張 茜

（1.湖北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院；2.區(qū)域產(chǎn)業(yè)生態(tài)發(fā)展 湖北工業(yè)大學(xué)協(xié)同創(chuàng)新中心，湖北 武漢 430068）

基于國際原油市場中不同交易者行為的原油價格動態(tài)分析

張 茜1，2

（1.湖北工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院；2.區(qū)域產(chǎn)業(yè)生態(tài)發(fā)展 湖北工業(yè)大學(xué)協(xié)同創(chuàng)新中心，湖北 武漢 430068）

原油的期貨價格是市場對未來現(xiàn)貨市場價格的預(yù)估值，文章根據(jù)期貨市場出清時，期貨合約的總需求為零的條件建立包含套利、套期保值和期貨投機交易行為的原油期貨價格模型。采用FM O LS估計和Phillips-O uliaris殘差單位根檢驗法考察原油期貨市場上的三類主體，套利者、套期保值者和期貨投機者的市場交易行為與N Y M EX的不同到期月份的W TI原油期貨合約價格的動態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明，原油期貨市場已成為期貨投機者的樂土，而對承擔(dān)套期保值者轉(zhuǎn)嫁風(fēng)險的作用有限，原油期貨投機對期貨價格的決定作用遠大于套利交易和套期保值交易，未來現(xiàn)貨價格預(yù)期對期貨價格的影響也非常小。

原油期貨價格；套利；套期保值；期貨投機

一、引言

近幾年中國已著手從國家戰(zhàn)略高度和實體經(jīng)濟角度，推進國內(nèi)大宗商品期貨金融衍生品發(fā)展，以爭取國際大宗商品定價權(quán)。為此，我們需要通過深刻認(rèn)識現(xiàn)已成熟的國際商品期貨市場的本源，分析期貨價格的形成及影響因素，更好地為商品期貨金融衍生品的發(fā)展服務(wù)。國際大宗商品主要劃分為能源商品、農(nóng)林商品和金屬商品，本文選取最具有代表性的原油期貨為研究對象，分析期貨市場不同交易者行為對期貨價格的影響。

約翰·赫爾將商品期貨合約的交易者劃分為三類：套期保值者、投機者和套利者。套期保值者是風(fēng)險厭惡者，同時是現(xiàn)貨市場和期貨市場的參與者，往往是商品的供給者或商品的消費者，他們參與期貨交易的目的是為了對沖現(xiàn)貨市場上的價格風(fēng)險；期貨投機者則是風(fēng)險偏好者，不以購買實物為目的，僅對期貨合約感興趣，他們通過價格的波動獲取利潤；套利者是風(fēng)險中立者，在兩個或更多市場同時買入和賣出合約，套利交易會使不同市場的價格迅速達到均衡，最終套利機會消失。經(jīng)典的期貨價格定價模型根據(jù)期貨溢價（Contango）和現(xiàn)貨溢價（Backwardation）的成因分為倉儲成本理論和風(fēng)險溢價理論兩類（Keynes，1930）[1]。Working（1942）[2]在倉儲成本理論基礎(chǔ)上提出了持有成本假說（Cost-of-Carry Hypothesis），認(rèn)為期貨和現(xiàn)貨間的價差或不同到期日的期貨合約價差取決于存儲（持有）成本、便利收益。持有成本假說解釋了為什么期貨價格與現(xiàn)貨價格在鄰近期貨交割日能夠趨于一致，以及期貨市場對現(xiàn)貨市場供求關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。風(fēng)險溢價理論則認(rèn)為期貨價格是由投機者對風(fēng)險的厭惡程度和套期保值者愿意付出的風(fēng)險補償?shù)拇笮〉木獬潭葲Q定的。Hicks（1974）[3]在此基礎(chǔ)上提出了預(yù)期價格模型，認(rèn)為期貨價格應(yīng)該等于投資者期望的未來的即期現(xiàn)貨價格，考慮存在的不確定性風(fēng)險，調(diào)整后的期貨價格應(yīng)該等于預(yù)期的未來即期價格的風(fēng)險折現(xiàn)值。Schwartz和 Szakmary（1994）[4]利用協(xié)整檢驗WTI原油、取暖油和無鉛汽油的期貨價格與現(xiàn)貨價格的關(guān)系，認(rèn)為原油期貨市場能夠引導(dǎo)現(xiàn)貨市場。Silvapulle和Moosa（1999）[5]也通過檢驗 WTI原油期貨和美國原油現(xiàn)貨價格之間的線性和非線性因果關(guān)系，得到期貨價格可以引導(dǎo)現(xiàn)貨價格，但是它們之間是相互影響的結(jié)論。Ripple和Moosa（2007）[6]，Garbade 和 Silber（1983）[7]的模型框架對 WTI原油期貨合約的價格發(fā)現(xiàn)和風(fēng)險規(guī)避功能進行分析，認(rèn)為原油期貨價格對現(xiàn)貨價格的引導(dǎo)作用大于現(xiàn)貨價格對期貨價格的引導(dǎo)作用，期貨市場具有一定的價格發(fā)現(xiàn)作用。

