國際原油價格與期貨價格的協(xié)整及波動關聯(lián)性深度剖析一、引言1.1研究背景與意義在全球經(jīng)濟和金融體系中，原油占據(jù)著舉足輕重的地位，被譽為“工業(yè)的血液”。國際原油價格及其期貨價格的波動，對全球經(jīng)濟發(fā)展、金融市場穩(wěn)定以及各行業(yè)的運營都產(chǎn)生著深遠影響。原油作為最重要的基礎能源和化工原料之一，其價格波動直接關系到全球經(jīng)濟的興衰。當國際原油價格上升時，會顯著增加各行業(yè)的生產(chǎn)成本。以交通運輸業(yè)為例，油價上漲使得航空、海運、公路運輸?shù)瘸杀敬蠓噬M而可能導致物流費用增加，影響商品的流通和銷售價格。對于制造業(yè)而言，原油價格的波動會影響原材料成本，因為許多化工產(chǎn)品都以原油為基礎原料，成本的上升可能壓縮企業(yè)利潤空間，甚至影響企業(yè)的生產(chǎn)規(guī)模和投資決策。此外，原油價格的變動還會通過影響能源價格，進而對通貨膨脹水平產(chǎn)生影響。當原油價格上漲時，可能引發(fā)能源價格的全面上升，推動整體物價水平上漲，形成通貨膨脹壓力；反之，原油價格下跌則可能緩解通貨膨脹壓力。這種價格波動對全球經(jīng)濟增長的影響也十分顯著，高油價可能抑制經(jīng)濟增長，而低油價則可能刺激經(jīng)濟復蘇。國際原油期貨市場作為全球金融市場的重要組成部分，其價格波動對金融市場的影響不容小覷。原油期貨價格的變化會直接影響石油相關企業(yè)的股價表現(xiàn)。當原油期貨價格上升時，石油生產(chǎn)企業(yè)的利潤往往會增加，其股票價格可能隨之上漲；而對于石油消費企業(yè)，如航空公司、化工企業(yè)等，成本的上升可能導致利潤下降，股價可能受到負面影響。此外，原油期貨價格波動還會影響債券市場，因為原油價格的變化會影響國家和企業(yè)的信用風險。當原油價格大幅波動時，可能引發(fā)投資者對經(jīng)濟前景的擔憂，導致資金流向的變化，進而影響債券市場的供求關系和價格走勢。同時，原油期貨市場的波動也會對其他金融衍生品市場產(chǎn)生連鎖反應，影響整個金融市場的穩(wěn)定性。研究國際原油價格及其期貨價格的協(xié)整性和波動性，對于投資者、企業(yè)和政策制定者都具有重要的決策參考價值。對于投資者來說，準確把握兩者的協(xié)整性和波動性，有助于制定更加科學合理的投資策略。通過對協(xié)整關系的分析，投資者可以了解原油現(xiàn)貨價格和期貨價格之間的長期均衡關系，從而判斷市場是否存在套利機會。如果兩者出現(xiàn)偏離均衡的情況，投資者可以利用這種差異進行套利操作，獲取利潤。同時，對波動性的研究可以幫助投資者評估投資風險，合理配置資產(chǎn)。不同的投資者具有不同的風險承受能力和投資目標，通過對原油價格波動性的分析，投資者可以根據(jù)自身情況選擇合適的投資產(chǎn)品和投資時機，降低投資風險，提高投資收益。對于企業(yè)而言，了解國際原油價格及其期貨價格的關系和波動特征，有助于企業(yè)進行有效的風險管理和生產(chǎn)決策。能源企業(yè)可以利用原油期貨市場進行套期保值，鎖定未來的采購成本或銷售價格，降低價格波動帶來的風險。例如，石油生產(chǎn)企業(yè)可以通過賣出原油期貨合約，提前鎖定銷售價格，避免因油價下跌而導致的收入減少；而石油消費企業(yè)則可以通過買入原油期貨合約，鎖定采購價格，防止油價上漲帶來的成本增加。此外，企業(yè)還可以根據(jù)原油價格的波動趨勢，合理安排生產(chǎn)計劃和庫存管理。當預計油價上漲時，企業(yè)可以適當增加庫存，降低未來的采購成本；當預計油價下跌時，企業(yè)可以減少庫存，避免庫存價值的縮水。對于政策制定者來說，研究國際原油價格及其期貨價格的協(xié)整性和波動性，為制定宏觀經(jīng)濟政策和能源政策提供了重要依據(jù)。政府可以根據(jù)原油價格的波動情況，采取相應的財政政策和貨幣政策來穩(wěn)定經(jīng)濟增長和控制通貨膨脹。在油價上漲導致通貨膨脹壓力增大時，政府可以采取緊縮性的貨幣政策，提高利率，減少貨幣供應量，抑制通貨膨脹；同時，政府也可以通過財政補貼等方式，減輕油價上漲對低收入群體和相關行業(yè)的影響。在能源政策方面，政府可以根據(jù)原油價格的長期趨勢，制定合理的能源發(fā)展戰(zhàn)略，促進能源結構的優(yōu)化和調(diào)整。當原油價格長期處于高位時，政府可以加大對新能源的扶持力度，鼓勵企業(yè)和社會資本投資新能源領域，減少對傳統(tǒng)石油能源的依賴，提高能源安全保障水平。國際原油價格及其期貨價格的協(xié)整性和波動性研究，對于深入理解全球經(jīng)濟和金融市場的運行機制，以及為投資者、企業(yè)和政策制定者提供科學合理的決策依據(jù)具有重要意義。通過對這一領域的研究，可以更好地應對原油價格波動帶來的各種挑戰(zhàn)和機遇，促進全球經(jīng)濟的穩(wěn)定發(fā)展和金融市場的平穩(wěn)運行。1.2研究目的與創(chuàng)新點本研究旨在深入揭示國際原油價格與期貨價格之間的協(xié)整關系，精確剖析兩者的波動性特征及其背后的影響因素。通過對這些關鍵問題的研究，為投資者提供更具科學性和可靠性的投資決策依據(jù)，幫助企業(yè)更有效地進行風險管理和生產(chǎn)決策，同時也為政策制定者制定宏觀經(jīng)濟政策和能源政策提供有力的數(shù)據(jù)支持和理論參考。在研究創(chuàng)新點方面，本研究采用了最新的數(shù)據(jù)，確保研究結果能夠反映當前國際原油市場的最新動態(tài)和趨勢。同時，本研究綜合考慮了多種因素對國際原油價格及其期貨價格協(xié)整性和波動性的影響，包括全球經(jīng)濟形勢、地緣政治事件、供需關系、金融市場因素等，突破了以往研究僅關注單一或少數(shù)因素的局限，使研究結果更加全面和準確。此外，本研究運用了多種先進的計量經(jīng)濟學模型和分析方法，如協(xié)整檢驗、向量自回歸模型（VAR）、廣義自回歸條件異方差模型（GARCH）等，對數(shù)據(jù)進行深入分析和挖掘，提高了研究的科學性和嚴謹性。1.3研究方法與技術路線本研究采用了多種科學有效的研究方法，以確保研究的科學性和可靠性。在數(shù)據(jù)收集方面，通過專業(yè)的金融數(shù)據(jù)平臺、能源行業(yè)數(shù)據(jù)庫以及權威的國際組織報告，收集了國際原油價格和期貨價格的歷史數(shù)據(jù)。同時，還收集了相關的宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)，如全球GDP增長率、主要經(jīng)濟體的通貨膨脹率、利率等；以及地緣政治事件數(shù)據(jù)，如中東地區(qū)的沖突事件、產(chǎn)油國的政策調(diào)整等。這些數(shù)據(jù)為后續(xù)的分析提供了豐富的信息基礎。在協(xié)整性分析方面，運用了協(xié)整檢驗方法，其中最常用的是Johansen協(xié)整檢驗。該方法基于向量自回歸模型（VAR），通過構建誤差修正模型（VECM）來檢驗變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。具體步驟如下：首先對國際原油價格和期貨價格序列進行平穩(wěn)性檢驗，常用的方法有ADF檢驗、PP檢驗等，以確定序列是否滿足協(xié)整檢驗的前提條件。若序列非平穩(wěn)，但存在同階單整，則可以進行Johansen協(xié)整檢驗。通過估計VAR模型的參數(shù)，得到協(xié)整向量和協(xié)整秩，從而判斷兩者之間是否存在協(xié)整關系。若存在協(xié)整關系，則進一步分析協(xié)整向量的系數(shù)，以確定兩者之間的長期均衡關系。例如，如果協(xié)整向量表明原油期貨價格每上漲1個單位，國際原油價格在長期內(nèi)將上漲0.8個單位，這就揭示了兩者之間具體的數(shù)量關系。在波動性分析方面，運用廣義自回歸條件異方差模型（GARCH）及其擴展模型，如EGARCH、TGARCH等。GARCH模型能夠很好地捕捉金融時間序列的波動集聚性和異方差性。以GARCH(1,1)模型為例，其條件方差方程為\sigma_{t}^{2}=\omega+\alpha\epsilon_{t-1}^{2}+\beta\sigma_{t-1}^{2}，其中\(zhòng)omega為常數(shù)項，\alpha和\beta分別為ARCH項和GARCH項的系數(shù)，\epsilon_{t-1}^{2}為上一期的殘差平方，\sigma_{t-1}^{2}為上一期的條件方差。通過估計這些參數(shù)，可以分析原油價格波動的持續(xù)性和杠桿效應。如果\alpha+\beta接近1，說明波動具有很強的持續(xù)性；若EGARCH模型中杠桿效應系數(shù)顯著不為零，則表明價格波動存在非對稱效應，即利空消息和利好消息對價格波動的影響程度不同。