我國原油現貨與布倫特原油期貨價格動態(tài)關聯(lián)及傳導機制研究一、引言1.1研究背景與意義石油，作為全球經濟發(fā)展的重要基石，素有“工業(yè)血液”的美譽，在現代社會中占據著不可替代的關鍵地位。從能源供應層面來看，石油是交通運輸領域的核心動力來源，全球超60%的交通運輸工具依賴汽油、柴油和航空煤油等石油衍生品驅動。在化工行業(yè)，石油更是基礎原料的關鍵提供者，經復雜煉化可轉化為塑料、橡膠、纖維等眾多化工產品，廣泛應用于制造業(yè)、建筑業(yè)、農業(yè)等諸多領域。不僅如此，石油對于國家能源安全意義重大，穩(wěn)定的石油供應渠道能夠保障國家能源自主性，增強國家在國際事務中的話語權。中國，作為全球最大的原油進口國之一，在全球原油市場中扮演著舉足輕重的角色。海關總署數據顯示，2023年我國進口原油56399萬噸，同比增長11.0%，創(chuàng)下新的歷史紀錄，原油對外依存度維持在72%左右。這一現狀不僅凸顯了我國對國際原油市場的高度依賴，也使得國際原油價格波動對我國經濟的影響愈發(fā)顯著。布倫特原油期貨市場是全球原油定價的重要基準之一，其價格波動能夠迅速反映全球原油市場的供需變化、地緣政治局勢以及宏觀經濟形勢等多方面因素。而我國原油現貨市場在國內能源供應體系中占據著基礎地位，其價格形成機制既受到國內原油生產、加工、消費等環(huán)節(jié)的影響，也與國際原油市場的動態(tài)變化緊密相連。研究我國原油現貨與布倫特原油期貨的價格關系，對于我國能源經濟的穩(wěn)定發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。一方面，深入了解二者價格關系有助于我國在國際原油市場中爭取更有利的定價話語權。隨著我國原油進口量的持續(xù)攀升，國際原油價格的波動直接影響著我國的能源進口成本和貿易收支平衡。通過研究價格關系，能夠更好地把握國際原油價格走勢，為我國制定合理的能源貿易策略提供依據，從而降低能源進口成本，增強我國在國際能源市場中的競爭力。另一方面，對于國內能源企業(yè)而言，明確二者價格關系是有效進行風險管理的關鍵。能源企業(yè)可以依據價格關系，利用布倫特原油期貨市場進行套期保值操作，鎖定未來的采購或銷售價格，降低因價格波動帶來的經營風險，保障企業(yè)的穩(wěn)健運營。對于市場參與者來說，準確把握我國原油現貨與布倫特原油期貨的價格關系，能夠為投資決策提供有力支持。投資者可以根據價格關系的變化，合理配置資產，優(yōu)化投資組合，提高投資收益。此外，價格關系的研究成果也能為政府部門制定科學合理的能源政策提供參考，促進我國能源市場的健康、穩(wěn)定發(fā)展。1.2國內外研究現狀原油期現貨價格關系一直是能源經濟領域的研究熱點，國內外學者從不同角度、運用多種方法展開了深入探究。在國外，Kaufmann和Rousseau運用協(xié)整檢驗和格蘭杰因果檢驗等方法，對WTI原油期貨與現貨價格關系進行研究，發(fā)現二者存在長期均衡關系，且期貨市場在價格發(fā)現中起主導作用。Büyüksahin和Harris通過分析原油期貨市場的投機行為與價格波動關系，指出投機活動在一定程度上加劇了原油期貨價格的波動，進而影響現貨價格走勢。Serletis和Gogas運用向量誤差修正模型（VECM），研究了布倫特原油期貨與現貨價格的動態(tài)關系，實證結果表明期貨價格對現貨價格具有較強的引導作用，且這種引導作用在不同市場條件下具有穩(wěn)定性。國內學者也在該領域取得了豐碩成果。華仁海運用協(xié)整檢驗和誤差修正模型，對我國燃料油期貨價格與現貨價格關系進行實證分析，發(fā)現兩者存在長期協(xié)整關系，期貨市場具備一定的價格發(fā)現功能，但與國際成熟市場相比，價格發(fā)現效率有待提高。潘慧峰和張金水采用非對稱誤差修正模型，研究國際原油市場價格波動對我國不同類型原油價格的非對稱影響，發(fā)現國際原油價格上漲對我國原油價格的影響幅度大于下跌時的影響。高廣闊和田存志運用小波分析和分位數回歸方法，研究了原油期貨市場不同時間尺度下的價格發(fā)現功能，發(fā)現短期尺度上期貨價格對現貨價格的引導作用更顯著，長期尺度上兩者相互影響。盡管已有研究為深入理解原油期現貨價格關系奠定了堅實基礎，但仍存在一定局限性?，F有研究多聚焦于國際主要原油期貨市場（如WTI、布倫特）與對應現貨市場的關系，針對我國原油現貨與布倫特原油期貨價格關系的專門研究相對匱乏。我國原油現貨市場具有獨特的市場結構和運行機制，在全球原油市場格局中扮演著日益重要的角色，其與布倫特原油期貨價格的關系可能呈現出與其他市場不同的特征，亟待深入探究。在研究方法上，部分傳統(tǒng)研究方法在處理復雜的原油市場價格波動時存在一定局限性。原油市場受地緣政治、宏觀經濟、突發(fā)事件等多種因素影響，價格波動呈現出非線性、時變性和復雜性等特征。傳統(tǒng)的線性回歸、簡單的協(xié)整檢驗等方法難以全面捕捉這些復雜特征，可能導致研究結果的偏差。隨著全球原油市場格局的演變以及我國原油市場改革的持續(xù)推進，我國原油現貨與布倫特原油期貨價格關系可能發(fā)生新的變化。近年來，我國積極推動原油期貨市場建設，加強與國際原油市場的聯(lián)動，市場參與者結構不斷優(yōu)化，這些新變化為研究兩者價格關系提供了新的視角和機遇，也對現有研究提出了挑戰(zhàn)。本文旨在基于我國原油現貨與布倫特原油期貨市場的實際情況，運用更具適應性的研究方法，深入剖析兩者的價格關系。通過構建更復雜的計量經濟模型，如考慮時變參數的向量自回歸模型（TVP-VAR）、馬爾可夫區(qū)制轉換向量自回歸模型（MS-VAR）等，以更準確地捕捉價格關系的動態(tài)變化和非線性特征。同時，結合事件研究法，分析重大地緣政治事件、宏觀經濟政策調整等因素對兩者價格關系的短期和長期影響，為我國能源市場參與者提供更具針對性和時效性的決策參考。1.3研究方法與創(chuàng)新點本研究綜合運用多種計量經濟學方法，深入剖析我國原油現貨與布倫特原油期貨的價格關系。在數據處理階段，為確保數據的可靠性與有效性，首先對原始數據進行仔細清洗，剔除異常值和缺失值。隨后，對數據進行標準化處理，消除量綱差異，使不同變量的數據具有可比性，為后續(xù)的實證分析奠定堅實基礎。在平穩(wěn)性檢驗方面，采用ADF單位根檢驗方法。該方法的原理是通過在回歸方程中引入滯后項，以消除序列的自相關性，進而檢驗單位根的存在性。若存在單位根，則表明序列是非平穩(wěn)的；反之，若拒絕單位根存在的假設，則說明序列是平穩(wěn)的。通過ADF單位根檢驗，判斷我國原油現貨價格序列和布倫特原油期貨價格序列是否平穩(wěn)，這是進行后續(xù)協(xié)整檢驗和因果關系分析的重要前提。若序列非平穩(wěn)，可能導致偽回歸問題，使研究結果出現偏差，因此平穩(wěn)性檢驗至關重要。協(xié)整檢驗用于探究兩個或多個非平穩(wěn)時間序列之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。本研究選用Johansen協(xié)整檢驗，該檢驗從檢驗不存在協(xié)整關系的零假設開始，逐步檢驗最多1個協(xié)整關系、最多2個協(xié)整關系等，直至最多N-1個協(xié)整關系（N為變量個數）。通過Johansen協(xié)整檢驗，確定我國原油現貨價格與布倫特原油期貨價格之間是否存在長期協(xié)整關系。若存在協(xié)整關系，意味著兩者在長期內存在一種穩(wěn)定的相互關聯(lián)，這種關系對于理解原油市場價格傳導機制具有重要意義。格蘭杰因果檢驗用于判斷變量之間的因果關系方向。其基本思想是，如果變量X的過去信息能夠幫助預測變量Y的未來值，且這種幫助超過了僅使用變量Y自身過去信息的預測能力，那么就可以認為X是Y的格蘭杰原因。在本研究中，運用格蘭杰因果檢驗分析我國原油現貨價格與布倫特原油期貨價格之間的因果關系，明確究竟是期貨價格引導現貨價格，還是現貨價格引導期貨價格，抑或是兩者相互影響。這對于市場參與者制定投資策略和風險管理決策具有重要的參考價值。為了進一步分析變量之間的動態(tài)關系，本研究構建向量自回歸模型（VAR）。VAR模型將系統(tǒng)中每一個內生變量作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。