力煤现货与国内动力煤期货价格是一阶单整序列,即 I (1) ,所以两者之间可能存在协整即长期稳定的比例关系。

1.3   协整及其检验

在实际中,多数经济时间序列都是非平稳的,然而某些非平稳序列的某种线形组合却有可能是平稳的。我们称具有以上性质的序列之间具有协整性。根据恩格尔——格兰杰检验法(E-G 两步法)检验两变量协整关系的,检验步骤如下:第一步,对两个变量进行常规的 OLS回归,得到残差;第二步,对回归残差进行平稳性检验,若残差序列均是平稳的,则说明二者存在协整关系。尽管经济变量有时会偏离均衡,但是经济自身的力量将会使其重新回到均衡状态,也就是短期内无论它如何变化,在长期内趋于均衡。或使用Johansen协整检验来检验两个或两个以上非平稳时间序列变量之间是否存在长期关系。


3   lohansen检验结果

假设

协整方程个数

特征值

T 统计量

5% 临界值

P

0.075 23

32.638 47

29.797 07

0.022 9

最多一个

0.022 05

9.410 885

15.494 71

0.328 7

从表 3 中统计量和特征值统计量的检验结果可知,迹检验在5%的显著性水平下拒绝了零个协整向量的原假设,同时能拒绝至多存在一个协整向量的原假设,可能存在两个协整关系。因此可以认为,尽管样本期内FP、GP、NP是非平稳序列,在短期内走势可能出现偏离,但从是长期来看三者之间保持着一致性均衡关系。

2   模型估计与分析

2.1   建立VAR模型

由于各序列平稳,可以建立VAR模型,并在Eviews6.0中得到模型参数估计结果。将参数估计结果写成矩阵形式,为

4    VAR模型整体检验结果

指标

结果

经自由度调整的残差协方差矩阵的行列式

80791.27

未进行自由度调整的残差协方差矩阵的行列式

72902.23

对数似然统计量

-2927.01

AIC信息准则

19.91253

SC信息准则

20.28563

该VAR模型整体检验结果,见表4。在VAR参数估计后,对VAR系统进行检验,由图3可知AR特征多项式根的倒数都在单位圆内,表明VAR满足平稳性条件。

3   VAR平稳性检验结果


2.2    因果关系检验


以上协整关系检验说明动力煤期货价格和现货价格之间存在着动态的平衡关系,但是并没有说明两者是否存在因果关系。运用 Granger 因果关系检验来分析煤炭期货价格和现货价格之间的因果关系。一般来说,由于模型的检验结果依赖于滞后期的选择,Granger 检验法大多是按 AIC 和 SC 准则选取滞后期。为了全面反映两者的因果关系,本文将滞后 8 期内的检验结果都反映出来以便显示煤炭期货价格和现货价格的稳定关系,根据表5 选择3、4作为滞后期。从表 6 中可以看出,滞后期为 3、4时,动力煤现货的国内价格和国际价格互为因果关系,国内期货价格是国内现货价格的格兰杰原因,同时国内期货价格是国际现货价格的格兰杰原因,但二者均只有单向因果关系。在一定程度上,能够说明期货市场作为价格信号,引导现货价格的作用,同时也反映出,我国动力煤价格与国际现货价格形成机制之间的流动性和价格传导作用。