在2008年金融危機爆發(fā)之前，原油價格出現(xiàn)了異乎尋常的飛速上漲，而金融危機爆發(fā)之際，原油價格又開始快速回落。對于國際油價的這種走勢，各類研究得到的結(jié)論不盡相同。相當(dāng)一部分學(xué)者認(rèn)為投機交易是引起國際原油期貨價格大幅上漲和劇烈波動的重要原因（Kaufmann，2009，2011）[8-9]，但是也有一部分學(xué)者認(rèn)為投機活動有助于提高國際原油期貨市場的流動性，實現(xiàn)價格發(fā)現(xiàn)和風(fēng)險規(guī)避的基本功能，并降低國際油價波動（Harris和Buyuksahin，2009）[10]。

由于期貨市場自身的特殊性，本文意在通過考察原油期貨市場中套利者、套期保值者和期貨投機者的市場交易行為與原油期貨價格的長期以及動態(tài)關(guān)系，分析不同交易主體是否能夠有效解釋原油期貨價格的變化。本文對原油期貨市場不同參與者行為對原油期貨價格影響的研究基于以下三個假設(shè)：第一個假設(shè)，F(xiàn)ama（1970）[11]提出的有效市場假說（Efficient Market Hypothesis），認(rèn)為投資者都是理性的，市場對信息的反應(yīng)是有效率的；第二個假設(shè)，Working（1942）[2]提出的持有成本假說（Cost-of-Carry Hypothesis），認(rèn)為期貨價格和現(xiàn)貨價格的價差即為持有成本決定了期貨均衡價格，持有成本由融資利息和倉儲費用組成；第三個假設(shè)，Samuelson（1965）[12]提出的到期效果假設(shè)（Maturity Effect Hypothesis），認(rèn)為離到期日較久的期貨合約受到市場影響機會也較大，故單一事件對其價格變動的影響相對較小，而離到期日較近的期貨合約對市場影響有較為強烈的反應(yīng)。

在以上假設(shè)的基礎(chǔ)上，我們從以下兩點擴展了對原油期貨價格的考察：第一，基于期貨市場出清時，各類交易者最終的期貨合約超額總需求應(yīng)為零的條件，建立包含套利、套期保值和期貨投機交易行為的原油期貨價格模型。第二，采用 FMOLS 估計和 Phillips和 Ouliaris（1990）[13]的殘差單位根檢驗法（residual based unit root test），避免了非平穩(wěn)序列回歸中可能產(chǎn)生的“偽回歸”問題，同時能降低有效樣本偏差，簡化統(tǒng)計推斷程序。我們認(rèn)為這有助于在期貨價格水平和套利、套期保值、期貨投機關(guān)系上得出較為全面而穩(wěn)健的結(jié)論。

本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分，分析原油期貨市場結(jié)構(gòu)，基于不同市場參與者與期貨合約超額需求的關(guān)系而建立經(jīng)濟模型。第三部分，針對理論模型導(dǎo)出的計量方程，以NYMEX的WTI原油期貨合約為例，運用FMOLS對協(xié)整方程系數(shù)進行估計，并Phillips-Ouliaris殘差單位根檢驗進行協(xié)整關(guān)系檢驗，分析原油期貨價格與套利、套期保值和期貨投機之間動態(tài)關(guān)系的經(jīng)驗結(jié)果。第四部分是總結(jié)性評論。