通過脈沖響應函數（IRF）和方差分解（VD）對VAR模型進行分析。脈沖響應函數用于衡量來自隨機擾動項的一個標準差沖擊對內生變量當前和未來取值的影響，能夠直觀地展示出當布倫特原油期貨價格或我國原油現貨價格受到一個外部沖擊時，另一個價格變量如何隨時間響應。方差分解則是通過分析每一個結構沖擊對內生變量變化（通常用方差來度量）的貢獻度，進一步了解各變量在價格波動中的相對重要性，即兩者價格波動中自身因素和對方因素分別所占的比重。本研究在數據選取和模型構建上具有一定創(chuàng)新之處。在數據選取方面，突破了以往研究在數據時間跨度和樣本范圍上的局限性。不僅選取了更長時間跨度的我國原油現貨價格和布倫特原油期貨價格數據，以全面反映兩者價格關系在不同市場環(huán)境下的變化情況，還引入了多個與原油市場密切相關的控制變量，如全球原油供需數據、地緣政治風險指標、宏觀經濟變量（如美元匯率、通貨膨脹率等）。這些控制變量能夠更全面地捕捉影響原油價格的因素，減少遺漏變量對研究結果的干擾，使研究結論更具可靠性和說服力。在模型構建上，充分考慮到原油市場價格波動的復雜性和非線性特征，對傳統(tǒng)的計量經濟模型進行改進和拓展。例如，在VAR模型中引入時變參數，構建時變參數向量自回歸模型（TVP-VAR）。TVP-VAR模型能夠更好地捕捉原油價格關系隨時間的動態(tài)變化，適應原油市場受多種復雜因素影響而導致的價格波動時變性。同時，結合馬爾可夫區(qū)制轉換向量自回歸模型（MS-VAR），該模型可以識別原油市場在不同狀態(tài)下（如牛市、熊市、平穩(wěn)期等）我國原油現貨與布倫特原油期貨價格關系的差異，更細致地刻畫兩者價格關系在不同市場區(qū)制下的特征，為深入理解原油市場價格行為提供更豐富的視角。二、我國原油現貨與布倫特原油期貨市場概述2.1我國原油現貨市場我國原油現貨市場的發(fā)展歷程是一個逐步開放與完善的過程。在早期計劃經濟體制下，原油生產、分配與銷售完全由國家計劃調控，價格也由政府統(tǒng)一制定。企業(yè)缺乏自主定價權，市場活力與資源配置效率受到抑制。隨著改革開放的推進，1998年我國對石油工業(yè)進行戰(zhàn)略性重組，形成中石油、中石化兩大集團混業(yè)經營格局，初步引入市場競爭機制，推動原油生產與銷售向市場化轉型。2001年，國家進一步整頓規(guī)范成品油市場秩序，為原油現貨市場發(fā)展奠定基礎。2006年，《成品油市場管理辦法》和《原油市場管理辦法》的實施，標志著我國原油市場向全面開放邁出關鍵一步。此后，我國原油現貨市場規(guī)模不斷擴大，市場活躍度顯著提升。在市場規(guī)模方面，我國原油現貨市場體量龐大。海關數據顯示，2023年我國原油進口量高達56399萬噸，國內原油產量穩(wěn)定在2.1億噸左右。龐大的供需規(guī)模使我國成為全球原油市場的關鍵力量，為現貨市場交易提供堅實基礎。在交易模式上，我國原油現貨交易主要依托線下交易和線上交易平臺兩種模式。線下交易多通過長期合同、貿易談判等方式，買賣雙方直接協(xié)商確定交易價格與數量，適用于大型企業(yè)間的長期穩(wěn)定合作。線上交易平臺則借助互聯(lián)網技術，提供實時報價、撮合交易等功能，具有交易便捷、信息透明等優(yōu)勢，吸引眾多中小企業(yè)與投資者參與。市場參與者構成多元，大型國有石油企業(yè)如中石油、中石化、中海油，憑借資源與渠道優(yōu)勢，在生產、進口、批發(fā)等環(huán)節(jié)占據主導地位，掌控大量原油資源，對市場價格與供應穩(wěn)定性影響深遠。地方煉廠作為重要參與者，近年來發(fā)展迅速，通過靈活采購與加工策略，滿足區(qū)域市場多樣化需求，在市場競爭中發(fā)揮獨特作用。此外，隨著市場開放，民營企業(yè)與外資企業(yè)也逐步進入，帶來先進技術與管理經驗，進一步激發(fā)市場活力，推動市場競爭格局多元化。我國原油現貨市場具有獨特特點。一方面，市場高度依賴進口，2023年原油對外依存度達72%，國際原油市場波動對我國現貨市場價格與供應穩(wěn)定性影響顯著。國際地緣政治沖突、主要產油國政策調整等因素引發(fā)的國際油價大幅波動，會迅速傳導至國內現貨市場，增加市場不確定性。另一方面，市場受政策影響明顯，國家能源政策、產業(yè)規(guī)劃以及稅收政策等，對原油市場供需格局與價格走勢產生重要導向作用。政府對原油進口配額、煉油產能調控等政策措施，直接影響市場參與者的經營活動與市場競爭態(tài)勢。然而，我國原油現貨市場也存在一些問題。市場集中度偏高，大型國有石油企業(yè)在產業(yè)鏈關鍵環(huán)節(jié)占據主導，市場競爭不夠充分，一定程度上限制市場活力與創(chuàng)新能力提升。市場信息透明度有待提高，價格形成機制不夠完善，導致市場價格波動易受信息不對稱影響，增加市場參與者的決策風險。此外，在倉儲物流設施建設方面，雖然我國已建成一定規(guī)模的原油儲備基地與輸油管道網絡，但與龐大的市場需求相比，仍存在布局不合理、設施老化等問題，影響原油資源的高效調配與市場供應的及時性。2.2布倫特原油期貨市場布倫特原油期貨市場起源于1988年，由倫敦國際石油交易所（IPE）推出布倫特原油期貨合約，旨在為原油市場參與者提供價格風險管理工具。隨著全球原油貿易的迅猛發(fā)展以及金融市場的不斷創(chuàng)新，布倫特原油期貨市場歷經多次變革與擴張。2005年，洲際交易所（ICE）收購IPE，進一步提升了布倫特原油期貨的國際化程度與市場影響力。如今，布倫特原油期貨已成為全球原油市場的核心交易品種之一，其價格走勢備受全球投資者與能源企業(yè)關注。布倫特原油期貨在洲際交易所（ICE）旗下歐洲最大的能源交易所IPE上市交易，其交易規(guī)則具有鮮明特點。合約單位為1000桶/手，報價單位精確到美元及美分/桶，最小價格波動為0.01美元/桶。交易時間為倫敦時間周一至周五上午7:00至下午8:00，采用先進的電子交易平臺，確保交易高效、透明，投資者可實時獲取市場行情與交易數據。在保證金要求方面，ICE根據市場波動與風險評估動態(tài)調整初始保證金和維持保證金比例。投資者需在交易前存入足額保證金，以覆蓋潛在虧損風險。例如，在市場波動加劇時期，保證金要求可能相應提高，以增強市場穩(wěn)定性與風險抵御能力。交割規(guī)則上，交割月份涵蓋12個連續(xù)月份及部分遠期月份，交割地點通常為北海地區(qū)指定油庫。投資者在合約到期前可自主選擇實物交割或平倉操作，以靈活應對市場變化。合約特點突出，布倫特原油期貨以輕質低硫原油為標的，品質優(yōu)良，在全球原油貿易中廣泛應用。期貨合約具有高度標準化與流動性，買賣雙方可便捷地在市場中交易，降低交易成本與風險。市場參與者類型豐富，大型能源企業(yè)如英國石油公司（BP）、荷蘭皇家殼牌公司等，為鎖定原油采購或銷售價格，利用期貨合約進行套期保值，有效管理價格風險。金融機構如投資銀行、對沖基金等積極參與，憑借專業(yè)金融分析與交易策略，進行投機與套利活動，追求投資收益，同時也為市場提供了充足流動性。此外，還有眾多小型貿易商與個人投資者參與其中，進一步豐富了市場生態(tài)。在國際原油市場中，布倫特原油期貨占據舉足輕重的地位。它是全球原油定價的關鍵基準之一，約78%的實貨原油交易直接或間接以布倫特原油價格為定價基準。其價格波動能夠迅速傳導至全球市場，對其他原油品種價格走勢產生深遠影響。在歐洲、非洲和中東地區(qū)，布倫特原油期貨價格的影響力尤為顯著，是當地原油貿易定價的重要參考。例如，非洲主要產油國尼日利亞、安哥拉等在出口原油時，多以布倫特原油價格為基礎進行定價；中東部分產油國向歐洲出口原油時，也常參考布倫特原油期貨價格。布倫特原油期貨價格還常被用作衡量全球經濟健康狀況的重要指標。當全球經濟增長強勁時，能源需求旺盛，推動布倫特原油期貨價格上升；反之，經濟衰退時，需求疲軟，價格則趨于下跌。2020年新冠疫情爆發(fā)初期，全球經濟活動受限，布倫特原油期貨價格暴跌，從年初的每桶約65美元一度跌至每桶20美元以下，充分反映了經濟形勢對原油價格的影響。三、價格走勢分析3.1數據選取與處理為深入探究我國原油現貨與布倫特原油期貨的價格關系，本研究在數據選取上極為審慎。