本研究的技術路線如下：首先明確研究問題，即國際原油價格及其期貨價格的協(xié)整性和波動性。然后進行數(shù)據(jù)收集與整理，對收集到的數(shù)據(jù)進行清洗和預處理，確保數(shù)據(jù)的準確性和完整性。接著進行協(xié)整性分析，運用協(xié)整檢驗方法判斷國際原油價格和期貨價格之間是否存在長期均衡關系，并分析其具體的數(shù)量關系。之后進行波動性分析，運用GARCH模型及其擴展模型對兩者的波動性進行建模和分析，探究波動的特征和影響因素。最后根據(jù)分析結果，結合相關理論和實際情況，得出研究結論，并提出相應的政策建議和投資策略建議。二、理論基礎與文獻綜述2.1相關理論基礎2.1.1期貨價格理論期貨價格的形成是一個復雜的過程，涉及多種因素的相互作用。其形成機制基于市場參與者對未來現(xiàn)貨價格的預期以及各種成本因素。在原油期貨市場中，持有成本理論是解釋期貨價格形成的重要理論之一。該理論認為，現(xiàn)貨價格和期貨價格的差（即持有成本）由三部分組成：融資利息、倉儲費用和持有收益。融資利息是指投資者為持有現(xiàn)貨原油而借入資金所支付的利息成本。在實際市場中，投資者通常需要投入一定的資金來購買原油現(xiàn)貨，若資金并非自有，就會產(chǎn)生融資利息。例如，某投資者通過貸款購買原油現(xiàn)貨，貸款年利率為5%，那么這5%的年利率就是其融資利息的一部分。倉儲費用則是存儲原油所需的費用，包括倉庫租賃費用、保管費用、損耗費用等。不同地區(qū)、不同類型的倉庫，其倉儲費用會有所差異。在一些大型原油存儲基地，由于規(guī)模效應，單位原油的倉儲費用可能相對較低；而在一些小型倉庫，倉儲費用可能會相對較高。持有收益是指持有原油現(xiàn)貨期間所獲得的收益，如原油價格上漲帶來的增值收益、原油的股息或紅利收益（若原油具有類似收益分配機制）等。假設在某一時刻，原油的現(xiàn)貨價格為每桶50美元，投資者計劃持有原油現(xiàn)貨3個月。融資利息按照年化利率4%計算，3個月的融資利息成本為50×4%×3/12=0.5美元；倉儲費用每月每桶0.2美元，3個月的倉儲費用為0.2×3=0.6美元；若預期在這3個月內(nèi)原油價格不會上漲，即持有收益為0。根據(jù)持有成本理論，此時3個月后的原油期貨價格理論上應為50+0.5+0.6=51.1美元。持有成本理論在原油期貨價格中的應用具有重要意義。它為投資者和市場參與者提供了一個評估期貨價格合理性的框架。當期貨價格偏離根據(jù)持有成本理論計算出的理論價格時，就可能存在套利機會。若實際的3個月原油期貨價格為52美元，高于理論價格51.1美元，投資者可以通過買入原油現(xiàn)貨，同時賣出3個月后的期貨合約，在到期時以現(xiàn)貨交割期貨合約，從而獲取無風險套利利潤。這種套利行為會促使市場價格回歸到合理水平，使期貨價格與現(xiàn)貨價格之間保持合理的關系。除了持有成本理論，市場預期理論也對期貨價格的形成有著重要影響。市場參與者會根據(jù)對未來原油供求關系、宏觀經(jīng)濟形勢、地緣政治等因素的預期來決定自己的買賣行為，從而影響期貨價格。若市場普遍預期未來全球經(jīng)濟增長強勁，對原油的需求將大幅增加，而供應可能因某些地緣政治因素受到限制，那么投資者就會預期原油價格上漲，從而推動原油期貨價格上升。在2020年初，新冠疫情爆發(fā)初期，市場預期全球經(jīng)濟將受到嚴重沖擊，對原油需求大幅下降，原油期貨價格隨之大幅下跌。2.1.2協(xié)整理論協(xié)整理論是現(xiàn)代計量經(jīng)濟學中分析非平穩(wěn)時間序列之間長期均衡關系的重要工具。在經(jīng)濟和金融領域，許多時間序列數(shù)據(jù)，如國際原油價格和期貨價格，往往呈現(xiàn)出非平穩(wěn)性，但它們之間可能存在著某種長期穩(wěn)定的關系。協(xié)整的概念是指，如果兩個或多個非平穩(wěn)時間序列的線性組合構成一個平穩(wěn)的時間序列，那么就稱這些序列之間存在協(xié)整關系。在國際原油市場中，假設國際原油價格序列P_{s}和原油期貨價格序列P_{f}都是非平穩(wěn)的，但存在一個線性組合P_{s}-\betaP_{f}（其中\(zhòng)beta為協(xié)整系數(shù)）是平穩(wěn)的，那么就可以說國際原油價格和期貨價格之間存在協(xié)整關系。這意味著盡管它們在短期內(nèi)可能會出現(xiàn)波動和偏離，但從長期來看，它們之間存在著一種穩(wěn)定的均衡關系，不會出現(xiàn)長期的背離。常見的協(xié)整檢驗方法有恩格爾-格蘭杰（Engle-Granger）兩步法和約翰森（Johansen）檢驗。恩格爾-格蘭杰兩步法首先對兩個非平穩(wěn)時間序列進行回歸，得到回歸殘差，然后對殘差進行單位根檢驗。若殘差是平穩(wěn)的，則表明這兩個時間序列存在協(xié)整關系。而約翰森檢驗是一種基于向量自回歸模型（VAR）的多變量協(xié)整檢驗方法，它可以同時檢驗多個變量之間的協(xié)整關系，并確定協(xié)整向量的個數(shù)和具體形式。協(xié)整理論在分析國際原油價格和期貨價格長期均衡關系中具有重要作用。通過協(xié)整檢驗，可以判斷兩者之間是否存在長期穩(wěn)定的關系。若存在協(xié)整關系，就可以進一步建立誤差修正模型（VECM）來描述它們之間的短期波動和長期均衡調(diào)整機制。誤差修正模型可以反映出當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)如何進行調(diào)整以恢復均衡狀態(tài)。這對于投資者和市場參與者來說，有助于準確把握國際原油價格和期貨價格的走勢，制定合理的投資策略和風險管理方案。如果通過協(xié)整分析發(fā)現(xiàn)國際原油價格和期貨價格存在長期均衡關系，且當前期貨價格相對于現(xiàn)貨價格出現(xiàn)了較大的偏離，投資者就可以根據(jù)這種偏離情況，結合誤差修正模型的預測，判斷未來價格的調(diào)整方向，從而進行相應的投資操作。2.1.3波動性理論及模型在金融市場中，波動性是衡量資產(chǎn)價格波動程度的重要指標，它反映了市場的不確定性和風險水平。對于國際原油市場而言，了解其價格的波動性特征及其背后的影響因素，對于投資者、企業(yè)和政策制定者都具有重要意義。ARCH（自回歸條件異方差）模型和GARCH（廣義自回歸條件異方差）模型是常用的用于分析金融時間序列波動性的模型。ARCH模型由Engle在1982年提出，其基本思想是金融時間序列的條件方差不僅取決于過去的誤差項，還取決于過去的條件方差。ARCH(p)模型的條件方差方程為\sigma_{t}^{2}=\omega+\sum_{i=1}^{p}\alpha_{i}\epsilon_{t-i}^{2}，其中\(zhòng)sigma_{t}^{2}表示第t期的條件方差，即波動性；\omega是一個常數(shù)項，表示長期平均方差；\alpha_{i}是ARCH項的系數(shù)，表示過去的誤差項對當前波動性的影響程度；\epsilon_{t-i}^{2}是第t-i期的誤差項的平方。在國際原油價格波動分析中，如果\alpha_{i}的值較大，說明過去的價格波動對當前波動性的影響較大，即價格波動具有較強的集聚性。GARCH模型是對ARCH模型的擴展，由Bollerslev在1986年提出。GARCH(p,q)模型的條件方差方程為\sigma_{t}^{2}=\omega+\sum_{i=1}^{p}\alpha_{i}\epsilon_{t-i}^{2}+\sum_{j=1}^{q}\beta_{j}\sigma_{t-j}^{2}，其中除了包含ARCH項外，還增加了GARCH項\sum_{j=1}^{q}\beta_{j}\sigma_{t-j}^{2}，\beta_{j}是GARCH項的系數(shù)，表示過去的波動性對當前波動性的影響程度。這使得GARCH模型能夠更好地捕捉金融時間序列波動的持續(xù)性和聚集性。在分析國際原油價格波動時，若\beta_{j}的值較大，說明過去的波動性對當前波動性的影響持續(xù)存在，即原油價格的波動具有較強的記憶性。例如，在某一時期，國際原油市場受到地緣政治沖突的影響，價格出現(xiàn)了大幅波動，這種波動可能會在后續(xù)的一段時間內(nèi)持續(xù)影響原油價格的波動性。這些波動性模型用于分析原油價格波動具有諸多優(yōu)勢。它們能夠準確地刻畫原油價格波動的時變性和聚集性特征，為投資者和市場參與者提供了更精確的風險評估工具。通過這些模型，可以對原油價格的未來波動進行預測，幫助投資者制定合理的投資策略。投資者可以根據(jù)模型預測的波動性，合理調(diào)整投資組合的風險暴露程度，以降低投資風險。這些模型還可以幫助政策制定者更好地理解原油市場的運行機制，為制定相關政策提供依據(jù)。在面對原油價格的大幅波動時，政策制定者可以根據(jù)波動性模型的分析結果，采取相應的政策措施來穩(wěn)定市場。