二、原油期貨市場中交易者行為與期貨價格：理論模型

期貨合約價格由交易主體對市場合約需求量和供給量共同決定。商品期貨市場與一般商品市場和金融資產(chǎn)市場不同，在期貨市場中不存在最初的合約供給水平，因此，期貨合約的總供給應(yīng)該為零，期貨合約的總需求也應(yīng)為零（Duffie，1988）[14]。我們利用期貨市場自身的特殊性，建立一個包含套期保值者、套利者和期貨投機者的商品期貨價格理論模型，依據(jù)期貨市場出清時，期貨合約總需求為零的條件得到相應(yīng)的期貨價格。

首先，對于市場中的套利者而言，他們在一個市場以低價買入一種原油資產(chǎn)，同時在另一個市場以較高的價格賣出，以賺取兩者的差價。套利機會最終將在原油現(xiàn)貨和期貨市場的價格恢復(fù)到平衡狀態(tài)時消失，此時存在理論上的期貨均衡價格，記為。那么，套利者在t時對原油期貨合約的超額需求，就是期貨均衡價格與期貨合約交割價格之差的函數(shù)：

其次，對于市場中的套期保值者而言，他們同時參與原油現(xiàn)貨市場和期貨市場的交易。通過對未來現(xiàn)貨價格的預(yù)期（EtST）與原油期貨合約價格之間差異的判斷，進行套期保值交易。那么，套期保值者在t時對原油期貨合約的超額需求可以表示為：

其中，EtST為套期保值者在t時對T時的原油現(xiàn)貨價格的預(yù)期，Et為基于t時刻信息的期望算子。

對于買入期貨合約的多頭套期保值者而言，如果他們進行規(guī)避風(fēng)險的套期保值交易，就必須承受一定的對沖成本，其對沖成本的預(yù)期是由期貨價格與現(xiàn)貨價格預(yù)期之間的差異決定的，即成本損失預(yù)期越小，對原油期貨合約的需求就越大。與此相反，賣出套保者的對沖成本預(yù)期則為因為賣出套保者是期貨合約的供給者，所以，當(dāng)對沖成本預(yù)期上升時，期貨合約供給將下降。

最后，對于期貨投機者而言，他們不進行現(xiàn)貨交易，只是利用期貨合約價格的頻繁波動進行買空賣空的交易活動，以期在價格波動中獲利。因此，當(dāng)T=t+1時，市場僅存在一種在t+1時交割的期貨合約，期貨投機者還無法進行交易，市場的參與者只有套利者和套期保值者。此時，套期保值交易的期貨合約超額需求與套利交易的期貨合約超額需求總和為零時，期貨市場出清。

因此，可以得到當(dāng)T=t+1時的期貨價格：

（5）式所表示的期貨價格是由套利決定的期貨均衡價格和現(xiàn)貨價格預(yù)期的加權(quán)平均決定。

當(dāng)T=t+2時，市場同時存在t+1和t+2時交割的兩種期貨合約，此時期貨投機者可以進行交易。那么，期貨投機者在t時對期貨合約超額需求為：

因此，當(dāng)套期保值交易、套利交易以及期貨投機交易的期貨合約超額需求總和為零時，期貨市場出清：

此時期貨價格為：

當(dāng)T=t+3時，又增加一種月份的交割的期貨合約。期貨投機者可以基于對從t+2時到t+3時交割的期貨價格預(yù)期以及從t+1時到t+3時交割的兩期的期貨價格預(yù)期 ，采取更為靈活的期貨交易策略。那么，期貨投機者在t時的期貨合約超額需求為：