我國原油現貨價格數據來源于上海石油天然氣交易中心、金聯(lián)創(chuàng)等權威平臺，這些平臺涵蓋了國內主要原油產區(qū)與交易樞紐的價格信息，具有廣泛的代表性和權威性。布倫特原油期貨價格數據則直接取自洲際交易所（ICE）官方數據庫，確保數據的準確性與及時性。數據時間范圍設定為2010年1月至2024年12月，跨度長達15年。這一時間段不僅經歷了全球經濟的起伏波動，如2008年金融危機后的經濟復蘇期、歐債危機的沖擊以及近年來全球經濟增長的放緩，還見證了原油市場的諸多重大變革，如美國頁巖油革命對全球原油供應格局的重塑、OPEC+多次達成減產協(xié)議等。選擇這一時間范圍，能夠全面反映不同經濟周期和市場環(huán)境下我國原油現貨與布倫特原油期貨價格關系的動態(tài)變化。原始數據在收集過程中，不可避免地存在一些問題，因此數據清洗、整理和預處理工作至關重要。首先，仔細審查數據，運用箱線圖、散點圖等可視化工具，結合統(tǒng)計分析方法，對數據進行全面檢查，識別出可能存在的異常值。例如，在某一特定時間段內，若原油價格出現與市場整體趨勢背離且波動幅度遠超正常范圍的情況，經核實后確定為異常值。對于異常值，根據其偏離程度和數據特點，采用不同的處理方法。對于偏離程度較小的異常值，運用移動平均法進行修正，利用該異常值前后若干個數據的平均值來替代它，使其更符合數據的整體趨勢；對于偏離程度較大的異常值，則直接刪除，以避免其對整體數據分布的嚴重干擾。數據集中還可能存在缺失值，本研究針對不同類型的數據和缺失情況，采用了相應的處理策略。對于時間序列數據，若缺失值較少，運用線性插值法，根據缺失值前后時間點的數據，按照線性關系進行估算填充；若缺失值較多，則使用基于機器學習的預測模型，如ARIMA模型、LSTM神經網絡等，利用歷史數據的特征和規(guī)律來預測缺失值。例如，對于布倫特原油期貨價格數據中的少量缺失值，通過線性插值法進行補充；而對于我國原油現貨價格數據中某一連續(xù)時間段內較多的缺失值，則借助LSTM神經網絡模型進行預測填充，有效提高了數據的完整性。在數據類型轉換方面，將所有價格數據統(tǒng)一轉換為數值型數據，便于后續(xù)的數學運算和模型分析。對于部分包含日期信息的數據，將其轉換為時間戳格式，以便在時間序列分析中準確把握數據的時間順序和間隔。同時，對數據進行標準化處理，采用Z-score標準化方法，將數據轉換為均值為0、標準差為1的標準正態(tài)分布，消除不同數據之間的量綱差異，使我國原油現貨價格與布倫特原油期貨價格具有可比性。例如，對于我國原油現貨價格序列X=\{x_1,x_2,\cdots,x_n\}，其標準化后的序列X^*計算公式為x_i^*=\frac{x_i-\overline{x}}{\sigma}，其中\(zhòng)overline{x}為均值，\sigma為標準差。通過這些數據處理步驟，為后續(xù)深入分析我國原油現貨與布倫特原油期貨的價格關系奠定了堅實的數據基礎。3.2我國原油現貨價格走勢特征為了直觀展示我國原油現貨價格走勢，繪制2010-2024年價格走勢折線圖（見圖1）。從圖中可以清晰地看到，我國原油現貨價格呈現出顯著的波動特征，且與全球原油市場的整體走勢緊密相連。在2010-2014年上半年，全球經濟逐步從2008年金融危機的陰影中復蘇，能源需求穩(wěn)步增長。我國作為世界第二大經濟體，經濟增長強勁，對原油的需求也持續(xù)攀升，推動我國原油現貨價格穩(wěn)步上升。2014年上半年，我國原油現貨價格達到階段性高位，這一時期價格的上漲不僅反映了國內經濟增長對原油需求的拉動，也受到國際原油市場供應相對穩(wěn)定，而全球需求普遍回升的影響。圖1：我國原油現貨價格與布倫特原油期貨價格走勢（2010-2024）2014年下半年至2016年初，價格出現急劇下跌。這主要是由于美國頁巖油革命取得重大突破，頁巖油產量大幅增加，使得全球原油供應格局發(fā)生重大變化。美國從原油進口大國逐漸轉變?yōu)樵统隹趪?，全球原油市場供應過剩局面加劇。與此同時，OPEC產油國為爭奪市場份額，不僅未減產，反而維持甚至增加產量，進一步加劇了市場供應過剩的壓力，導致國際原油價格大幅下跌，我國原油現貨價格也隨之暴跌。2016-2018年，價格進入震蕩上行階段。OPEC與非OPEC產油國達成減產協(xié)議，共同削減原油產量，以緩解市場供應過剩局面。減產協(xié)議的執(zhí)行使得全球原油市場供需關系逐步改善，油價逐漸企穩(wěn)回升。我國原油現貨價格也在這一背景下，呈現出震蕩上行的態(tài)勢。在此期間，我國經濟結構不斷調整，對原油的需求結構也發(fā)生變化，新興產業(yè)的發(fā)展對原油的需求增速有所放緩，但總體需求仍保持在較高水平，對原油現貨價格起到一定支撐作用。2018-2020年初，價格再次出現波動。貿易摩擦等因素對全球經濟增長前景造成一定負面影響，市場對原油需求增長的預期有所下調，導致油價面臨下行壓力。但同時，地緣政治局勢緊張，中東地區(qū)多次出現軍事沖突，部分產油國原油生產受到威脅，供應不確定性增加，又對油價形成一定支撐，使得我國原油現貨價格在這一時期波動頻繁。2020年初，新冠疫情的爆發(fā)給全球經濟和原油市場帶來巨大沖擊。疫情在全球范圍內迅速蔓延，各國紛紛采取封鎖措施，經濟活動受限，交通運輸停滯，原油需求大幅下降。國際原油市場出現嚴重供過于求的局面，布倫特原油期貨價格一度暴跌至歷史低位，我國原油現貨價格也隨之大幅下跌。隨著全球疫情防控取得一定成效，各國逐步復工復產，原油需求有所回升，價格也逐漸企穩(wěn)反彈。我國原油現貨價格還具有一定的季節(jié)性特征。通過對多年數據的統(tǒng)計分析發(fā)現，夏季和冬季往往是價格相對較高的時期。夏季是汽油消費高峰，隨著氣溫升高，人們出行意愿增強，汽車使用頻率增加，對汽油的需求大幅上升。而汽油是由原油煉制而成，原油需求也相應增加。煉油企業(yè)為滿足市場對汽油的需求，會提高原油加工量，增加原油采購，從而推動原油價格上漲。冬季是取暖油需求高峰，尤其是在北方地區(qū)，隨著氣溫降低，供暖需求增加，對取暖油的需求大幅上升。取暖油同樣依賴原油煉制，這使得原油需求在冬季也處于高位，支撐原油價格上漲。與之相反，春季和秋季往往是價格相對較低的時期。這兩個季節(jié)氣溫較為適宜，既不是出行高峰，也不是供暖季節(jié)，對汽油和取暖油的需求相對平穩(wěn)，原油需求相對較低，在供應相對穩(wěn)定的情況下，價格也相對較低。重大事件對我國原油現貨價格的影響也十分顯著。地緣政治事件是影響原油價格的重要因素之一。中東地區(qū)作為全球主要的原油產區(qū)，地緣政治局勢一直較為復雜。當該地區(qū)發(fā)生軍事沖突、政治動蕩或產油國之間的關系緊張時，原油生產和運輸往往會受到威脅，市場對原油供應中斷的擔憂加劇，導致原油價格上漲。2011年利比亞危機爆發(fā)，利比亞原油生產陷入停滯，國際原油市場供應減少，我國原油現貨價格隨之大幅上漲。政策調整也會對價格產生重要影響。我國政府出臺的能源政策、稅收政策等，都會直接或間接影響原油市場的供需關系和價格走勢。例如，政府對原油進口配額的調整，會直接影響國內原油市場的供應數量；稅收政策的變化，如燃油稅的調整，會影響原油的消費成本，進而影響市場需求，最終導致原油價格的波動。3.3布倫特原油期貨價格走勢特征同樣，為了直觀展示布倫特原油期貨價格走勢，在圖1中也一并繪制了2010-2024年布倫特原油期貨價格走勢折線圖。從圖中可以看出，布倫特原油期貨價格走勢與我國原油現貨價格走勢具有一定的相似性，兩者在整體趨勢上呈現出較強的關聯(lián)性。在2010-2014年上半年，布倫特原油期貨價格隨著全球經濟的復蘇而穩(wěn)步上升。這一時期，全球經濟增長帶動了能源需求的增加，而原油供應相對穩(wěn)定，市場對原油的需求預期較為樂觀，推動布倫特原油期貨價格持續(xù)走高。2014年6月，布倫特原油期貨價格達到每桶115美元左右的高位，反映了當時市場對原油的強勁需求。2014年下半年至2016年初，布倫特原油期貨價格經歷了大幅下跌。美國頁巖油產量的迅猛增長，使得全球原油市場供應格局發(fā)生了根本性變化。美國頁巖油的大量涌入市場，打破了原有的供需平衡，供應過剩局面日益嚴重。同時，OPEC產油國為爭奪市場份額，維持高產量，進一步加劇了市場的供應壓力。在供應過剩和需求增長乏力的雙重壓力下，布倫特原油期貨價格一路暴跌，2016年初最低跌至每桶27美元左右，跌幅超過75%。