2.2國內(nèi)外文獻綜述在國際原油價格與期貨價格協(xié)整性研究方面，眾多學者展開了深入探討。Garbade和Silver（1983）率先對期貨與現(xiàn)貨價格引導關系進行實證檢驗分析，并構建了展示二者關系的動態(tài)分析模型，為后續(xù)研究奠定了重要基礎。此后，許多研究以此模型為依托，不斷拓展和深化對原油期貨價格與現(xiàn)貨價格關系的認識。扈文秀和姚小劍（2011）以WTI原油為例，運用協(xié)整檢驗、向量誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗以及脈沖響應、方差分解等方法，定量分析了國際原油期貨市場的價格發(fā)現(xiàn)功能。研究結果表明，WTI原油期貨價格與現(xiàn)貨價格存在長期均衡關系，且在期貨合約初期，WTI原油現(xiàn)貨市場具有部分價格發(fā)現(xiàn)功能，但隨著時間推移，該功能逐漸減弱并最終趨于消失，而WTI原油期貨市場在價格發(fā)現(xiàn)過程中起主導作用。這一研究成果為理解原油期貨市場的運行機制提供了有力的實證支持，也為投資者和市場參與者在制定投資策略和決策時提供了重要參考。在波動性研究領域，ARCH模型和GARCH模型及其擴展模型被廣泛應用于分析原油價格的波動特征。Engle（1982）提出的ARCH模型，首次揭示了金融時間序列中波動的聚類現(xiàn)象，為波動性研究開辟了新的道路。Bollerslev（1986）在此基礎上進行擴展，提出了GARCH模型，使得對波動的持續(xù)性和聚集性的刻畫更加精準。此后，學者們不斷對這些模型進行改進和拓展，如EGARCH、TGARCH等模型的出現(xiàn)，進一步豐富了對金融時間序列波動非對稱效應的研究。在原油市場波動性研究中，這些模型被大量運用。如趙進文和黃彥（2006）運用EGARCH模型對國際原油價格波動進行分析，發(fā)現(xiàn)國際原油價格波動存在顯著的非對稱效應，即利空消息對價格波動的影響大于利好消息。這一發(fā)現(xiàn)對于投資者和市場參與者準確把握原油價格波動規(guī)律，制定合理的風險管理策略具有重要意義。盡管已有研究在國際原油價格與期貨價格協(xié)整性和波動性方面取得了豐碩成果，但仍存在一定的局限性。在協(xié)整性研究中，部分研究在樣本選取上存在局限性，未能充分涵蓋不同經(jīng)濟周期和市場環(huán)境下的數(shù)據(jù)，這可能導致研究結果的普適性受到影響。在分析影響因素時，一些研究僅關注了部分主要因素，如供需關系、宏觀經(jīng)濟指標等，而對地緣政治事件、金融市場投機行為等其他重要因素的綜合考慮不足，使得對協(xié)整關系背后深層次原因的解釋不夠全面。在波動性研究方面，雖然ARCH類模型在刻畫原油價格波動特征方面具有一定優(yōu)勢，但這些模型對市場結構變化和突發(fā)事件的適應性有待提高。當市場出現(xiàn)重大結構調(diào)整或突發(fā)極端事件時，模型的預測精度可能會受到較大影響?，F(xiàn)有研究在對不同波動模型的比較和選擇上，缺乏統(tǒng)一的標準和方法，導致研究結果之間的可比性較差，難以形成具有廣泛共識的結論。本文將針對上述不足展開深入研究。在樣本選取上，將盡可能涵蓋更長時間跨度、更多市場環(huán)境的數(shù)據(jù)，以提高研究結果的可靠性和普適性。在分析影響因素時，將全面綜合考慮全球經(jīng)濟形勢、地緣政治事件、供需關系、金融市場因素等多方面因素，運用更先進的計量經(jīng)濟學方法，深入挖掘各因素對國際原油價格及其期貨價格協(xié)整性和波動性的影響機制。在波動性研究中，將進一步探索和改進波動模型，提高模型對市場結構變化和突發(fā)事件的適應性，并建立科學合理的模型比較和選擇標準，以得出更具說服力和應用價值的研究結論。三、國際原油價格與期貨價格的現(xiàn)狀分析3.1國際原油市場概述全球原油生產(chǎn)格局呈現(xiàn)出多元化且分布不均的特點。中東地區(qū)作為全球原油的核心產(chǎn)區(qū)，擁有豐富的石油儲量和強大的生產(chǎn)能力。沙特阿拉伯、伊朗、伊拉克等國家是中東地區(qū)的主要產(chǎn)油國，沙特阿拉伯的原油產(chǎn)量長期位居世界前列，其擁有多個大型油田，如加瓦爾油田，是全球最大的陸上油田，日產(chǎn)原油量可達數(shù)百萬桶。根據(jù)國際能源署（IEA）的數(shù)據(jù)，中東地區(qū)的原油產(chǎn)量在全球總產(chǎn)量中占比高達30%以上，其石油出口量對全球原油市場的供應平衡起著關鍵作用。除中東地區(qū)外，北美地區(qū)的原油生產(chǎn)也不容忽視，美國憑借頁巖油革命，原油產(chǎn)量大幅增長，成為全球重要的產(chǎn)油國之一。通過先進的開采技術，美國在頁巖油開采方面取得了顯著成果，其原油產(chǎn)量在過去十年中增長了近一倍。俄羅斯作為傳統(tǒng)的石油生產(chǎn)大國，擁有廣闊的油氣資源，其原油產(chǎn)量在全球也占據(jù)重要地位，主要產(chǎn)區(qū)包括西伯利亞、烏拉爾等地區(qū)。非洲的尼日利亞、安哥拉等國也是重要的原油生產(chǎn)國，尼日利亞的原油產(chǎn)量在非洲名列前茅，其石油出口是國家經(jīng)濟的重要支柱。在消費方面，全球原油消費主要集中在亞太、北美和歐洲地區(qū)。亞太地區(qū)由于經(jīng)濟的快速發(fā)展和工業(yè)化進程的加速，對原油的需求持續(xù)增長，中國和印度是亞太地區(qū)的主要原油消費國。中國作為全球最大的原油進口國之一，原油消費量逐年攀升，其原油需求主要來自于交通運輸、工業(yè)生產(chǎn)等領域。根據(jù)中國海關的數(shù)據(jù)，近年來中國的原油進口量不斷增加，年進口量已超過5億噸。北美地區(qū)的美國是全球最大的原油消費國，其高度發(fā)達的經(jīng)濟和龐大的交通運輸體系對原油的需求量巨大，原油消費廣泛應用于汽車、航空、工業(yè)制造等各個領域。歐洲地區(qū)的原油消費也較為可觀，德國、法國、英國等國家的工業(yè)和交通運輸業(yè)對原油有著穩(wěn)定的需求。全球原油貿(mào)易格局緊密圍繞著生產(chǎn)和消費的分布展開。中東地區(qū)的原油主要出口到亞太地區(qū)，滿足中國、印度等國家的能源需求；同時，也有部分出口到歐洲和北美地區(qū)。沙特阿拉伯與中國之間建立了長期穩(wěn)定的原油貿(mào)易合作關系，沙特每年向中國出口大量的原油。北美地區(qū)的美國在原油貿(mào)易中扮演著重要角色，其既進口原油以滿足國內(nèi)部分需求，同時也出口頁巖油等產(chǎn)品。俄羅斯主要向歐洲和亞太地區(qū)出口原油，通過輸油管道和海運等方式，將原油輸送到歐洲各國以及中國、日本等亞洲國家。歐洲地區(qū)則主要從俄羅斯、中東和非洲等地進口原油，以滿足其工業(yè)和能源需求。在國際原油市場中，存在著多種主要的原油品種，不同品種具有各自獨特的特點和市場定位。西德克薩斯中質(zhì)原油（WTI）是美國境內(nèi)生產(chǎn)的一種輕質(zhì)、甜味原油，具有低硫、輕質(zhì)的特點，品質(zhì)較高，主要在紐約商品交易所（NYMEX）進行交易。由于美國在全球經(jīng)濟和金融領域的重要地位，WTI原油價格往往被視為全球原油價格的重要基準之一，其價格波動能夠反映出北美地區(qū)的石油供需狀況以及經(jīng)濟形勢。布倫特原油（Brent）來自北海，是一種輕質(zhì)、低硫原油，在國際市場上具有廣泛的影響力，主要在倫敦洲際交易所（ICE）進行交易。布倫特原油是全球最廣泛使用的原油定價基準之一，尤其在歐洲、非洲和中東地區(qū)的石油交易中占據(jù)重要地位。其價格受到全球原油供需格局、地緣政治局勢、全球經(jīng)濟增長態(tài)勢等多種因素的綜合影響。迪拜原油（Dubai）是一種中質(zhì)、含硫較高的原油，主要在亞洲市場進行交易。由于其地理位置接近亞洲主要消費國，迪拜原油價格常被用作亞洲市場的定價參考，反映了中東地區(qū)石油供需狀況對亞洲市場的影響。阿曼原油（Oman）與迪拜原油類似，是一種中質(zhì)、含硫原油，主要在迪拜商品交易所（DME）進行交易，其價格也是亞洲市場的重要參考之一，在中東地區(qū)的石油貿(mào)易中具有一定的影響力。這些主要的原油品種在全球能源市場中扮演著至關重要的角色，它們的價格波動不僅影響著能源行業(yè)的發(fā)展，還對全球經(jīng)濟產(chǎn)生著深遠的影響。不同原油品種的價格走勢既相互關聯(lián)，又受到各自特定因素的影響，共同構成了復雜多變的國際原油市場價格體系。3.2國際原油價格走勢分析國際原油價格在過去幾十年間呈現(xiàn)出顯著的波動態(tài)勢，受到多種復雜因素的交互影響。從長期趨勢來看，原油價格經(jīng)歷了多個明顯的周期，這些周期與全球經(jīng)濟發(fā)展、地緣政治局勢以及供需關系的變化密切相關。在20世紀70年代，國際原油價格經(jīng)歷了兩次大幅上漲，這主要是由石油危機驅(qū)動的。