期貨市場出清時的期貨價格為：

其中，γ31表示基于1期的期貨價格預(yù)期時，期貨投機交易對期貨價格形成的影響；γ32表示基于2期的期貨價格時，期貨投機交易對期貨價格形成的影響。

通過上述分析，我們可以將期貨價格推廣到T=t+n的情形，期貨價格的方程為：

其中，γni為不同時期的期貨投機交易對期貨價格的影響。

將其簡化為：

其中，系數(shù)b，c，di分別表示套利交易、套期保值交易的現(xiàn)貨價格預(yù)期，以及不同時期的期貨投機交易對期貨價格的相對作用，系數(shù)值越大表明其在期貨價格決定中的作用越大。

三、不同交易者行為對商品期貨價格的影響：實證分析

（一）數(shù)據(jù)選取及處理方法

通過上述理論模型可知，套期保值交易、套利交易以及期貨投機交易行為與期貨價格緊密相關(guān)。為了估計原油期貨市場不同參與者交易行為的實際影響程度，我們將對理論模型導(dǎo)出的結(jié)構(gòu)化方程（12）進行實證估計。

本文選取美國能源信息署（EIA）公布的美國紐約商業(yè)交易所（NYMEX）1994年1月至2013年10月的四種不同交割月份的WTI原油期貨合約作為期貨價格時間序列。四種不同交割期貨合約分別為：1月合約，2月合約，3月合約，4月合約。

本文的目的是為了檢驗?zāi)Ｐ停?2）不同市場參與者行為對1月至4月交割的WTI原油期貨價格的影響。但模型右側(cè)的變量均無法直接觀測，所以必須通過一定的變換方法獲取所需數(shù)據(jù)。

其中，r為1月歐洲美元利率，π為OECD經(jīng)濟體的通貨膨脹率，根據(jù)消費者物價指數(shù)計算整理得到。數(shù)據(jù)均來自O(shè)ECD Databases。

就預(yù)期變量而言，可以通過以下預(yù)期形成機制得到：

其中，μt+n～I（0），μt+i～I（0）。

當(dāng) T=t+4 時，d1，d2，d3分別表示期貨投機對 1 月、2月、3月交割的期貨合約價格的影響程度。

（二）實證方法選擇

Stock（1987）[15]認(rèn)為，如果非平穩(wěn)變量之間存在協(xié)整關(guān)系，則利用OLS回歸可以得到協(xié)整參數(shù)的超一致（superconsistent）估計量。這使得協(xié)整關(guān)系的估計更為簡單，但這種方法存在兩個缺點：首先，即使OLS的估計量是超一致，但忽略了短期動態(tài)可能導(dǎo)致較大的有限樣本偏差；其次，OLS估計量的漸近分布通常是非標(biāo)準(zhǔn)的，會受到噪聲參數(shù)的影響，從而導(dǎo)致常用的檢驗程序無效。為了解決這些問題，Phillips和 Hansen（1990）[16]則建議對 OLS 估計量進行非參數(shù)修正，即FMOLS估計。與靜態(tài)OLS估計量相比，F(xiàn)MOLS估計理論上降低了有限樣本偏差，且估計量漸近服從混合高斯分布，從而可以簡化協(xié)整參數(shù)的統(tǒng)計推斷程序。本文通過Phillips-Ouliaris檢驗判斷回歸的殘差序列是否平穩(wěn)，進而確定回歸方程的變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。如果殘差序列是平穩(wěn)的，則模型設(shè)定是合理的，回歸方程的因變量和自變量之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系；反之，說明回歸方程的因變量和自變量之間不存在穩(wěn)定均衡的關(guān)系，即便參數(shù)估計的結(jié)果很理想，這種回歸也是沒有意義的。

1.單位根檢驗。由于只有具有相同單整階數(shù)的時間序列才可能存在協(xié)整關(guān)系，因此，首先必須對時間序列進行單位根檢驗，即檢驗時間序列的平穩(wěn)性。對模型（16）中所需變量進行ADF檢驗，判斷每個序列是否為I（1）。關(guān)于ADF檢驗中滯后階數(shù)的選取，在簡約前提下，以消除殘差的序列相關(guān)為準(zhǔn)。

表1是用1994年1月至2013年10月的1個月、2個月、3個月、4個月的WTI原油期貨合約價格，理論期貨均衡價格以及WTI原油現(xiàn)貨價格預(yù)期來做ADF檢驗的結(jié)果。