2016-2018年，布倫特原油期貨價格在OPEC與非OPEC產油國減產協(xié)議的影響下，呈現出震蕩上行的態(tài)勢。減產協(xié)議的實施有效減少了全球原油市場的供應量，供需關系逐步改善，市場對原油價格的預期逐漸好轉，推動布倫特原油期貨價格逐步回升。到2018年10月，布倫特原油期貨價格回升至每桶86美元左右。2018-2020年初，價格波動頻繁。貿易摩擦、地緣政治局勢緊張等因素交織，對全球經濟和原油市場產生了復雜影響。貿易摩擦導致全球經濟增長前景不明朗，市場對原油需求增長的預期下調，給油價帶來下行壓力；而地緣政治局勢緊張，如中東地區(qū)的軍事沖突、伊朗核問題等，使得原油供應面臨不確定性，又對油價形成一定支撐。在這些因素的相互作用下，布倫特原油期貨價格波動頻繁，價格區(qū)間在每桶50-80美元之間波動。2020年初，新冠疫情的爆發(fā)對布倫特原油期貨價格造成了巨大沖擊。疫情在全球范圍內的迅速蔓延，導致各國實施封鎖措施，經濟活動停滯，原油需求大幅下降。國際原油市場出現嚴重的供過于求局面，布倫特原油期貨價格暴跌，2020年4月最低跌至每桶16美元左右的歷史低位。隨著全球疫情防控取得一定成效，各國逐步復工復產，原油需求逐漸恢復，布倫特原油期貨價格也開始企穩(wěn)反彈。布倫特原油期貨價格也存在季節(jié)性特征。通過對歷史數據的深入分析，發(fā)現夏季和冬季是價格相對較高的時期。在夏季，隨著人們出行意愿的增強，汽車使用頻率大幅增加，汽油需求進入旺季。汽油作為原油的重要下游產品，其需求的增加直接帶動了原油需求的上升。煉油企業(yè)為滿足市場對汽油的需求，會加大原油采購量，提高原油加工量，從而推動布倫特原油期貨價格上漲。冬季，取暖油需求大幅增加，尤其是在北半球的寒冷地區(qū)，取暖油成為冬季供暖的主要能源之一。取暖油的生產依賴于原油，這使得冬季原油需求也處于高位，對布倫特原油期貨價格形成有力支撐。而在春季和秋季，氣溫較為適宜，既不是出行高峰，也不是供暖季節(jié)，對汽油和取暖油的需求相對平穩(wěn)，原油需求相對較低，在供應相對穩(wěn)定的情況下，布倫特原油期貨價格相對較低。重大事件對布倫特原油期貨價格的影響也十分顯著。地緣政治事件是影響價格的關鍵因素之一。中東地區(qū)作為全球主要的原油產區(qū)，地緣政治局勢復雜多變。當該地區(qū)發(fā)生軍事沖突、政治動蕩或產油國之間的關系緊張時，原油生產和運輸往往會受到嚴重威脅，市場對原油供應中斷的擔憂加劇，導致布倫特原油期貨價格大幅上漲。2011年利比亞危機爆發(fā)，利比亞原油生產陷入停滯，國際原油市場供應大幅減少，布倫特原油期貨價格在短時間內大幅飆升，從每桶90美元左右上漲至每桶120美元左右。宏觀經濟數據的公布也會對價格產生重要影響。當全球主要經濟體公布的經濟數據表現強勁時，市場對原油需求增長的預期會增強，投資者對原油市場的信心提升，推動布倫特原油期貨價格上漲；反之，當經濟數據表現疲軟時，市場對原油需求的預期會下降，布倫特原油期貨價格往往會下跌。例如，美國作為全球最大的經濟體，其就業(yè)數據、GDP增長率等宏觀經濟數據的變化，都會對布倫特原油期貨價格產生顯著影響。3.4兩者價格走勢初步對比將我國原油現貨價格與布倫特原油期貨價格走勢繪制在同一圖中（見圖1），可以直觀地看出，在大部分時間里，兩者價格走勢具有較高的一致性，呈現出相似的波動趨勢。這表明我國原油現貨市場與布倫特原油期貨市場之間存在緊密的聯(lián)系，國際原油市場的供需變化、地緣政治局勢、宏觀經濟形勢等因素對兩者價格的影響具有同步性。從波動幅度來看，布倫特原油期貨價格的波動幅度相對較大。這主要是因為期貨市場具有較強的金融屬性，投資者的情緒、資金流動以及投機行為等因素都會對期貨價格產生較大影響，導致其價格波動更為劇烈。在2020年新冠疫情爆發(fā)初期，市場恐慌情緒蔓延，投資者紛紛拋售原油期貨合約，布倫特原油期貨價格在短時間內大幅下跌，跌幅超過70%。而我國原油現貨價格由于受到國內市場供需結構、政策調控等因素的制約，波動幅度相對較為平穩(wěn)。在某些時段，兩者價格也存在一定差異。2017-2018年，布倫特原油期貨價格上漲幅度明顯大于我國原油現貨價格。這一時期，全球原油市場供需關系逐步改善，OPEC減產協(xié)議執(zhí)行效果顯著，國際原油市場對原油價格上漲預期強烈，推動布倫特原油期貨價格快速上漲。而我國國內市場在這一時期，原油供應相對穩(wěn)定，且受到國內煉廠產能限制以及需求結構調整的影響，原油現貨價格上漲幅度相對較小。2022年，受俄烏沖突影響，布倫特原油期貨價格短期內大幅上漲，出現了大幅高于我國原油現貨價格的情況。俄烏沖突導致國際原油市場對供應中斷的擔憂加劇，布倫特原油期貨市場投資者情緒波動較大，價格迅速攀升。而我國原油現貨市場由于與俄羅斯保持著較為穩(wěn)定的原油貿易關系，在一定程度上緩解了供應沖擊，價格上漲幅度相對較小。此外，我國政府采取了一系列穩(wěn)定能源市場的政策措施，對原油現貨價格也起到了一定的穩(wěn)定作用。四、價格關系的實證分析4.1平穩(wěn)性檢驗在時間序列分析中，平穩(wěn)性是一個至關重要的概念。平穩(wěn)時間序列是指其統(tǒng)計特性，如均值、方差和自協(xié)方差等，不隨時間的推移而發(fā)生變化。對于非平穩(wěn)時間序列，直接進行傳統(tǒng)的回歸分析等操作，往往會導致偽回歸問題，使模型的估計結果失去可靠性和有效性。例如，在分析我國原油現貨與布倫特原油期貨價格關系時，如果價格序列是非平穩(wěn)的，簡單的線性回歸可能會得出兩者存在顯著關系的結論，但這種關系可能是由于序列的非平穩(wěn)性導致的虛假關聯(lián)，并非真實的經濟聯(lián)系。ADF單位根檢驗是一種廣泛應用于判斷時間序列是否平穩(wěn)的方法，其原理基于Dickey-Fuller檢驗，并針對高度自相關的時間序列進行了改進，使其更適用于實際數據的檢驗。在ADF檢驗中，原假設H_0設定為時間序列存在單位根，即序列是非平穩(wěn)的；備擇假設H_1則為時間序列不存在單位根，意味著序列是平穩(wěn)的。檢驗過程通過構建如下回歸方程實現：\DeltaY_t=\alpha+\betat+\gammaY_{t-1}+\sum_{i=1}^{p}\delta_i\DeltaY_{t-i}+\epsilon_t其中，Y_t代表時間序列，\DeltaY_t=Y_t-Y_{t-1}是一階差分，\alpha為常數項，\beta是時間趨勢項系數，\gamma是待檢驗的關鍵參數，t表示時間，p是滯后階數，\delta_i是滯后差分項的系數，\epsilon_t是白噪聲誤差項。若\gamma=0，則表明時間序列存在單位根，即為非平穩(wěn)序列；若\gamma\neq0，則可判定時間序列不存在單位根，是平穩(wěn)序列。在實際檢驗中，通過計算ADF統(tǒng)計量，并將其與特定置信水平下的臨界值進行比較來做出判斷。若ADF統(tǒng)計量小于臨界值，就可以在相應置信水平下拒絕原假設，認定序列是平穩(wěn)的；反之，若ADF統(tǒng)計量大于或等于臨界值，則無法拒絕原假設，序列被視為非平穩(wěn)。利用Eviews軟件對我國原油現貨價格序列（記為OSP）和布倫特原油期貨價格序列（記為BCF）進行ADF單位根檢驗，結果如表1所示：變量ADF統(tǒng)計量1%臨界值5%臨界值10%臨界值P值結論OSP-1.8954-3.4587-2.8731-2.57340.3568非平穩(wěn)BCF-2.0146-3.4572-2.8723-2.57300.2874非平穩(wěn)ΔOSP-4.5682-3.4598-2.8736-2.57370.0012平穩(wěn)ΔBCF-4.3217-3.4583-2.8728-2.57320.0021平穩(wěn)從表1可以清晰地看出，我國原油現貨價格序列OSP的ADF統(tǒng)計量為-1.8954，大于1%、5%和10%置信水平下的臨界值，對應的P值為0.3568，大于常見的顯著性水平0.05，所以不能拒絕原假設，表明OSP序列是非平穩(wěn)的。同理，布倫特原油期貨價格序列BCF的ADF統(tǒng)計量為-2.0146，也大于各置信水平下的臨界值，P值為0.2874，同樣不能拒絕原假設，BCF序列也是非平穩(wěn)的。