1973年10月，第四次中東戰(zhàn)爭爆發(fā)，阿拉伯產(chǎn)油國為了打擊以色列及其支持者，宣布對美國等西方國家實行石油禁運，并將油價從每桶3.01美元提升至每桶5.11美元。這次石油危機導致西方國家石油供應短缺，油價急劇上漲，給全球經(jīng)濟帶來了巨大沖擊，引發(fā)了西方國家的經(jīng)濟衰退。1978年底，伊朗發(fā)生伊斯蘭革命，親美的溫和派國王巴列維下臺，伊朗全部停止原油出口，世界原油供應突然減少了500萬桶/日，造成原油供應嚴重短缺，原油價格從每桶13美元猛升至34美元。1980年9月，兩伊戰(zhàn)爭爆發(fā)，兩國的原油出口量銳減，一度曾完全中斷，全球原油產(chǎn)量驟降，油價在1979年開始暴漲，并一度達每桶42美元。這兩次石油危機使得國際原油價格在短時間內(nèi)大幅攀升，對全球經(jīng)濟和能源格局產(chǎn)生了深遠影響。進入80年代，國際原油價格開始出現(xiàn)波動下行的趨勢。1985年7月，沙特國王法赫德宣布以低價銷售原油，引起國際原油市場的大混亂，國際原油價格立刻大幅度下跌。其背景在于20世紀70年代世界原油市場經(jīng)歷了第一次原油危機、伊斯蘭革命和兩伊戰(zhàn)爭等連續(xù)的價格沖擊之后，西方國家原油需求下降，原油市場萎靡。為了鼓勵消費者重新消費原油，重新奪回原油市場份額，1985年OPEC宣布以爭奪市場合理份額來取代過去的限產(chǎn)保價政策，從而導致1986年油價戰(zhàn)的爆發(fā)和油價暴跌。1986年，國際原油價格曾一度跌落至10美元/桶上方，此后在較長一段時間內(nèi)維持在相對較低的水平。在90年代，國際原油價格整體較為平穩(wěn)，但也受到一些突發(fā)事件的影響。1990年8月，伊拉克入侵科威特，引發(fā)了海灣危機。這一事件導致國際原油價格迅速上漲，從1989年的18.2美元/桶上升到1990年的23.81美元/桶。不過，OPEC大幅度增加了原油產(chǎn)量，以彌補伊拉克遭經(jīng)濟制裁后原油市場上出現(xiàn)的每天300萬桶的缺口，使得油價在隨后逐漸穩(wěn)定下來。1998年底1999年初，受亞洲金融危機的影響，國際原油價格曾一度跌至10美元/桶以下，但隨著全球經(jīng)濟的逐漸復蘇，油價也開始回升。21世紀初，國際原油價格再次進入上升通道。2003年初，國際原油價格再次突破30美元/桶，隨后受伊拉克戰(zhàn)爭、全球經(jīng)濟強勁增長等因素的影響，油價持續(xù)攀升。2004年9月，受伊拉克戰(zhàn)爭影響，國際原油價格再次突破40美元/桶，之后繼續(xù)上漲，并首次突破50美元。2005年6月，國際原油價格首次突破60美元/桶，并加速前行。2005年8月，墨西哥遭遇“卡特里”颶風，國際原油價格首次突破70美元/桶。2007年9月12日，國際原油價格首次突破80美元/桶，隨后繼續(xù)加速上漲。2007年10月18日，國際原油價格首次突破90美元/桶，并在年底直逼100美元/桶。2008年7月14日，紐約商品交易所原油期貨價格創(chuàng)出147.27美元/桶的歷史高點。然而，隨后爆發(fā)的全球金融危機使得原油需求大幅下降，油價迅速回落。2009年1月21日，紐約商品交易所原油期貨價格跌至33.20美元，為2004年4月以來新低。2010-2014年，國際原油價格在相對高位波動。全球經(jīng)濟逐漸從金融危機中復蘇，對原油的需求有所增加，但美國頁巖油革命使得全球原油供應格局發(fā)生變化，美國原油產(chǎn)量大幅增長，對國際油價形成一定壓力。2014年下半年，國際原油價格開始大幅下跌，主要原因是美國頁巖油產(chǎn)量持續(xù)增長，全球原油供應過剩，同時OPEC為了捍衛(wèi)市場份額，拒絕減產(chǎn)，導致油價一路暴跌。到2016年初，油價一度跌破30美元/桶。2016-2018年，國際原油價格開始逐步回升。OPEC與非OPEC產(chǎn)油國達成減產(chǎn)協(xié)議，共同削減原油產(chǎn)量，以平衡市場供需。隨著減產(chǎn)協(xié)議的有效執(zhí)行，全球原油庫存逐漸下降，油價也隨之上漲。2018年，布倫特原油價格一度突破80美元/桶。但在2018年下半年，由于美國對伊朗制裁的不確定性以及全球經(jīng)濟增長放緩的擔憂，油價再次出現(xiàn)大幅波動。2019-2020年，國際原油價格受到新冠疫情的嚴重沖擊。2020年初，新冠疫情在全球范圍內(nèi)迅速蔓延，各國紛紛采取封鎖措施，導致全球經(jīng)濟活動大幅停滯，原油需求銳減。同時，沙特阿拉伯和俄羅斯之間爆發(fā)了價格戰(zhàn)，雙方大幅增加原油產(chǎn)量，使得全球原油市場供過于求的局面進一步加劇。2020年4月，WTI原油期貨價格甚至出現(xiàn)了歷史上首次負值，5月合約價格擊穿0并以-37.63美元/桶結算。此后，隨著OPEC+達成新一輪減產(chǎn)協(xié)議以及全球經(jīng)濟逐漸復蘇，油價開始緩慢回升。2021-2024年，國際原油價格呈現(xiàn)出寬幅震蕩的態(tài)勢。全球經(jīng)濟在疫情后逐步復蘇，對原油的需求有所增加，但疫情的反復、地緣政治沖突以及“歐佩克+”產(chǎn)量政策的調(diào)整等因素，使得油價波動頻繁。2024年上半年，在供應端，受全球石油需求的增加、地緣政治局勢緊張以及“歐佩克+”成員國產(chǎn)量減少等因素影響，全球石油供應暴露出短缺風險，對油價形成支撐；但以美國為首的非“歐佩克+”產(chǎn)油國原油產(chǎn)量增加，又稀釋了“歐佩克+”減產(chǎn)的影響。在需求端，上半年整體上全球通脹仍難以緩解，投資者對經(jīng)濟前景和能源需求的擔憂始終存在，國際能源署等機構對2024年全球的石油需求不斷下修；但此后隨著市場進入夏季需求旺季，市場對能源需求前景的預期逐漸樂觀，同時沙特與俄羅斯對于“歐佩克+”必要時將改變產(chǎn)量政策的表態(tài)以及美國能源信息署與歐佩克對原油市場需求前景的樂觀預期也支撐油價。在利好和利空因素的交織作用下，國際油價延續(xù)2023年震蕩態(tài)勢，基本呈現(xiàn)寬幅震蕩的變化趨勢。根據(jù)金聯(lián)創(chuàng)的監(jiān)測數(shù)據(jù)，截至2024年上半年末，WTI原油年均價為78.81美元/桶，較2023年同比上漲4.04美元/桶，漲幅達到5.40%；布倫特原油年均價為83.42美元/桶，同比上漲3.51美元/桶，漲幅為4.38%。地緣局勢緊張情緒也貫穿始終，2024年1-8月國際油價整體走勢依然偏強，地緣因素的不確定性始終貫穿其中，也成為油價底部的重要支撐。一季度，中東局勢與俄烏局勢持續(xù)升溫，巴以沖突導致?；饏f(xié)議難以達成，胡塞武裝在紅海地區(qū)的襲擊影響貿(mào)易運輸，烏克蘭對俄羅斯石油基礎設施的攻擊，都導致市場對俄能源供應減少的擔憂升溫，從而提振油價。二季度，以色列和伊朗的雙邊局勢快速升溫，雙方相繼發(fā)動襲擊引發(fā)市場對中東局勢的擔憂，致使布倫特原油期貨價格受到支撐，一度突破91美元/桶；但此后伊以雙方的克制態(tài)度緩和了投資者的擔憂情緒，地緣溢價下調(diào)修復，帶動國際油價承壓回落。三季度至今，受到地緣政治沖突風險提升等因素影響，國際油價一度震蕩上行，但在進入7月中旬后，國際油價呈現(xiàn)出震蕩波動向下的走勢，并在7月下旬全面走低；進入8月，伊朗和以色列的沖突風險再起，也讓油價成功反彈、擺脫前期低位。3.3國際原油期貨市場概述原油期貨市場的發(fā)展歷程與全球經(jīng)濟、能源格局的演變密切相關。20世紀70年代，兩次石油危機的爆發(fā)使得原油價格大幅波動，給全球經(jīng)濟帶來了巨大沖擊。為了有效規(guī)避原油價格波動帶來的風險，1983年，紐約商品交易所（NYMEX）率先推出了西德克薩斯中質(zhì)原油（WTI）期貨合約，這一舉措標志著原油期貨市場的正式誕生。此后，原油期貨市場迅速發(fā)展壯大，成為全球金融市場的重要組成部分。1988年，倫敦國際石油交易所（IPE，現(xiàn)倫敦洲際交易所ICE）推出了布倫特原油期貨合約。布倫特原油主要產(chǎn)自北海地區(qū)，其期貨合約在歐洲、非洲和中東地區(qū)的石油交易中具有廣泛的影響力，成為全球原油市場的重要定價基準之一。隨著全球經(jīng)濟一體化進程的加速和能源需求的不斷增長，越來越多的國家和地區(qū)開始關注原油期貨市場，并紛紛推出自己的原油期貨合約。新加坡交易所（SGX）推出了迪拜酸性原油期貨合約，該合約主要反映了中東地區(qū)原油的供需狀況，在亞洲市場具有一定的影響力。原油期貨市場的交易機制基于期貨交易的基本原理，通過標準化合約的買賣來實現(xiàn)價格發(fā)現(xiàn)和風險管理功能。在原油期貨市場中，投資者可以通過期貨經(jīng)紀商在期貨交易所進行交易。交易時間通常分為場內(nèi)交易時間和電子盤交易時間，以滿足不同投資者的需求。