6     格兰杰因果检验结果

原假设

滞后期

F统计量

显著概率

拒绝或接受

GP 不是 FP的格兰杰原因

4

8.711 02

1.00E-06

接受

FP 不是 GP的格兰杰原因

4

3.729 89

0.005 6

拒绝

NP 不是 FP的格兰杰原因

4

1.377 14

0.241 9

接受

FP 不是NP的格兰杰原因

4

3.394 83

0.009 8

拒绝

NP 不是 GP的格兰杰原因

4

2.673 53

0.032 3

拒绝

GP 不是 NP的格兰杰原因

4

5.084 41

0.000 6

拒绝

GP不是FP的格兰杰原因

3

11.301 8

5.00E-07

接受

FP 不是GP的格兰杰原因

3

5.317 8

0.001 4

拒绝

NP不是FP的格兰杰原因

3

1.887 42

0.131 8

接受

FP不是NP的格兰杰原因

3

4.219 1

0.006 1

拒绝

NP 不是GP的格兰杰原因

3

3.981 52

0.008 4

拒绝

GP不是NP的格兰杰原因

3

6.718 98

0.000 2

拒绝

2.3   脉冲响应及方差分解

由VAR模型生成的残差的相关系数矩阵可以看到,FP方程的残差与GP方程、NP方程回归残差之间的相关系数为0.083 653 97、0.10353 141,说明这些回归方程的残差之间存在比较小相关。因此本文只观察方程国内动力煤期货价格(FP)受到一个冲击从而对动力煤国内现货价格(GP)和国际现货价格(NP)的影响。相应的脉冲响应函数图如图4所示。

从图4可以看出,国内动力煤期货价格FP对自身的一个标准新息立即做出了响应,在第一期,价格的这种响应大约在10左右,之后这种冲击对价格的影响在短期内出现较小波动,很快在第四期之后这种影响稳定地缓慢下降。同时,国内期货价格自身的这种扰动冲击对价格影响的持续时间比较长,直到200期(近10个月)后,价格的变化才趋于零。价格响应函数趋于零,是因为所估计的VAR模型是稳定的。从图4可以看到,国内动力煤现货价格GP对期货价格扰动并没有立即做出了响应,国内现货价格GP第一期的响应等于0,在第28期,GP对期货价格扰动做出的相应达到最大(大约7左右)且为正向的。之后国内动力煤现货价格GP对期货价格扰动的响应缓慢下降,在200期后稳定地趋于0。最后,国际动力煤现货价格NP对期货价格扰动立即做出了响应,第一期的响应等于1,在30期达到最大(7.0左右)且为正向的,此后这种响应缓慢减少至200期左右趋于零。

利用脉冲响应函数,分析了动力煤国内期货价格(FP)、国内现货价格(GP)和国际现货价格(NP)对国内动力煤期货价格扰动冲击变化的响应,下面我们将利用方差分解方法分析动力煤国内现货价格(GP)和国际现货价格(NP)对国内期货价格(FP)波动的贡献度。具体在Eviews6.0软件中使用Cholesky Decomposition(分解方法)。从图5可以看到,在一期预测中,期货价格方差全部由自身扰动所引起,在第五期中,国内动力煤期货价格预测方差有86.92%的部分是由自身引起,12.68%的部分是由国内现货价格波动引起的,只有0.40%是由国际现货价格扰动引起的。随着预期的推移,动力煤的国内期货价格预期方差中由非自身因素扰动引起的部分增加,而由期货价格自身波动引起的部分下降但其所占的百分比还是很大。大约在第27期国内现货价格(GP)对期货价格(FP)预测方差影响达到最大值(约19%),之后趋于稳定。而动力煤的国内期货价格预测方差中有自身引起的部分最终在第100期后逐渐稳定在68%,对照国际市场的动力煤现货价格在100期后对期货价格预测方差造成的影响趋于稳定(13%)。

3  结      论

通过对纽卡斯尔NEWC动力煤现货、秦皇岛港口动力煤平仓价和郑州期货商品交易所动力煤期货价格的研究,本文从国内、国际市场两个方面研究了动力煤现货与期货价格之间关联性。主要结论包括如下。

1)动力煤现货价格序列与动力煤期货价格序列,无论在国内外市场均是一阶单整的,二者存在长期稳定的比例关系。

2)VAR模型分析结果表明动力煤现货和期货的价格均受自身以及对方价格变动的影响,从时间纵向来看,动力煤期货价格波动受自身影响持续时间较长,影响程度也比其他因素更大。分析文章的不足之处,在序列的选择方面,由于是以日为时间单位,研究的数据相对较少只适合于短期的研究分析,对于长期的价格波动分析则要求更大的数据规模,必要的考虑动力煤的季节性因素,这也是不同于以往的研究之处。另外一点值得注意的是,在动力煤期货品种的选择上,本文没有选择单一的品种,而是以wind数据库中动力煤期货市场活跃价格作为自变量,其优点是数据的选取操作上更加简便,避免了单一品种在研究区间内价格数据的不连续性,一定程度上更能够反映动力煤整体的价格波动情况。


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