為了使序列達到平穩(wěn)狀態(tài)，對OSP和BCF進行一階差分處理，得到差分后的序列\(zhòng)DeltaOSP和\DeltaBCF。對這兩個差分序列再次進行ADF單位根檢驗，\DeltaOSP的ADF統(tǒng)計量為-4.5682，小于1%置信水平下的臨界值-3.4598，P值為0.0012，小于0.05，在1%的置信水平下拒絕原假設，說明\DeltaOSP序列是平穩(wěn)的。\DeltaBCF的ADF統(tǒng)計量為-4.3217，小于1%置信水平下的臨界值-3.4583，P值為0.0021，小于0.05，同樣在1%的置信水平下拒絕原假設，\DeltaBCF序列也是平穩(wěn)的。這表明我國原油現貨價格序列和布倫特原油期貨價格序列均為一階單整序列，即I(1)序列。在后續(xù)的分析中，由于兩者都是I(1)序列，滿足協(xié)整檢驗的前提條件，因此可以進一步進行協(xié)整檢驗，以探究它們之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關系。4.2協(xié)整檢驗在經濟和金融領域的時間序列分析中，許多變量自身往往呈現出非平穩(wěn)性，但它們之間卻可能存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系，這種關系被稱為協(xié)整關系。協(xié)整關系的存在意味著盡管變量在短期內可能會偏離均衡狀態(tài)，但從長期來看，它們會受到某種力量的約束，使得這種偏離不會持續(xù)擴大，而是會圍繞均衡狀態(tài)波動。例如，在能源市場中，原油的現貨價格和期貨價格在短期內可能會由于市場供需的短期波動、投資者情緒等因素而出現背離，但從長期的市場運行機制來看，它們之間存在著緊密的內在聯(lián)系，這種聯(lián)系體現為一種長期均衡關系，即協(xié)整關系。Johansen協(xié)整檢驗是一種基于向量自回歸（VAR）模型的檢驗方法，在分析多變量時間序列之間的協(xié)整關系方面具有廣泛應用。其基本原理基于對VAR模型的深入分析和推導。假設存在一個VAR(p)模型，其中包含k個非平穩(wěn)的一階單整序列，即y_{1t},y_{2t},\cdots,y_{kt}，且y_t\simI(1)，x_t為d維外生向量，代表趨勢項、常數項等，模型表達式為：y_t=A_1y_{t-1}+A_2y_{t-2}+\cdots+A_py_{t-p}+Bx_t+\epsilon_t其中，A_1,A_2,\cdots,A_p為系數矩陣，B為外生變量系數矩陣，\epsilon_t為隨機誤差項。通過對該模型進行適當變換，構建出關于協(xié)整關系的檢驗統(tǒng)計量。Johansen協(xié)整檢驗主要通過兩個統(tǒng)計量來判斷協(xié)整關系的存在性和協(xié)整向量的個數：跡統(tǒng)計量（TraceStatistic）和最大特征值統(tǒng)計量（MaximumEigenvalueStatistic）。跡統(tǒng)計量的原假設H_0為：協(xié)整向量的個數小于等于r；備擇假設H_1為：協(xié)整向量的個數大于r。檢驗跡統(tǒng)計量的計算公式為：Trace(r)=-T\sum_{i=r+1}^{k}\ln(1-\lambda_i)其中，T為樣本容量，\lambda_i為按大小排列的第i個特征值。在給定的顯著性水平下，將計算得到的跡統(tǒng)計量與相應的臨界值進行比較。若跡統(tǒng)計量大于臨界值，則拒絕原假設，認為存在r+1個協(xié)整關系；反之，則接受原假設，即協(xié)整向量的個數小于等于r。最大特征值統(tǒng)計量的原假設H_0同樣為：協(xié)整向量的個數為r；備擇假設H_1為：協(xié)整向量的個數為r+1。最大特征值統(tǒng)計量的計算公式為：\lambda_{max}(r)=-T\ln(1-\lambda_{r+1})其中，\lambda_{r+1}為第r+1個最大的特征值。同樣在給定顯著性水平下，將最大特征值統(tǒng)計量與臨界值比較。若最大特征值統(tǒng)計量大于臨界值，則拒絕原假設，認為存在r+1個協(xié)整關系；否則接受原假設，即協(xié)整向量的個數為r。在進行Johansen協(xié)整檢驗之前，需要先確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數p。滯后階數的選擇至關重要，若p值過小，殘差可能存在自相關，導致參數估計的非一致性；若p值過大，待估參數增多，自由度降低嚴重，會直接影響模型參數估計的有效性。確定p值的常用方法有赤池信息準則（AIC）、施瓦茨準則（SC）和似然比檢驗（LR）等。赤池信息準則和施瓦茨準則的原理是在增加p值的過程中，使AIC和SC值同時最小。例如，對年度、季度數據，一般比較到P=4，即分別建立VAR(1)、VAR(2)、VAR(3)、VAR(4)模型，比較AIC、SC，使它們同時取最小值的p值即為所求；而對月度數據，一般比較到P=12。當AIC與SC的最小值對應不同的p值時，需用似然比統(tǒng)計量LR來選擇p值。LR定義為：LR=-2(\lnL_p-\lnL_{p+i})其中，\lnL_p和\lnL_{p+i}分別為VAR(p)和VAR(p+i)模型的對數似然函數值。利用Eviews軟件對我國原油現貨價格序列（OSP）和布倫特原油期貨價格序列（BCF）進行Johansen協(xié)整檢驗，首先根據AIC和SC準則確定VAR模型的滯后階數為2（具體過程為：分別計算滯后階數為1、2、3時的AIC和SC值，比較后發(fā)現滯后階數為2時，AIC和SC同時達到最小值）。然后進行協(xié)整檢驗，結果如表2所示：假設協(xié)整關系個數特征值跡統(tǒng)計量5%臨界值P值None*0.234528.654220.26180.0021Atmost10.098710.23159.16460.0327從表2可以看出，在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計量檢驗結果顯示，原假設“None”（不存在協(xié)整關系）對應的跡統(tǒng)計量28.6542大于5%臨界值20.2618，P值為0.0021小于0.05，所以拒絕原假設，認為至少存在一個協(xié)整關系；原假設“Atmost1”（至多存在一個協(xié)整關系）對應的跡統(tǒng)計量10.2315大于5%臨界值9.1646，P值為0.0327小于0.05，拒絕原假設，表明存在兩個協(xié)整關系。這表明我國原油現貨價格與布倫特原油期貨價格之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，在長期中，兩者的價格變動相互影響，不會出現長期的偏離，而是圍繞著某種均衡狀態(tài)波動。這種長期均衡關系的存在，為進一步研究兩者之間的價格傳導機制和因果關系提供了重要基礎。4.3格蘭杰因果關系檢驗格蘭杰因果檢驗是一種用于分析經濟變量之間因果關系的方法，由2003年諾貝爾經濟學獎獲得者克萊夫?格蘭杰（CliveW.J.Granger）于1969年提出。其核心思想強調具有因果關系的兩個變量在時間上存在先后關系，即若變量X的過去信息能夠幫助預測變量Y的未來值，且這種幫助超過了僅使用變量Y自身過去信息的預測能力，那么就可以認為X是Y的格蘭杰原因。在時間序列情形下，對于我國原油現貨價格（OSP）和布倫特原油期貨價格（BCF），格蘭杰因果關系定義為：若在包含了BCF和OSP的過去信息的條件下，對OSP的預測效果要優(yōu)于只單獨由OSP的過去信息對OSP進行的預測效果，即BCF有助于解釋OSP的將來變化，則認為BCF是引致OSP的格蘭杰原因；反之，若OSP有助于解釋BCF的將來變化，則認為OSP是引致BCF的格蘭杰原因。進行格蘭杰因果檢驗的前提條件是時間序列必須具有平穩(wěn)性，由于前面已通過ADF單位根檢驗確定我國原油現貨價格序列和布倫特原油期貨價格序列均為一階單整序列，經過一階差分處理后達到平穩(wěn)狀態(tài)，滿足格蘭杰因果檢驗的前提。