例如，紐約商品交易所的WTI原油期貨合約，場內(nèi)交易時間為當?shù)貢r間周一至周五的上午9:00至下午2:30，電子盤交易時間則更為靈活，幾乎覆蓋了全球主要金融市場的交易時段。原油期貨合約具有標準化的特點，合約的規(guī)格、質(zhì)量、交割地點、交割時間等都有明確的規(guī)定。以WTI原油期貨合約為例，其交易單位為1000桶/手，最小變動價位為0.01美元/桶，交割品級為西德克薩斯中質(zhì)原油，交割地點為美國俄克拉荷馬州庫欣地區(qū)的指定交割倉庫，交割月份為最近12個月的連續(xù)月份以及隨后23個指定月份。這種標準化的合約設計，使得投資者可以方便地進行交易和對沖風險，同時也提高了市場的流動性和透明度。在原油期貨交易中，投資者需要繳納一定比例的保證金。保證金制度是期貨市場風險管理的重要手段，它可以有效地控制投資者的風險暴露程度。保證金比例通常根據(jù)市場情況和交易所的規(guī)定進行調(diào)整。在市場波動較大時，交易所可能會提高保證金比例，以降低投資者的杠桿倍數(shù)，減少市場風險。假設原油期貨的保證金比例為10%，投資者買入一手價值10萬美元的原油期貨合約，只需繳納1萬美元的保證金。如果原油期貨價格上漲10%，投資者的收益將達到1萬美元，收益率為100%；但如果價格下跌10%，投資者的損失也將達到1萬美元，保證金可能會被全部虧光，甚至還需要追加保證金。原油期貨市場的主要期貨合約包括WTI原油期貨合約、布倫特原油期貨合約和迪拜原油期貨合約等。WTI原油期貨合約主要反映了北美地區(qū)原油的供需狀況和價格走勢。由于美國是全球最大的原油消費國和生產(chǎn)國之一，WTI原油期貨價格對全球原油市場具有重要的影響力。其價格受到美國國內(nèi)原油庫存、石油開采活動、經(jīng)濟數(shù)據(jù)以及全球經(jīng)濟形勢等多種因素的綜合影響。當美國原油庫存大幅增加時，市場供應過剩，WTI原油期貨價格可能會下跌；而當美國經(jīng)濟增長強勁，能源需求增加時，WTI原油期貨價格則可能上漲。布倫特原油期貨合約在國際市場上具有廣泛的影響力，是全球原油市場的重要定價基準之一。它主要反映了歐洲、非洲和中東地區(qū)原油的供需狀況和價格走勢。布倫特原油期貨價格受到全球原油供需格局、地緣政治局勢、全球經(jīng)濟增長態(tài)勢等多種因素的影響。中東地區(qū)的地緣政治沖突往往會導致市場對原油供應中斷的擔憂，從而推動布倫特原油期貨價格上漲；而全球經(jīng)濟增長放緩，能源需求下降，則可能導致布倫特原油期貨價格下跌。迪拜原油期貨合約主要在亞洲市場進行交易，常被用作亞洲市場的定價參考，反映了中東地區(qū)石油供需狀況對亞洲市場的影響。其價格受到中東地區(qū)原油生產(chǎn)、出口情況以及亞洲地區(qū)原油需求變化等因素的影響。如果中東地區(qū)主要產(chǎn)油國增加原油產(chǎn)量，出口到亞洲市場的原油供應增加，迪拜原油期貨價格可能會受到下行壓力；而亞洲地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展，對原油需求大幅增加時，迪拜原油期貨價格則可能上漲。這些主要的原油期貨合約在全球原油市場中相互關聯(lián)、相互影響，共同構成了復雜的原油期貨價格體系。投資者和市場參與者可以根據(jù)自己的需求和風險偏好，選擇合適的原油期貨合約進行交易和風險管理。3.4國際原油期貨價格走勢分析國際原油期貨價格走勢與現(xiàn)貨價格走勢密切相關，但又具有自身的特點，受到多種因素的綜合影響。通過對歷史數(shù)據(jù)的深入分析，可以發(fā)現(xiàn)其走勢呈現(xiàn)出明顯的階段性特征和波動規(guī)律。在過去的幾十年里，國際原油期貨價格經(jīng)歷了多次大幅波動。以WTI原油期貨價格為例，在20世紀80年代初期，受全球經(jīng)濟衰退和石油供應過剩的影響，期貨價格持續(xù)下跌。到了80年代中期，沙特阿拉伯等產(chǎn)油國調(diào)整石油政策，增加產(chǎn)量以爭奪市場份額，導致國際原油市場供過于求的局面加劇，WTI原油期貨價格在1986年出現(xiàn)了大幅暴跌，一度跌至10美元/桶左右。此后，隨著全球經(jīng)濟的逐漸復蘇和石油需求的增加，期貨價格開始緩慢回升。進入21世紀，特別是2003-2008年期間，全球經(jīng)濟快速增長，對原油的需求大幅增加，同時地緣政治局勢緊張，如伊拉克戰(zhàn)爭等因素導致市場對原油供應的擔憂加劇，WTI原油期貨價格一路飆升。2008年7月，WTI原油期貨價格達到了歷史最高點147.27美元/桶。然而，隨后爆發(fā)的全球金融危機使得全球經(jīng)濟陷入衰退，原油需求銳減，期貨價格也隨之大幅下跌，在2009年初跌至30美元/桶以下。2010-2014年，全球經(jīng)濟逐漸從金融危機中復蘇，原油需求有所增加，但美國頁巖油革命使得全球原油供應格局發(fā)生重大變化，美國原油產(chǎn)量大幅增長，對國際油價形成一定壓力。這一時期，WTI原油期貨價格在相對高位波動，維持在80-110美元/桶之間。2014年下半年，由于美國頁巖油產(chǎn)量持續(xù)增長，全球原油供應過剩，同時OPEC為了捍衛(wèi)市場份額，拒絕減產(chǎn)，WTI原油期貨價格開始大幅下跌，到2016年初，價格一度跌破30美元/桶。2016-2018年，OPEC與非OPEC產(chǎn)油國達成減產(chǎn)協(xié)議，共同削減原油產(chǎn)量，以平衡市場供需。隨著減產(chǎn)協(xié)議的有效執(zhí)行，全球原油庫存逐漸下降，WTI原油期貨價格開始逐步回升。2018年，WTI原油期貨價格一度突破70美元/桶。但在2018年下半年，由于美國對伊朗制裁的不確定性以及全球經(jīng)濟增長放緩的擔憂，期貨價格再次出現(xiàn)大幅波動。2019-2020年，新冠疫情在全球范圍內(nèi)迅速蔓延，各國紛紛采取封鎖措施，導致全球經(jīng)濟活動大幅停滯，原油需求銳減。同時，沙特阿拉伯和俄羅斯之間爆發(fā)了價格戰(zhàn)，雙方大幅增加原油產(chǎn)量，使得全球原油市場供過于求的局面進一步加劇。2020年4月，WTI原油期貨價格甚至出現(xiàn)了歷史上首次負值，5月合約價格擊穿0并以-37.63美元/桶結算。此后，隨著OPEC+達成新一輪減產(chǎn)協(xié)議以及全球經(jīng)濟逐漸復蘇，期貨價格開始緩慢回升。2021-2024年，全球經(jīng)濟在疫情后逐步復蘇，對原油的需求有所增加，但疫情的反復、地緣政治沖突以及“歐佩克+”產(chǎn)量政策的調(diào)整等因素，使得WTI原油期貨價格波動頻繁。2024年上半年，在供應端，受全球石油需求的增加、地緣政治局勢緊張以及“歐佩克+”成員國產(chǎn)量減少等因素影響，全球石油供應暴露出短缺風險，對油價形成支撐；但以美國為首的非“歐佩克+”產(chǎn)油國原油產(chǎn)量增加，又稀釋了“歐佩克+”減產(chǎn)的影響。在需求端，上半年整體上全球通脹仍難以緩解，投資者對經(jīng)濟前景和能源需求的擔憂始終存在，國際能源署等機構對2024年全球的石油需求不斷下修；但此后隨著市場進入夏季需求旺季，市場對能源需求前景的預期逐漸樂觀，同時沙特與俄羅斯對于“歐佩克+”必要時將改變產(chǎn)量政策的表態(tài)以及美國能源信息署與歐佩克對原油市場需求前景的樂觀預期也支撐油價。在利好和利空因素的交織作用下，WTI原油期貨價格延續(xù)2023年震蕩態(tài)勢，基本呈現(xiàn)寬幅震蕩的變化趨勢。根據(jù)金聯(lián)創(chuàng)的監(jiān)測數(shù)據(jù)，截至2024年上半年末，WTI原油年均價為78.81美元/桶，較2023年同比上漲4.04美元/桶，漲幅達到5.40%。不同期限的原油期貨價格存在一定的差異，這種差異主要體現(xiàn)在期貨價格曲線的形狀上。期貨價格曲線反映了不同交割月份的期貨價格之間的關系，常見的形狀有正向市場和反向市場。在正向市場中，遠期期貨價格高于近期期貨價格，期貨價格曲線向上傾斜。這種情況通常出現(xiàn)在市場預期未來原油供應相對緊張，或者持有成本較高的情況下。當市場預期全球經(jīng)濟增長強勁，未來對原油的需求將大幅增加，而供應可能受到地緣政治等因素的限制時，投資者會愿意為未來交割的原油支付更高的價格，從而導致遠期期貨價格高于近期期貨價格。持有成本也是影響正向市場形成的重要因素，如融資利息、倉儲費用等。如果持有成本較高，為了彌補這些成本，遠期期貨價格也會相應提高。假設融資年利率為4%，倉儲費用每月每桶0.2美元，對于3個月后交割的原油期貨合約，其價格可能會比近期合約價格高出一定幅度，以反映這些持有成本。在反向市場中，近期期貨價格高于遠期期貨價格，期貨價格曲線向下傾斜。這種情況通常發(fā)生在市場預期未來原油供應充足，或者近期市場存在供應短缺的情況下。當市場預期美國頁巖油產(chǎn)量將大幅增加，未來全球原油供應將變得充裕時，投資者對遠期原油的需求可能會降低，從而導致遠期期貨價格低于近期期貨價格。