表1 單位根檢驗結(jié)果

樣本容量為226時，單位根原假設(shè)10%的臨界值是-2.573 625，5%的臨界值是 -2.874 258，1%的臨界值是-3.459 494。結(jié)果顯示上述原序列右側(cè)水平值系數(shù)的t統(tǒng)計量均落在臨界值右側(cè)，故認(rèn)為五個序列都是單位根過程。將每個序列一階差分后，再次進行同樣程序的ADF檢驗表明，差分后的序列都不再含有單位根。檢驗結(jié)果說明上述序列具有相同的單整階數(shù)——均為I（1）過程。

將模型（16）簡化為協(xié)整方程：

令u2t為自變量的一階差分運算因子（first-difference operator），則：

運用最小二乘估計需要構(gòu)建一個長期的協(xié)方差矩陣，但通常普通最小二乘法估計的協(xié)方差矩陣往往會發(fā)生有偏的現(xiàn)象。Park和Phillips（1988）[17]指出，關(guān)于參數(shù)向量的漸進分布實際上取決于相關(guān)綜合誤差向量的長期協(xié)方差矩陣。在樣本容量為T時，不失一般性地假設(shè){ξt}為零均值的弱平穩(wěn)過程，其長期協(xié)方差矩陣Ω為：

對于弱平穩(wěn)過程{ξt}滿足一定的弱收斂條件時，其累加和弱收斂于協(xié)方差矩陣為Ω的向量維納過程?；讦蝨=的結(jié)構(gòu)，長期協(xié)方差矩陣Ω也可分塊表示為：Ω=對協(xié)整方程（17）進行簡單OLS估計得到的參數(shù)矩陣B的超一致估計T（-B），但OLS估計量的漸近分布是非標(biāo)準(zhǔn)的。

為得到服從標(biāo)準(zhǔn)分布的協(xié)整參數(shù)估計量，Phillips和Hansen（1990）[16]對普通最小二乘法進行了充分調(diào)整，改進后的方法引入了非參數(shù)修正，消除噪聲參數(shù)對統(tǒng)計量漸近分布的影響，使作為結(jié)果的干擾項在長期中與一階差分因子不相關(guān)。調(diào)整后的因變量可以表示為，對應(yīng)的擾動項可以變換為

因此，協(xié)整回歸模型（17）轉(zhuǎn)化為：

對模型（20）進行回歸分析，得到協(xié)整參數(shù)矩陣B的FMOLS估計量+。FMOLS估計量不僅可以降低協(xié)整參數(shù)的估計偏差，而且漸近服從混合高斯分布，從而能夠利用標(biāo)準(zhǔn)檢驗程序?qū)?shù)進行統(tǒng)計推斷。

然后，我們需要通過判斷回歸的殘差序列是否平穩(wěn)，進而確定回歸方程的變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。如果殘差序列是平穩(wěn)的，則模型設(shè)定是合理的，回歸方程的因變量和自變量之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系；反之，說明回歸方程的因變量和自變量之間不存在穩(wěn)定均衡的關(guān)系，即便參數(shù)估計的結(jié)果很理想，這種回歸也是沒有意義的。

相較于Engle-Granger檢驗采用參數(shù)ADF方法，Phillips-Ouliaris檢驗則采用非參數(shù)Phillips-Perron（PP）方法。Engle-Granger檢驗對回歸模型的結(jié)構(gòu)變化很敏感，在小樣本下，參數(shù)估計誤差較大，ADF臨界值需要進行修正。Phillips-Ouliaris檢驗針對回歸系數(shù)本身進行檢驗，在小樣本下，檢驗具有更好的檢驗精度。

（三）實證結(jié)果分析

表2給出了，通過FMOLS估計得到的參數(shù)估計值，以及利用Phillips-Ouliaris殘差單位根檢驗法得到1月至4月交割的期貨合約價格的協(xié)整回歸檢驗和系數(shù)約束檢驗的結(jié)果?；诤徒y(tǒng)計量以判斷模型（16）的回歸殘差是否平穩(wěn)，進而確定是否存在協(xié)整關(guān)系。并且對受約束條件：a=0，b=1進行檢驗。