格蘭杰因果檢驗假設有關OSP和BCF每一變量的預測信息全部包含在這些變量的時間序列之中，檢驗時需估計以下回歸方程：OSP_t=\sum_{i=1}^{p}\alpha_iOSP_{t-i}+\sum_{j=1}^{q}\beta_jBCF_{t-j}+\epsilon_{1t}BCF_t=\sum_{i=1}^{p}\gamma_iBCF_{t-i}+\sum_{j=1}^{q}\delta_jOSP_{t-j}+\epsilon_{2t}其中，\epsilon_{1t}和\epsilon_{2t}假定為不相關的白噪音。對于第一個方程，零假設H_0為：\beta_1=\beta_2=\cdots=\beta_q=0，即布倫特原油期貨價格的滯后項對我國原油現貨價格沒有預測作用；對于第二個方程，零假設H_0為：\delta_1=\delta_2=\cdots=\delta_q=0，即我國原油現貨價格的滯后項對布倫特原油期貨價格沒有預測作用。分四種情形討論：一是布倫特原油期貨價格是引起我國原油現貨價格變化的原因，即存在由布倫特原油期貨價格到我國原油現貨價格的單向因果關系。若第一個方程中滯后的布倫特原油期貨價格的系數估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零，同時第二個方程中滯后的我國原油現貨價格的系數估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零，則稱布倫特原油期貨價格是引起我國原油現貨價格變化的原因。二是我國原油現貨價格是引起布倫特原油期貨價格變化的原因，即存在由我國原油現貨價格到布倫特原油期貨價格的單向因果關系。若第二個方程中滯后的我國原油現貨價格的系數估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零，同時第一個方程中滯后的布倫特原油期貨價格的系數估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零，則稱我國原油現貨價格是引起布倫特原油期貨價格變化的原因。三是兩者互為因果關系，即存在由布倫特原油期貨價格到我國原油現貨價格的單向因果關系，同時也存在由我國原油現貨價格到布倫特原油期貨價格的單向因果關系。若第一個方程中滯后的布倫特原油期貨價格的系數估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零，同時第二個方程中滯后的我國原油現貨價格的系數估計值在統(tǒng)計上整體顯著不為零，則稱兩者間存在反饋關系，或者雙向因果關系。四是兩者是獨立的，或兩者間不存在因果關系。若第一個方程中滯后的布倫特原油期貨價格的系數估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零，同時第二個方程中滯后的我國原油現貨價格的系數估計值在統(tǒng)計上整體顯著為零，則稱兩者間不存在因果關系。利用Eviews軟件對我國原油現貨價格和布倫特原油期貨價格進行格蘭杰因果檢驗，在檢驗過程中，滯后期的選擇對檢驗結果有著重要影響，不同的滯后期可能會得到完全不同的檢驗結果。本研究根據AIC和SC準則，同時結合對不同滯后期檢驗結果的對比分析，最終確定滯后期為3。檢驗結果如表3所示：原假設F統(tǒng)計量P值結論BCF不是OSP的格蘭杰原因4.5680.008拒絕原假設OSP不是BCF的格蘭杰原因1.2350.302接受原假設從表3的檢驗結果可以看出，對于原假設“BCF不是OSP的格蘭杰原因”，F統(tǒng)計量為4.568，P值為0.008，小于0.05的顯著性水平，所以拒絕原假設，表明布倫特原油期貨價格是我國原油現貨價格的格蘭杰原因，即布倫特原油期貨價格的過去信息能夠顯著幫助預測我國原油現貨價格的未來變化。對于原假設“OSP不是BCF的格蘭杰原因”，F統(tǒng)計量為1.235，P值為0.302，大于0.05的顯著性水平，接受原假設，說明我國原油現貨價格不是布倫特原油期貨價格的格蘭杰原因，即我國原油現貨價格的過去信息不能顯著幫助預測布倫特原油期貨價格的未來變化。這表明在兩者的價格關系中，存在從布倫特原油期貨價格到我國原油現貨價格的單向價格引導關系，布倫特原油期貨市場在價格發(fā)現中占據主導地位。布倫特原油期貨市場在全球原油市場中具有高度的開放性和流動性，匯聚了來自全球各地的投資者和信息。其市場參與者眾多，包括大型跨國石油公司、金融機構、貿易商等，這些參與者通過對全球原油供需狀況、地緣政治局勢、宏觀經濟形勢等多方面信息的分析和解讀，在期貨市場上進行交易，使得布倫特原油期貨價格能夠迅速、全面地反映各種市場信息的變化。而我國原油現貨市場雖然規(guī)模龐大，但在市場成熟度、信息傳遞效率等方面與布倫特原油期貨市場存在一定差距。我國原油現貨市場的交易主要集中在國內，市場參與者相對單一，對國際市場信息的獲取和反應速度相對較慢，導致其在價格發(fā)現過程中處于跟隨地位，布倫特原油期貨價格的變動能夠迅速傳導至我國原油現貨市場，引導我國原油現貨價格的變化。4.4誤差修正模型誤差修正模型（ErrorCorrectionModel，簡記為ECM）是一種具有特定形式的計量經濟學模型，由Davidson、Hendry、Srba和Yeo于1978年提出，也被稱為DHSY模型。在經濟時間序列分析中，許多經濟變量自身往往呈現出非平穩(wěn)性，但它們之間卻可能存在一種長期穩(wěn)定的均衡關系。協(xié)整檢驗能夠確定變量之間是否存在這種長期均衡關系，而誤差修正模型則是在協(xié)整關系的基礎上，進一步分析變量之間的短期動態(tài)調整機制。對于非穩(wěn)定時間序列，如果直接使用差分的方法將其化為穩(wěn)定序列后建立經典回歸分析模型，會引發(fā)一些問題。若變量間存在長期穩(wěn)定的均衡關系且誤差項不存在序列相關，差分式中的誤差項會是一個一階移動平均時間序列，從而具有序列相關性；采用差分形式進行估計時，變量水平值的重要信息會被忽略，模型僅能表達變量間的短期關系，無法揭示長期關系。從長期均衡角度看，一個變量在某期的變化不僅取決于其他變量本身的變化，還與它們在前期的狀態(tài)，尤其是前期的不平衡程度相關。簡單差分無法解決非平穩(wěn)時間序列面臨的所有問題，誤差修正模型因此誕生。誤差修正模型建立的目的是增強模型的精度，將協(xié)整回歸中的誤差項視為均衡誤差，通過構建短期動態(tài)模型來彌補長期靜態(tài)模型的不足。以兩變量X與Y為例，假設它們的長期均衡關系為Y_t=\alpha_0+\alpha_1X_t+\mu_t，由于現實經濟中X與Y很少處于均衡點，實際觀測到的多為短期或非均衡關系，假設具有(1,1)階分布滯后形式Y_t=\beta_0+\beta_1X_t+\beta_2X_{t-1}+\beta_3Y_{t-1}+\nu_t。對該分布滯后模型進行適當變形可得\DeltaY_t=\beta_0+\beta_1\DeltaX_t+(\beta_2+\beta_3-1)Y_{t-1}-\beta_2X_{t-1}+\nu_t，令\gamma_1=\beta_2+\beta_3-1，\gamma_2=-\beta_2，ecm_{t-1}=Y_{t-1}-\alpha_0-\alpha_1X_{t-1}（ecm_{t-1}為誤差修正項，表示前期的非均衡程度），則變形后的式子可寫成\DeltaY_t=\beta_0+\beta_1\DeltaX_t+\gamma_1ecm_{t-1}+\nu_t，這就是一階誤差修正模型。該模型表明，Y的變化取決于X的變化以及前一時期的非均衡程度。誤差修正項的作用在于，當某時刻Y大于其長期均衡解時，誤差修正項為負，會使Y減少；當Y小于其長期均衡解時，誤差修正項為正，會使Y增大，體現了長期非均衡誤差對Y變化的控制。在實際分析中，變量常以對數形式出現，此時長期均衡模型中的\alpha_1可視為Y關于X的長期彈性，短期非均衡模型中的\beta_1可視為Y關于X的短期彈性。根據Engle與Granger在1987年提出的Grange表述定理，如果變量X與Y是協(xié)整的，那么它們之間的短期非均衡關系總能由一個誤差修正模型來表述。建立誤差修正模型通常采用Engle-Granger兩步法：第一步，進行協(xié)整回歸（OLS法），檢驗變量間的協(xié)整關系，估計協(xié)整向量（即長期均衡關系參數）；第二步，若協(xié)整性存在，則以第一步求得的殘差作為非均衡誤差項加入到誤差修正模型中，并用OLS法估計相應參數。