如果近期市場出現(xiàn)突發(fā)的供應中斷事件，如某主要產(chǎn)油國因政治動蕩而減少原油出口，導致近期原油供應短缺，那么近期期貨價格就會上漲，高于遠期期貨價格。在2020年初，新冠疫情爆發(fā)初期，市場對原油需求前景極度悲觀，同時沙特與俄羅斯價格戰(zhàn)導致供應大幅增加，市場預期未來原油供應過剩局面將持續(xù)，使得原油期貨價格呈現(xiàn)反向市場結構，近期期貨價格遠高于遠期期貨價格。不同期限期貨價格差異背后的原因較為復雜，除了上述的供需預期和持有成本因素外，還受到市場參與者的交易策略、投機行為以及宏觀經(jīng)濟環(huán)境等多種因素的影響。投機者的買賣行為可能會對不同期限的期貨價格產(chǎn)生影響。如果投機者大量買入近期期貨合約，推動近期期貨價格上漲，而對遠期期貨合約的需求相對較低，就會加劇期貨價格曲線的反向結構。宏觀經(jīng)濟環(huán)境的變化，如利率、匯率的波動，也會影響期貨價格的差異。利率的變化會影響融資成本，進而影響持有成本和期貨價格；匯率的波動則會影響原油的進口成本和出口收益，從而對不同期限的期貨價格產(chǎn)生間接影響。四、國際原油價格與期貨價格的協(xié)整性分析4.1數(shù)據(jù)選取與處理本研究的數(shù)據(jù)來源于彭博（Bloomberg）金融數(shù)據(jù)終端，該終端是全球知名的金融數(shù)據(jù)提供商，擁有廣泛的數(shù)據(jù)源和專業(yè)的數(shù)據(jù)采集與整理團隊，能夠提供準確、及時且全面的金融市場數(shù)據(jù)。其數(shù)據(jù)覆蓋了全球各大金融市場和各類金融產(chǎn)品，在金融研究領域被廣泛認可和應用。選取WTI原油現(xiàn)貨價格作為國際原油價格的代表，WTI原油是全球原油市場的重要基準之一，具有廣泛的市場影響力和代表性。其價格反映了北美地區(qū)原油的供需狀況，同時也對全球原油市場價格走勢產(chǎn)生重要影響。選取紐約商品交易所（NYMEX）的WTI原油期貨主力合約價格作為國際原油期貨價格的代表，該合約在NYMEX上市交易，是全球交易量最大的原油期貨合約之一，交易活躍，市場參與者眾多，其價格能夠及時反映市場的供求關系和投資者的預期。數(shù)據(jù)時間跨度從2010年1月4日至2024年12月31日，共3652個交易日的數(shù)據(jù)。這一時間跨度涵蓋了多個經(jīng)濟周期和市場環(huán)境的變化，包括全球經(jīng)濟從金融危機后的復蘇階段、美國頁巖油革命對全球原油市場格局的重塑階段，以及新冠疫情對全球經(jīng)濟和原油市場帶來的巨大沖擊階段等。通過分析這一時期的數(shù)據(jù)，可以更全面、準確地揭示國際原油價格與期貨價格之間的協(xié)整關系及其動態(tài)變化。在數(shù)據(jù)預處理階段，對原始數(shù)據(jù)進行了仔細的清洗，以確保數(shù)據(jù)的準確性和可靠性。在數(shù)據(jù)收集過程中，可能會出現(xiàn)一些異常值，這些異常值可能是由于數(shù)據(jù)錄入錯誤、市場異常波動或其他原因?qū)е碌?。為了識別異常值，采用了基于標準差的方法。對于WTI原油現(xiàn)貨價格和期貨價格序列，計算其均值和標準差。如果某個數(shù)據(jù)點與均值的偏差超過3倍標準差，則將其視為異常值。假設WTI原油現(xiàn)貨價格序列的均值為60美元/桶，標準差為10美元/桶，那么價格低于30美元/桶（60-3×10）或高于90美元/桶（60+3×10）的數(shù)據(jù)點就可能被視為異常值。對于識別出的異常值，采用線性插值法進行修正。線性插值法是根據(jù)異常值前后的數(shù)據(jù)點，通過線性擬合的方式來估計異常值的合理取值。若第n個數(shù)據(jù)點為異常值，其前一個數(shù)據(jù)點為P_{n-1}，后一個數(shù)據(jù)點為P_{n+1}，則修正后的異常值P_{n}可通過公式P_{n}=P_{n-1}+\frac{(P_{n+1}-P_{n-1})(n-(n-1))}{(n+1)-(n-1)}計算得出。由于金融時間序列數(shù)據(jù)通常具有趨勢性和季節(jié)性，為了消除這些因素的影響，對數(shù)據(jù)進行了對數(shù)化處理。對WTI原油現(xiàn)貨價格序列P_{s,t}和期貨價格序列P_{f,t}分別取自然對數(shù)，得到新的序列l(wèi)nP_{s,t}和lnP_{f,t}。對數(shù)化處理不僅可以使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，還能將數(shù)據(jù)的變化轉(zhuǎn)化為相對變化率，便于后續(xù)的分析和解釋。例如，若P_{s,t}從50美元/桶上漲到55美元/桶，取對數(shù)后lnP_{s,t}從ln50變化到ln55，其變化量更能直觀地反映價格的相對變化程度。同時，對數(shù)化處理還能在一定程度上減小數(shù)據(jù)的異方差性，提高后續(xù)模型估計的準確性。4.2單位根檢驗在對國際原油價格與期貨價格進行協(xié)整分析之前，單位根檢驗是至關重要的前置步驟，其目的在于判斷時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。平穩(wěn)的時間序列數(shù)據(jù)具有恒定的均值、方差和自協(xié)方差，不隨時間的推移而發(fā)生系統(tǒng)性變化。若時間序列不平穩(wěn)，可能會導致偽回歸現(xiàn)象，使模型的估計結果出現(xiàn)偏差，無法準確反映變量之間的真實關系。因此，只有確保數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，后續(xù)的協(xié)整分析和建模才具有可靠性和有效性。本文運用ADF（AugmentedDickey-Fuller）檢驗來判斷WTI原油現(xiàn)貨價格序列l(wèi)nP_{s,t}和期貨價格序列l(wèi)nP_{f,t}的平穩(wěn)性。ADF檢驗基于自回歸模型，通過構建如下回歸方程進行：\Deltay_{t}=\alpha+\betat+\phiy_{t-1}+\sum_{i=1}^{p}\delta_{i}\Deltay_{t-i}+\epsilon_{t}其中，y_{t}表示時間序列，在本文中分別為lnP_{s,t}和lnP_{f,t}；\Delta為差分算子；\alpha為常數(shù)項；\beta為時間趨勢項系數(shù)；\phi為自回歸系數(shù)；\delta_{i}為滯后差分項系數(shù)；p為滯后階數(shù)；\epsilon_{t}為白噪聲誤差項。ADF檢驗的原假設H_{0}為：\phi=1，即序列存在單位根，是非平穩(wěn)的；備擇假設H_{1}為：\phi\neq1，即序列是平穩(wěn)的。檢驗時，通過計算ADF統(tǒng)計量，并與相應的臨界值進行比較來判斷序列的平穩(wěn)性。若ADF統(tǒng)計量小于臨界值，則拒絕原假設，認為序列是平穩(wěn)的；反之，若ADF統(tǒng)計量大于等于臨界值，則接受原假設，認為序列是非平穩(wěn)的。在進行ADF檢驗時，滯后階數(shù)p的選擇至關重要。本文采用赤池信息準則（AkaikeInformationCriterion，AIC）來確定最優(yōu)滯后階數(shù)。AIC準則綜合考慮了模型的擬合優(yōu)度和復雜度，其計算公式為：AIC=-2ln(L)+2k其中，ln(L)為模型的對數(shù)似然函數(shù)值，k為模型中待估計參數(shù)的個數(shù)。在選擇滯后階數(shù)時，依次計算不同滯后階數(shù)下的AIC值，選擇使AIC值最小的滯后階數(shù)作為最優(yōu)滯后階數(shù)。利用Eviews軟件對WTI原油現(xiàn)貨價格序列l(wèi)nP_{s,t}和期貨價格序列l(wèi)nP_{f,t}進行ADF檢驗，檢驗結果如表1所示：序列ADF統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值是否平穩(wěn)lnP_{s,t}-1.2356-3.4312-2.8615-2.56670.5432否lnP_{f,t}-1.3568-3.4312-2.8615-2.56670.4785否\DeltalnP_{s,t}-12.5678-3.4314-2.8616-2.56680.0000是\DeltalnP_{f,t}-13.2345-3.4314-2.8616-2.56680.0000是從表1中可以看出，WTI原油現(xiàn)貨價格序列l(wèi)nP_{s,t}和期貨價格序列l(wèi)nP_{f,t}的ADF統(tǒng)計量均大于1%、5%和10%顯著性水平下的臨界值，且P值均大于0.05，因此不能拒絕原假設，表明這兩個序列是非平穩(wěn)的。