根據(jù) Phillips 和 Ouliaris（1990）[13]報告的和臨界值，對表2中和統(tǒng)計量的判斷，在99%置信水平上拒絕不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)，即所有方程均拒絕了變量間不存在協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。

表2 協(xié)整檢驗與系數(shù)約束檢驗

通過對系數(shù)a=0約束條件進行Wald系數(shù)約束檢驗，3個月期貨合約協(xié)整方程和4個月期貨合約協(xié)整方程中P值分別為0.088 5和0.802 2，不能拒絕a=0的約束條件，而1個月和2個月期貨合約協(xié)整方程均拒絕a=0的約束條件。對于系數(shù)約束：b=1，四種期貨合約價格的協(xié)整方程均拒絕此系數(shù)約束條件。

通過對表2結(jié)果分析可知，對于套利交易而言，當(dāng)市場中還沒有期貨投機者參與時，期貨合約價格幾乎由套利價格決定。但當(dāng)期貨投機者參與市場交易時，套利價格與實際期貨合約價格存在反向關(guān)系，套利行為一定程度上會使期貨價格下降，有助于將扭曲的市場價格重新拉回來至正常水平。但隨著原油期貨合約種類增長，套利交易對期貨價格的影響逐漸下降，如表2所示，當(dāng)市場同時存在1月、2月、3月、4月原油期貨合約時，套利交易對原油期貨價格的影響僅為-0.004 5。就原油現(xiàn)貨價格預(yù)期而言，其對原油期貨價格的作用非常小。這一定程度上說明了套期保值交易對于原油期貨價格的決定作用較小。因為，套期保值交易主要是通過對未來現(xiàn)貨價格的預(yù)期，利用期貨市場規(guī)避或轉(zhuǎn)移現(xiàn)貨價格漲跌帶來風(fēng)險。

系數(shù) d1，d2，d3分別表示自變量 1月、2月、3月原油期貨合約價格在協(xié)整回歸中的相對重要性，反映了期貨投機行為對原油期貨價格的影響相對程度。根據(jù)表2顯示的結(jié)果，對于原油期貨價格而言，受到與其鄰近的期貨合約價格影響最大。

四、結(jié)論

一般認(rèn)為期貨市場的基本功能是價格發(fā)現(xiàn)和風(fēng)險規(guī)避，為交易者提供準(zhǔn)確的價格信號。但是近幾年原油期貨市場的表現(xiàn)讓人不禁質(zhì)疑這種說法的準(zhǔn)確性。本文基于原油期貨市場中套利者、套期保值者和期貨投機者的不同交易行為，結(jié)合商品期貨市場特征，建立一個原油期貨價格決定模型，并實證估計了各類不同市場參與者行為對WTI原油期貨合約價格的影響。綜合理論和實證結(jié)果可知，原油期貨投機對期貨價格的決定作用遠大于套利交易和套期保值交易，未來現(xiàn)貨價格預(yù)期對期貨價格的影響也非常小。

由此可見，不同的交易主體在原油期貨市場上的交易目的不同，持有的期貨合約規(guī)模和期限也不同，對原油期貨價格的影響也不同，他們相互之間的交易行為對油價的形成起到至關(guān)重要的作用。就石油市場而言，參與者可分為商業(yè)交易者和非商業(yè)交易者。商業(yè)交易者往往即為套期保值者，實際參與石油相關(guān)業(yè)務(wù)的商業(yè)機構(gòu)，他們涉及石油的供應(yīng)、消費以及儲存，他們的交易目的主要是通過持有原油期貨來規(guī)避通貨膨脹等經(jīng)濟風(fēng)險，主要買入近期合約，并在交割月臨近時將持倉移至較遠的月份合約，其收益來源于長期持倉及合理的期限結(jié)構(gòu)。作為套期保值者的主要交易對手，非商業(yè)交易者則不涉及實際石油相關(guān)業(yè)務(wù)。他們對實物不感興趣，交易策略更為積極，主動調(diào)整投資策略，在市場多頭和空頭之間頻繁轉(zhuǎn)換原油期貨合約獲利。尤其是，近年來，商品指數(shù)基金作為石油期貨市場中的一種新型參與者，它們進入期貨市場的方式往往是通過大型投資銀行的互換協(xié)議，它們只做多頭不做空頭，并且長期持有石油期貨合約。在期貨合約快到期時，商品指數(shù)基金轉(zhuǎn)換頭寸（Rolling）以保持長期持有。因而，原油期貨投機也并不如想象中的那樣可以減少套期保值者的市場風(fēng)險，甚至?xí)哟笫袌錾显蛢r格波動的風(fēng)險。