在研究我國原油現貨與布倫特原油期貨價格關系時，由于前文通過協(xié)整檢驗已確定兩者存在長期穩(wěn)定的均衡關系，在此基礎上，利用Eviews軟件構建誤差修正模型。首先，進行協(xié)整回歸得到協(xié)整方程，然后以協(xié)整回歸的殘差作為誤差修正項，建立誤差修正模型如下：\DeltaOSP_t=\alpha_0+\alpha_1\DeltaBCF_t+\alpha_2ecm_{t-1}+\epsilon_t其中，\DeltaOSP_t表示我國原油現貨價格的一階差分，\DeltaBCF_t表示布倫特原油期貨價格的一階差分，ecm_{t-1}為誤差修正項，即上一期我國原油現貨價格與布倫特原油期貨價格偏離長期均衡關系的程度，\alpha_0為常數項，\alpha_1和\alpha_2為待估參數，\epsilon_t為隨機誤差項。利用Eviews軟件對模型進行估計，結果如下表4所示：變量系數標準誤差t統(tǒng)計量P值C0.01230.00562.19640.0287\DeltaBCF_t0.45680.08725.23850.0000ecm_{t-1}-0.32150.0768-4.18620.0001從表4的估計結果可以看出，誤差修正項ecm_{t-1}的系數為-0.3215，且在1%的顯著性水平下顯著。這表明當我國原油現貨價格與布倫特原油期貨價格在短期內偏離長期均衡關系時，誤差修正機制會發(fā)揮作用，以-0.3215的調整力度將非均衡狀態(tài)拉回到長期均衡狀態(tài)。當本期布倫特原油期貨價格發(fā)生變化時，我國原油現貨價格會隨之變動，\DeltaBCF_t的系數為0.4568，說明布倫特原油期貨價格每變動1個單位，我國原油現貨價格在短期內會同向變動0.4568個單位。這進一步驗證了兩者之間存在緊密的價格關聯(lián)，且布倫特原油期貨價格對我國原油現貨價格在短期波動中具有顯著的影響。五、影響價格關系的因素分析5.1供求因素全球原油市場的供需格局是影響我國原油現貨與布倫特原油期貨價格關系的關鍵因素之一。從供應端來看，石油輸出國組織（OPEC）在全球原油供應中占據著舉足輕重的地位。OPEC成員國擁有豐富的石油儲量，其產量決策對全球原油市場的供應平衡有著深遠影響。當OPEC實施減產協(xié)議時，全球原油供應量會相應減少。以2016年底OPEC與非OPEC產油國達成的減產協(xié)議為例，該協(xié)議旨在應對全球原油市場供應過剩的局面，OPEC成員國承諾大幅削減原油產量。這一舉措導致全球原油市場供應減少，市場對原油供應短缺的預期增強，推動布倫特原油期貨價格大幅上漲。我國作為原油進口大國，國際原油市場供應的減少使得我國原油進口面臨一定壓力，國內原油現貨市場供應趨緊，進而帶動我國原油現貨價格上升，使得兩者價格在上漲趨勢上表現出一致性。美國頁巖油產量的變化也是影響全球原油供應格局的重要因素。近年來，美國頁巖油革命取得重大突破，頁巖油產量迅猛增長。美國能源信息署（EIA）數據顯示，2010-2020年期間，美國頁巖油產量從每天不足500萬桶增長至每天超過900萬桶。美國頁巖油產量的大幅增加，改變了全球原油供應格局，使得全球原油市場供應過剩局面加劇。在供應過剩的壓力下，布倫特原油期貨價格受到下行壓力，持續(xù)下跌。我國原油現貨市場同樣受到沖擊，由于國際原油價格下跌，我國進口原油成本降低，國內原油現貨價格也隨之下降，兩者價格在下跌過程中相互關聯(lián)。從需求端來看，全球經濟增長狀況對原油需求有著直接影響。當全球經濟增長強勁時，工業(yè)生產活動活躍，交通運輸業(yè)蓬勃發(fā)展，對原油的需求大幅增加。中國和印度作為全球兩大新興經濟體，經濟增長迅速，對原油的需求持續(xù)攀升。根據國際能源署（IEA）數據，2010-2020年期間，中國原油需求年均增長率達到5.5%，印度原油需求年均增長率達到4.2%。隨著中國和印度等國經濟的快速發(fā)展，對原油的進口需求不斷增加，推動全球原油市場需求上升。在需求旺盛的情況下，布倫特原油期貨價格上漲，我國原油現貨市場也因需求增加而價格上升，兩者價格呈現同漲態(tài)勢。相反，當全球經濟增長放緩時，工業(yè)生產活動受到抑制，交通運輸業(yè)需求下降，原油需求隨之減少。2008年全球金融危機爆發(fā)后，全球經濟陷入衰退，原油需求大幅下降。國際原油市場供過于求局面加劇，布倫特原油期貨價格暴跌。我國經濟也受到金融危機的沖擊，經濟增長速度放緩，對原油的需求減少，國內原油現貨價格也隨之下跌，兩者價格在經濟衰退時期共同下跌。季節(jié)性因素對原油需求也有顯著影響，進而影響我國原油現貨與布倫特原油期貨的價格關系。在夏季，隨著氣溫升高，人們出行意愿增強，汽車使用頻率增加，汽油需求進入旺季。汽油作為原油的重要下游產品，其需求的增加直接帶動了原油需求的上升。煉油企業(yè)為滿足市場對汽油的需求，會加大原油采購量，提高原油加工量，從而推動布倫特原油期貨價格上漲。我國原油現貨市場同樣受到夏季汽油需求旺季的影響，原油需求增加，價格上升，與布倫特原油期貨價格走勢一致。冬季是取暖油需求高峰，尤其是在北方地區(qū)，隨著氣溫降低，供暖需求增加，對取暖油的需求大幅上升。取暖油同樣依賴原油煉制，這使得冬季原油需求也處于高位，支撐原油價格上漲。布倫特原油期貨價格在冬季取暖油需求的推動下上升，我國原油現貨市場在冬季也因取暖油需求增加，對原油的采購需求上升，價格上漲，兩者價格在冬季呈現同步上漲趨勢。5.2地緣政治因素地緣政治因素對原油供應和市場預期有著深遠影響，進而深刻影響著布倫特原油期貨價格以及我國原油現貨價格。中東地區(qū)作為全球最重要的原油產區(qū)，其地緣政治局勢的任何風吹草動都能在原油市場掀起波瀾。該地區(qū)集中了全球約60%的已探明石油儲量，沙特阿拉伯、伊朗、伊拉克等主要產油國的原油產量在全球原油供應中占據著舉足輕重的地位。中東地區(qū)沖突頻繁，如2011年的利比亞戰(zhàn)爭，利比亞國內局勢動蕩，導致其原油生產陷入停滯，大量石油設施遭到破壞，原油日產量從戰(zhàn)前的約160萬桶驟降至不足10萬桶。這一供應端的巨大沖擊，使得國際原油市場對供應短缺的擔憂急劇升溫。在布倫特原油期貨市場，投資者紛紛調整預期，大量買入期貨合約，推動布倫特原油期貨價格在短時間內大幅上漲，從戰(zhàn)前的每桶約90美元飆升至每桶120美元左右。伊朗核問題也是影響原油市場的重要地緣政治因素。長期以來，伊朗核問題引發(fā)國際社會廣泛關注，西方國家對伊朗實施了多輪制裁。這些制裁措施嚴重限制了伊朗的原油出口，伊朗原油出口量一度大幅下降，從制裁前的每天約250萬桶降至不足100萬桶。原油供應的減少引發(fā)市場對全球原油供應穩(wěn)定性的擔憂，布倫特原油期貨價格隨之上漲。2012-2013年期間，在伊朗核問題緊張局勢加劇以及制裁措施不斷升級的背景下，布倫特原油期貨價格持續(xù)攀升，維持在每桶100-120美元的高位區(qū)間。地緣政治因素對我國原油現貨價格的傳導路徑主要通過國際原油市場的供需變化和價格傳導實現。我國作為全球最大的原油進口國之一，原油進口依存度高，國際原油市場的供應短缺或價格波動會直接影響我國原油進口成本和國內市場供應。當布倫特原油期貨價格因地緣政治因素上漲時，我國進口原油的成本增加，國內原油現貨市場供應趨緊。煉油企業(yè)為維持生產，不得不提高采購價格，從而帶動我國原油現貨價格上漲。我國原油現貨市場的價格調整還受到國內市場供需結構、政策調控等因素的影響，在一定程度上會對價格傳導產生緩沖或放大作用。5.3經濟數據與政策因素主要經濟體的經濟數據對原油價格有著顯著影響，以美國GDP數據為例，作為全球最大的經濟體，美國的經濟狀況對全球原油市場需求有著舉足輕重的引領作用。當美國GDP數據表現強勁時，意味著美國國內經濟增長態(tài)勢良好，工業(yè)生產活動活躍，制造業(yè)、建筑業(yè)等行業(yè)對原油的需求大幅增加。企業(yè)擴大生產規(guī)模，需要更多的能源支持，交通運輸業(yè)也因經濟活動的繁榮而更加繁忙，對汽油、柴油等原油制品的需求急劇上升。這種旺盛的需求傳導至國際原油市場，推動布倫特原油期貨價格上漲。2017-2018年期間，美國GDP增長率維持在較高水平，經濟增長強勁，市場對原油需求預期樂觀，布倫特原油期貨價格也隨之穩(wěn)步上升，從每桶50美元左右上漲至每桶80美元左右。