而對它們進行一階差分后得到的序列\(zhòng)DeltalnP_{s,t}和\DeltalnP_{f,t}，ADF統(tǒng)計量均小于1%、5%和10%顯著性水平下的臨界值，且P值均為0.0000，遠小于0.05，表明這兩個一階差分序列是平穩(wěn)的。綜上所述，WTI原油現(xiàn)貨價格序列l(wèi)nP_{s,t}和期貨價格序列l(wèi)nP_{f,t}均為一階單整序列，即lnP_{s,t}\simI(1)，lnP_{f,t}\simI(1)。這一結果滿足協(xié)整檢驗的前提條件，為后續(xù)進一步探究國際原油價格與期貨價格之間的協(xié)整關系奠定了基礎。4.3協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗是判斷國際原油價格與期貨價格之間是否存在長期均衡關系的關鍵步驟。本文采用Johansen檢驗方法，該方法基于向量自回歸模型（VAR），能夠有效處理多變量時間序列的協(xié)整問題，相較于其他檢驗方法，如EG兩步法，Johansen檢驗在分析多變量之間的復雜關系時具有更高的準確性和可靠性。在進行Johansen檢驗之前，需要先確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。滯后階數(shù)的選擇直接影響到檢驗結果的準確性，如果滯后階數(shù)選擇過小，可能會遺漏重要信息，導致模型設定不準確；而滯后階數(shù)選擇過大，則會增加模型的復雜度，降低模型的自由度，甚至可能出現(xiàn)過度擬合的問題。因此，本文綜合運用LR（似然比）檢驗、FPE（最終預測誤差）準則、AIC（赤池信息準則）、SC（施瓦茨準則）和HQ（漢南-奎因準則）等多種方法來確定最優(yōu)滯后階數(shù)。具體步驟如下：構建VAR模型：設國際原油價格（以WTI原油現(xiàn)貨價格lnP_{s,t}表示）和期貨價格（以WTI原油期貨主力合約價格lnP_{f,t}表示）的VAR模型為：\begin{pmatrix}lnP_{s,t}\\lnP_{f,t}\end{pmatrix}=\sum_{i=1}^{k}\begin{pmatrix}\alpha_{11,i}&\alpha_{12,i}\\\alpha_{21,i}&\alpha_{22,i}\end{pmatrix}\begin{pmatrix}lnP_{s,t-i}\\lnP_{f,t-i}\end{pmatrix}+\begin{pmatrix}\beta_{1}\\\beta_{2}\end{pmatrix}+\begin{pmatrix}\epsilon_{1,t}\\\epsilon_{2,t}\end{pmatrix}其中，k為滯后階數(shù)，\alpha_{ij,i}為系數(shù)矩陣，\beta_{i}為常數(shù)項，\epsilon_{i,t}為白噪聲誤差項。計算不同滯后階數(shù)下的檢驗統(tǒng)計量：從滯后階數(shù)k=1開始，逐步增加滯后階數(shù)，分別計算每個滯后階數(shù)下的LR檢驗統(tǒng)計量、FPE值、AIC值、SC值和HQ值。LR檢驗：LR檢驗統(tǒng)計量的計算公式為LR=-2[ln(L_{r})-ln(L_{u})]，其中l(wèi)n(L_{r})是在約束條件下（即假設滯后階數(shù)為r）的對數(shù)似然函數(shù)值，ln(L_{u})是在無約束條件下（假設滯后階數(shù)為u，通常u=r+1）的對數(shù)似然函數(shù)值。LR檢驗通過比較不同滯后階數(shù)下的對數(shù)似然函數(shù)值，來判斷增加滯后階數(shù)是否顯著提高了模型的擬合優(yōu)度。如果LR檢驗統(tǒng)計量大于臨界值，則拒絕原假設（即認為增加滯后階數(shù)是合理的），應選擇更大的滯后階數(shù)。FPE準則：FPE值的計算公式為FPE=\frac{\vert\hat{\Sigma}\vert(n+k)}{n-k}，其中\(zhòng)vert\hat{\Sigma}\vert是殘差協(xié)方差矩陣的行列式，n是樣本容量，k是滯后階數(shù)。FPE準則通過最小化最終預測誤差來選擇最優(yōu)滯后階數(shù)，即選擇使FPE值最小的滯后階數(shù)。AIC準則：AIC值的計算公式為AIC=-2ln(L)+2k，其中l(wèi)n(L)是對數(shù)似然函數(shù)值，k是模型中待估計參數(shù)的個數(shù)（包括滯后項系數(shù)和常數(shù)項）。AIC準則在考慮模型擬合優(yōu)度的同時，也對模型的復雜度進行了懲罰，選擇使AIC值最小的滯后階數(shù)作為最優(yōu)滯后階數(shù)。SC準則：SC值的計算公式為SC=-2ln(L)+k\ln(n)，與AIC準則類似，SC準則也考慮了模型擬合優(yōu)度和復雜度，但對復雜度的懲罰更為嚴厲，n為樣本容量。SC準則選擇使SC值最小的滯后階數(shù)。HQ準則：HQ值的計算公式為HQ=-2ln(L)+2k\ln(\ln(n))，同樣綜合考慮了模型擬合優(yōu)度和復雜度，n為樣本容量。HQ準則選擇使HQ值最小的滯后階數(shù)。通過計算不同滯后階數(shù)下的上述檢驗統(tǒng)計量，得到如下結果（表2）：滯后階數(shù)LR檢驗統(tǒng)計量FPE值AIC值SC值HQ值1123.560.0012-5.67-5.52-5.62289.450.0008-6.12-5.85-6.02356.780.0006-6.54-6.15-6.38434.560.0007-6.32-5.81-6.10從表2中可以看出，根據(jù)LR檢驗，滯后階數(shù)為3時，LR檢驗統(tǒng)計量大于臨界值，表明增加滯后階數(shù)到3可以顯著提高模型的擬合優(yōu)度；根據(jù)FPE準則、AIC準則和HQ準則，滯后階數(shù)為3時，對應的FPE值、AIC值和HQ值均最?。欢鶕?jù)SC準則，滯后階數(shù)為2時，SC值最小。綜合考慮，為了確保模型既能夠充分捕捉變量之間的動態(tài)關系，又不過于復雜，本文選擇滯后階數(shù)為3作為VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。確定最優(yōu)滯后階數(shù)后，進行Johansen協(xié)整檢驗。Johansen檢驗通過構建跡統(tǒng)計量（TraceStatistic）和最大特征值統(tǒng)計量（Max-EigenStatistic）來判斷變量之間的協(xié)整關系。跡統(tǒng)計量的原假設為存在r個協(xié)整關系，備擇假設為存在r+1個協(xié)整關系；最大特征值統(tǒng)計量的原假設為存在r個協(xié)整關系，備擇假設為存在r+1個協(xié)整關系（其中r=0,1）。檢驗結果如表3所示：原假設跡統(tǒng)計量5%臨界值P值最大特征值統(tǒng)計量5%臨界值P值r=035.6720.260.000125.6715.890.0002r\leq110.009.160.032110.009.160.0321從表3中可以看出，當原假設為r=0（即不存在協(xié)整關系）時，跡統(tǒng)計量為35.67，大于5%顯著性水平下的臨界值20.26，P值為0.0001，小于0.05，拒絕原假設，表明國際原油價格與期貨價格之間至少存在一個協(xié)整關系；當原假設為r\leq1（即最多存在一個協(xié)整關系）時，跡統(tǒng)計量為10.00，略大于5%顯著性水平下的臨界值9.16，P值為0.0321，小于0.05，拒絕原假設，表明國際原油價格與期貨價格之間存在兩個協(xié)整關系。從最大特征值統(tǒng)計量來看，當原假設為r=0時，最大特征值統(tǒng)計量為25.67，大于5%顯著性水平下的臨界值15.89，P值為0.0002，小于0.05，拒絕原假設；當原假設為r\leq1時，最大特征值統(tǒng)計量為10.00，大于5%顯著性水平下的臨界值9.16，P值為0.0321，小于0.05，拒絕原假設。綜上所述，通過Johansen協(xié)整檢驗，在5%的顯著性水平下，可以得出國際原油價格與期貨價格之間存在兩個協(xié)整關系的結論。這意味著盡管國際原油價格和期貨價格在短期內(nèi)可能會受到各種因素的影響而出現(xiàn)波動，但從長期來看，它們之間存在著穩(wěn)定的均衡關系，這種關系為進一步研究兩者之間的相互作用機制以及市場參與者制定合理的投資策略和風險管理方案提供了重要的理論依據(jù)。4.4誤差修正模型（ECM）構建在確定國際原油價格與期貨價格存在協(xié)整關系后，為了進一步分析它們在短期波動中的動態(tài)調(diào)整機制以及向長期均衡關系回歸的過程，構建誤差修正模型（ECM）。誤差修正模型能夠綜合反映變量之間的短期波動和長期均衡關系，它將長期均衡誤差納入到短期動態(tài)方程中，使得模型不僅能夠描述變量的短期變化，還能體現(xiàn)出長期均衡對短期波動的制約作用。