【參考文獻】

[1]Keynes，J.M.，A Treatise on Money：In 2 Volumes.1930：Macmillan&Company.

[2]Working H..Quotations on commodity futures as price forecasts.Econometrica[J].Journal of the Econometric Society，1942：39-52.

[3]Hicks，J.R.，Value and capital.Clarendon press Oxford，1974，2.

[4]Schwarz T.V.，A.C.Szakmary，Price discovery in petroleum markets：arbitrage，cointegration，and the time interval of analysis[J].Journal of Futures Markets，1994，14（2）：147-167.

[5]Silvapulle P.，I.A.Moosa，The relationship between spot and futures prices：evidence from the crude oil market[J].Journal of Futures Markets，1999，19（2）：175-193.

[6]Ripple R.D.，I.A.Moosa，Hedging effectiveness and futures contract maturity：the case of NYMEX crude oil futures[J].Applied Financial Economics，2007，17（9）：683-689.

[7]Garbade K.D.，W.L.Silber.Price Movements and Price Discovery in Futures and Cash Markets[J].The Review of Economics and Statistics，1983，65（2）：289-297.

[8]Kaufmann R.K..The role of market fundamentals and speculation in recent price changes for crude oil[J].Energy Policy，2011，39（1）：105-115.

[9]Kaufmann R.K.，B.Ullman，Oil prices，speculation，and fundamentals：Interpreting causal relations among spot and futures prices[J].Energy Economics，2009，31（4）：550-558.

[10]Harris J.H.，B.Buyuksahin.The Role of Speculators in the Crude Oil Futures Market.SSRN eLibrary.Available at http：//ssrn.com/paper，2009.1435042.

[11]Fama E.F.，Efficient capital markets：A review of theory and empirical work[J].The journal of Finance，1970，25（2）：383-417.

[12]Samuelson P.A..Proof that properly anticipated prices fluctuate randomly[J].Industrial management review，1965，6（2）.

[13]Phillips P.C.B.，S.Ouliaris，Asymptotic Properties of Residual Based Tests for Cointegration[J].Econometrica，1990，58（1）：165-193.

[14]Duffie D..Security markets：Stochastic models.Academic Press San Diego，CA.，1988，19821.

[15]Stock J.H..Asymptotic Properties of Least Squares Estimators of Cointegrating Vectors[J].Econometrica，1987，55（5）：1035-1056.

[16]Phillips P.C.B.，B.E.Hansen，Statistical Inference in Instrumental Variables Regression with I（1） Processes[J].Review of Economic Studies，1990，57（1）：99-125.

[17]Phillips P.C.B.，J.Y.Park，On the Formulation of Wald Tests of Nonlinear Restrictions[J].Econometrica，1988，56（5）：1065-1083.

[18]Buyuksahin B.A.H.J..Do speculators drive crude oil futures prices?[J].The Energy Journal，2011，32（2）：167-202.

（責(zé)任編輯：C 校對：L）

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1004-2768（2017）08-0118-06

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湖北循環(huán)經(jīng)濟發(fā)展研究中心開放基金重點項目（HXFKY1403、HXFKY1506）；湖北工業(yè)大學(xué)高層次人才科研啟動金項目（BSQD13061）

張茜（1984-），湖北武漢人，經(jīng)濟學(xué)博士，湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院、區(qū)域產(chǎn)業(yè)生態(tài)發(fā)展湖北工業(yè)大學(xué)協(xié)同創(chuàng)新中心講師，研究方向：世界經(jīng)濟、能源經(jīng)濟。