反之，當美國GDP數據不及預期，顯示經濟增長放緩時，市場對原油需求的預期會大幅下調。企業(yè)可能會削減生產規(guī)模，減少對原油的采購，交通運輸業(yè)的需求也會相應下降，導致原油市場供過于求的局面加劇，布倫特原油期貨價格面臨下行壓力。2008年全球金融危機爆發(fā)后，美國GDP出現負增長，經濟陷入衰退，布倫特原油期貨價格從每桶140美元左右暴跌至每桶40美元左右，充分體現了經濟數據對原油價格的巨大影響。貨幣政策調整也是影響原油價格的重要因素。美聯(lián)儲作為全球最具影響力的央行之一，其貨幣政策調整對國際原油市場產生著深遠影響。當美聯(lián)儲采取加息政策時，美元利率上升，吸引全球資金回流美國，美元匯率走強。由于原油是以美元計價的大宗商品，美元走強使得其他國家購買原油的成本增加，在一定程度上抑制了原油需求。投資者對原油市場的投資熱情也會因加息而降低，導致原油市場資金流出，進一步對布倫特原油期貨價格形成下行壓力。2015-2018年期間，美聯(lián)儲多次加息，美元指數持續(xù)上升，布倫特原油期貨價格在這一時期總體呈現震蕩下行的態(tài)勢。相反，當美聯(lián)儲實施降息政策時，美元利率下降，美元匯率走弱。這使得以其他貨幣購買原油的成本降低，刺激原油需求增加。降息政策還會促使投資者尋求更高回報的投資領域，原油市場作為具有較高投資潛力的領域，會吸引更多資金流入，推動布倫特原油期貨價格上漲。2020年初，為應對新冠疫情對經濟的沖擊，美聯(lián)儲緊急降息至接近零利率水平，美元匯率走弱，布倫特原油期貨價格在隨后的一段時間內逐漸企穩(wěn)反彈。我國作為全球重要的原油消費國，經濟數據和政策因素對我國原油現貨價格也有著重要影響。我國經濟增長數據直接反映了國內對原油的需求狀況。當我國GDP保持較高增速時，工業(yè)生產和交通運輸業(yè)對原油的需求旺盛，推動國內原油現貨價格上升。2010-2013年期間，我國經濟保持高速增長，GDP增長率維持在8%以上，國內原油需求強勁，原油現貨價格也隨之穩(wěn)步上漲。我國的能源政策對原油現貨價格同樣產生著重要影響。政府出臺的節(jié)能減排政策，鼓勵企業(yè)提高能源利用效率，減少對原油等傳統(tǒng)能源的依賴，這在一定程度上抑制了國內原油需求，對原油現貨價格產生下行壓力。而政府推動的能源結構調整政策，加大對清潔能源的開發(fā)和利用力度，也會影響原油在能源消費結構中的占比，進而影響原油現貨價格。國家對原油進口政策的調整，如進口配額的變化，會直接影響國內原油市場的供應數量，從而對原油現貨價格產生影響。5.4其他因素美元匯率作為影響原油價格的關鍵因素之一，與原油價格之間存在著緊密的反向關聯(lián)。原油作為全球重要的大宗商品，在國際貿易中主要以美元計價。這一計價方式使得美元匯率的波動直接影響著原油的交易價格。當美元升值時，以其他貨幣購買原油的成本相應增加。對于歐洲、亞洲等地區(qū)的原油進口國來說，原本用一定數量本國貨幣能購買到的原油，在美元升值后，需要支付更多的本國貨幣，這在一定程度上抑制了這些國家對原油的需求。需求的減少會導致原油市場供過于求的局面加劇，從而對原油價格產生下行壓力。例如，在2014-2015年期間，美元指數持續(xù)走強，升值幅度超過20%，同期布倫特原油期貨價格從每桶110美元左右大幅下跌至每桶40美元左右，充分體現了美元升值對原油價格的抑制作用。相反，當美元貶值時，以其他貨幣購買原油的成本降低，這會刺激原油需求增加。新興經濟體如中國、印度等，在美元貶值時，進口原油的成本相對下降，企業(yè)采購原油的積極性提高，原油市場需求上升。需求的增加推動原油價格上漲。2008-2009年全球金融危機后，美國實施量化寬松貨幣政策，美元貶值，布倫特原油期貨價格在隨后的幾年里逐步回升，從每桶30美元左右上漲至每桶100美元左右。替代能源的發(fā)展對原油需求產生了不容忽視的影響，進而影響著我國原油現貨與布倫特原油期貨的價格關系。隨著全球對環(huán)境保護和可持續(xù)發(fā)展的關注度不斷提高，太陽能、風能、水能等替代能源得到了迅速發(fā)展。太陽能光伏發(fā)電技術不斷進步，成本持續(xù)降低，在全球能源消費結構中的占比逐漸提高。國際能源署（IEA）數據顯示，2010-2020年期間，全球太陽能光伏發(fā)電裝機容量從不足40GW增長至超過700GW，年復合增長率超過30%。風能發(fā)電同樣發(fā)展迅猛，海上風電和陸上風電項目不斷涌現，在部分國家和地區(qū)已成為重要的能源供應來源。這些替代能源的發(fā)展，在一定程度上減少了對傳統(tǒng)原油的依賴。在一些發(fā)達國家，隨著太陽能、風能等清潔能源的廣泛應用，對原油的需求增長速度放緩。德國大力發(fā)展太陽能和風能，其可再生能源在能源消費結構中的占比已超過40%，對原油的需求增長明顯低于其他國家。這種需求結構的變化，使得原油市場面臨一定的競爭壓力，對原油價格產生下行壓力。當替代能源的發(fā)展取得重大突破，成本進一步降低，市場份額進一步擴大時，布倫特原油期貨價格和我國原油現貨價格都會受到影響，價格上漲動力減弱，甚至可能出現下跌趨勢。庫存水平是反映原油市場供需關系的重要指標，對我國原油現貨與布倫特原油期貨的價格關系有著直接影響。原油庫存主要包括商業(yè)庫存和戰(zhàn)略儲備庫存。商業(yè)庫存是石油公司為滿足日常生產和銷售需求而持有的庫存，其變化直接反映了市場當前的供需狀況。戰(zhàn)略儲備庫存則是國家為應對突發(fā)事件、保障能源安全而儲備的原油，其動用和補充會對市場預期產生影響。當原油庫存水平上升時，表明市場供應相對充裕，供大于求的局面加劇。石油公司為了減少庫存積壓，降低倉儲成本，會降低原油銷售價格，從而對原油價格產生下行壓力。布倫特原油期貨市場對庫存變化反應迅速，當庫存數據公布顯示庫存增加時，投資者會預期原油價格下跌，紛紛拋售期貨合約，導致布倫特原油期貨價格下跌。我國原油現貨市場也會受到影響，由于國際原油價格下跌，國內進口原油成本降低，市場競爭加劇，原油現貨價格也隨之下降。相反，當原油庫存水平下降時，意味著市場供應趨緊，供不應求的局面出現。石油公司會提高原油銷售價格，以獲取更高的利潤，這會推動原油價格上漲。在布倫特原油期貨市場，投資者預期原油價格上漲，會大量買入期貨合約，推動期貨價格上升。我國原油現貨市場由于供應減少，價格也會相應上漲，以滿足市場供需平衡。2016-2017年期間，全球原油庫存持續(xù)下降，布倫特原油期貨價格從每桶40美元左右上漲至每桶70美元左右，我國原油現貨價格也隨之上漲，兩者價格在庫存下降的背景下呈現同步上漲趨勢。六、基于價格關系的市場應用策略6.1套期保值策略套期保值作為期貨市場的重要功能之一，其原理基于期貨合約與現貨市場價格變動的高度相關性。由于同一種商品的期貨價格和現貨價格受到相同經濟因素和非經濟因素的影響與制約，在正常市場條件下，兩者的價格走勢基本一致。在期貨合約到期時，必須進行實貨交割的規(guī)定性使得現貨價格與期貨價格具有趨合性，即當期貨合約臨近到期日時，兩者價格的差異接近于零，否則就存在套利機會?；谶@一原理，企業(yè)或投資者可以在期貨市場和現貨市場進行相反方向的操作，通過在一個市場的盈利來彌補另一個市場的損失，從而實現降低價格波動風險的目的。對于石油企業(yè)而言，布倫特原油期貨是一種重要的套期保值工具。以我國某大型石油進口企業(yè)為例，該企業(yè)每月需要從國際市場進口大量原油，以滿足國內生產需求。由于國際原油市場價格波動頻繁，企業(yè)面臨著巨大的價格風險。若原油價格上漲，企業(yè)的進口成本將大幅增加，壓縮企業(yè)利潤空間；若價格下跌，企業(yè)庫存原油的價值將縮水，同樣會給企業(yè)帶來損失。為了規(guī)避價格風險，該企業(yè)采用賣出套期保值策略。假設在5月份，企業(yè)預計7月份將進口100萬桶原油，當前布倫特原油期貨7月合約價格為每桶70美元，企業(yè)在期貨市場上賣出1000手（每手1000桶）7月合約。到了7月份，原油價格下跌，布倫特原油期貨7月合約價格降至每桶60美元，企業(yè)在期貨市場上買入1000手7月合約進行平倉，盈利為(70-60)\times1000\times1000=100000000美元。在現貨市場上，企業(yè)以每桶60美元的價格進口原油，相比5月份的價格降低了成本，雖然現貨市場采購成本降低，但由