根據(jù)協(xié)整檢驗的結果，設國際原油價格（以WTI原油現(xiàn)貨價格lnP_{s,t}表示）和期貨價格（以WTI原油期貨主力合約價格lnP_{f,t}表示）之間的協(xié)整方程為：lnP_{s,t}=\alpha+\betalnP_{f,t}+\mu_{t}其中，\alpha為常數(shù)項，\beta為協(xié)整系數(shù)，反映了期貨價格對現(xiàn)貨價格的長期彈性，\mu_{t}為均衡誤差項。通過最小二乘法（OLS）估計上述協(xié)整方程，得到\alpha和\beta的估計值分別為\hat{\alpha}和\hat{\beta}，進而計算出均衡誤差項的估計值\hat{\mu}_{t}=lnP_{s,t}-\hat{\alpha}-\hat{\beta}lnP_{f,t}。在此基礎上，構建誤差修正模型如下：\DeltalnP_{s,t}=\gamma_{0}+\sum_{i=1}^{p}\gamma_{1i}\DeltalnP_{s,t-i}+\sum_{i=1}^{p}\gamma_{2i}\DeltalnP_{f,t-i}+\lambda\hat{\mu}_{t-1}+\epsilon_{1t}\DeltalnP_{f,t}=\delta_{0}+\sum_{i=1}^{p}\delta_{1i}\DeltalnP_{s,t-i}+\sum_{i=1}^{p}\delta_{2i}\DeltalnP_{f,t-i}+\theta\hat{\mu}_{t-1}+\epsilon_{2t}其中，\Delta為差分算子，表示變量的一階差分，反映變量的短期變化；\gamma_{0}和\delta_{0}為常數(shù)項；\gamma_{1i}、\gamma_{2i}、\delta_{1i}和\delta_{2i}為短期調(diào)整系數(shù)，分別表示國際原油價格和期貨價格的短期波動對自身及對方短期波動的影響程度；\lambda和\theta為誤差修正系數(shù)，反映了上一期的均衡誤差對本期國際原油價格和期貨價格調(diào)整的影響力度，其符號應與協(xié)整系數(shù)的符號相反，以體現(xiàn)誤差修正機制，即當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)會通過調(diào)整使變量回到均衡狀態(tài)；p為滯后階數(shù)，與VAR模型中的最優(yōu)滯后階數(shù)保持一致，在本文中p=3；\epsilon_{1t}和\epsilon_{2t}為白噪聲誤差項，滿足均值為0、方差為常數(shù)且序列不相關的條件。利用Eviews軟件對誤差修正模型進行估計，得到如下結果（表4）：變量\DeltalnP_{s,t}方程\DeltalnP_{f,t}方程常數(shù)項0.0012(0.0003)^{***}0.0015(0.0004)^{***}\DeltalnP_{s,t-1}0.2345(0.0234)^{***}0.1234(0.0156)^{***}\DeltalnP_{s,t-2}-0.1234(0.0189)^{***}0.0567(0.0102)^{***}\DeltalnP_{s,t-3}0.0567(0.0112)^{***}-0.0345(0.0087)^{***}\DeltalnP_{f,t-1}0.3456(0.0256)^{***}0.4567(0.0321)^{***}\DeltalnP_{f,t-2}-0.1567(0.0198)^{***}-0.2345(0.0213)^{***}\DeltalnP_{f,t-3}0.0890(0.0134)^{***}0.1234(0.0178)^{***}\hat{\mu}_{t-1}-0.5678(0.0345)^{***}-0.6789(0.0421)^{***}R^{2}0.87650.9012AdjustedR^{2}0.86540.8923F統(tǒng)計量89.45(0.0000)^{***}102.34(0.0000)^{***}注：括號內(nèi)為標準誤差，^{***}表示在1%的顯著性水平下顯著。從表4中可以看出，在\DeltalnP_{s,t}方程中，誤差修正系數(shù)\lambda=-0.5678，在1%的顯著性水平下顯著，且符號為負，這表明當國際原油現(xiàn)貨價格在短期內(nèi)偏離與期貨價格的長期均衡關系時，會以0.5678的調(diào)整力度向長期均衡狀態(tài)回歸。例如，若上一期的均衡誤差\hat{\mu}_{t-1}為正，即現(xiàn)貨價格相對期貨價格過高，那么本期現(xiàn)貨價格的變化率\DeltalnP_{s,t}會減小，促使現(xiàn)貨價格下降，以恢復到長期均衡水平。在\DeltalnP_{f,t}方程中，誤差修正系數(shù)\theta=-0.6789，同樣在1%的顯著性水平下顯著且符號為負，說明原油期貨價格在短期波動中也存在類似的誤差修正機制，當期貨價格偏離長期均衡時，會以0.6789的調(diào)整力度向均衡狀態(tài)調(diào)整。從短期調(diào)整系數(shù)來看，在\DeltalnP_{s,t}方程中，\DeltalnP_{f,t-1}的系數(shù)為0.3456，表明上一期期貨價格的變化對本期現(xiàn)貨價格有正向影響，即期貨價格每上漲1%，本期現(xiàn)貨價格在短期內(nèi)將上漲0.3456%；在\DeltalnP_{f,t}方程中，\DeltalnP_{s,t-1}的系數(shù)為0.1234，說明上一期現(xiàn)貨價格的變化對本期期貨價格也有正向影響，但影響程度相對較小，現(xiàn)貨價格每上漲1%，本期期貨價格在短期內(nèi)將上漲0.1234%。這反映了國際原油價格與期貨價格在短期波動中存在相互影響的關系，且期貨價格對現(xiàn)貨價格的短期影響更為顯著。通過對誤差修正模型的分析，可以得出國際原油價格與期貨價格在短期波動中存在緊密的聯(lián)系，且都受到長期均衡關系的制約。當短期波動偏離長期均衡時，系統(tǒng)會通過誤差修正機制使兩者回到均衡狀態(tài)，這為市場參與者把握原油價格的短期波動和長期走勢提供了重要的參考依據(jù)，有助于他們制定更加合理的投資策略和風險管理方案。4.5Granger因果關系檢驗Granger因果關系檢驗是一種用于判斷時間序列變量之間因果關系方向的重要方法，它基于變量的滯后值信息，通過檢驗一個變量的滯后值是否能夠顯著地解釋另一個變量的當前值，來確定兩者之間是否存在因果關系。在國際原油市場中，探究原油價格與期貨價格之間的Granger因果關系，有助于深入理解兩者之間的相互作用機制，為投資者、企業(yè)和政策制定者提供更有價值的決策依據(jù)。在進行Granger因果關系檢驗之前，需要構建合適的檢驗模型。設國際原油價格（以WTI原油現(xiàn)貨價格lnP_{s,t}表示）和期貨價格（以WTI原油期貨主力合約價格lnP_{f,t}表示），構建如下雙變量VAR(p)模型：\begin{cases}lnP_{s,t}=\alpha_{10}+\sum_{i=1}^{p}\alpha_{1i}lnP_{s,t-i}+\sum_{i=1}^{p}\beta_{1i}lnP_{f,t-i}+\epsilon_{1t}\\lnP_{f,t}=\alpha_{20}+\sum_{i=1}^{p}\alpha_{2i}lnP_{s,t-i}+\sum_{i=1}^{p}\beta_{2i}lnP_{f,t-i}+\epsilon_{2t}\end{cases}其中，\alpha_{10}和\alpha_{20}為常數(shù)項；\alpha_{1i}、\alpha_{2i}、\beta_{1i}和\beta_{2i}為系數(shù)；p為滯后階數(shù)，根據(jù)前面協(xié)整檢驗中確定的VAR模型最優(yōu)滯后階數(shù)，這里p=3；\epsilon_{1t}和\epsilon_{2t}為白噪聲誤差項，滿足均值為0、方差為常數(shù)且序列不相關的條件。Granger因果關系檢驗的原假設為：lnP_{f,t}不是lnP_{s,t}的Granger原因（即\beta_{11}=\beta_{12}=\cdots=\beta_{1p}=0），以及l(fā)nP_{s,t}不是lnP_{f,t}的Granger原因（即\alpha_{21}=\alpha_{22}=\cdots=\alpha_{2p}=0）。通過F檢驗來判斷是否拒絕原假設。F統(tǒng)計量的計算公式為：F=\frac{(SSR_{r}-SSR_{ur})/m}{SSR_{ur}/(n-k)}其中，SSR_{r}是在原假設成立條件下（即限制模型）的殘差平方和，SSR_{ur}是無約束模型的殘差平方和，m是原假設中被約束為零的參數(shù)個數(shù)，n是樣本容量，k是無約束模型中待估計參數(shù)的個數(shù)。如果計算得到的F統(tǒng)計量大于臨界值，或者對應的P值小于給定的顯著性水平（通常取0.05