全国碳排放权交易市场有效性实证分析.pdf
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1、选取全国碳排放权交易市场2021年7月16日2022年12月30日357个收盘价数据,分别采取游程检验法、方差比检验法、重标极差法对其有效性进行综合分析,并比较各检验之间的差异。研究结果表明,2022年全国碳排放权交易市场较2021年趋于平稳;不同检验方法得出的统计结果有所差异,但整体上全国碳排放权交易市场未达到弱式有效水平。由此建议应积极引入市场参与机构、创新交易工具,从而提高全国碳排放权交易市场的积极性,并完善相关法律法规,保证碳交易政策连续性,同时加强信息披露,促进与区域碳排放权交易市场联动发展。关键词:碳排放权交易市场;市场有效性;重标极差法;信息披露中图分类号:F832.5文献标识码
2、:粤文章编号:2096-2517(圆园23)园4原0园71原10DOI:10.16620/ki.jrjy.2023.04.008全国碳排放权交易市场有效性实证分析刘江帆1,2,侯恒宇1,张建红3(1.河北经贸大学 金融学院,河北 石家庄 050061;2.河北经贸大学 绿色金融研究所,河北 石家庄 050061;3.中国国际工程咨询有限公司,北京 100048)一、引言20 世纪以来,全球气候变化已经对世界各国的环境、经济和社会产生严重影响,气候变化对经济和社会造成的严重危害迫使世界各国积极寻求解决方案。1997 年 京都议定书 的出台代表着各国愈发重视全球气候变化。我国在全球碳减排工作中扮演
3、着至关重要的角色,在分析研究自身国情的基础上借鉴欧盟在碳减排方面的相关经验,对碳市场开展了有序探索。从其他国家经验来看,碳排放权交易作为一种重要的碳减排工具,已经发挥了重要作用。碳排放权交易市场一方面可以倒逼碳排放强度高的企业使用清洁能源、升级减排技术来降低环境成本,另一方面可以弥补碳排放强度低的企业的转型成本。我国 2011 年在“十二五”规划纲要中提出建立碳排放交易市场,在北京、天津等 7 个省市启动试点工作并于 2013 年上线交易,2016 年福建省作为第八个碳交易试点启动,2017 年 全国碳排放权交易市场建设方案 实施要求建立全国统一碳排放交易市场。自 2021 年全国碳排放权交易
4、市场(以下简称全国碳交易市场)成立以来,经过近一年半时间的运行,全国碳交易市场取得了一定进展,市场交易机制正在逐步完善。根据上海环境能源交易所发布的 2022 年全国碳交易市场运行情况来看,已覆盖电力企业超 2000 家,2022 年度成交量5088.95 万吨,交易金额 28 亿元,主要集中在11绿色金融71圆园23 年第 4 期(总第 210 期)12 月,大宗协议成交金额占 87%,累计交易金额突破百亿元淤。其他试点地区覆盖排放单位近 3000 多家,2022 年成交金额达到 26.5 亿元,累计交易也突破百亿元。全国碳交易市场和试点市场的碳交易均价均有所上涨,深圳排放权交易市场 202
5、2 年同比涨幅甚至达到 286%于。我国碳交易市场一跃成为全球成交量最大的交易市场。但目前全国碳交易市场仍处于起步阶段,碳价波动大、配套法律不健全、企业参与积极性不高、政策不连续等问题依然存在,有可能影响我国 2030 年碳达峰和 2060 年碳中和的目标实现。因此研究全国碳交易市场是否达到有效水平对于实现碳减排目标具有重要意义。由于全国碳交易市场成立时间较短,针对全国碳交易市场的有效性研究文献较少,特别是缺乏定量化的研究。本文分别采取游程检验法、方差比检验法和重标极差法对全国碳排放权交易市场的有效性进行综合分析。针对目前研究的局限性提出的主要创新点如下:一是将研究对象设定为全国碳交易市场,丰
6、富了国内对于全国碳交易市场有效性的研究,并且采取多种方法对全国碳交易市场的有效性进行分析,弥补国内对全国碳交易市场定量化研究的空缺。二是探讨市场有效性检验方法的优缺点和适用性,并对各类检验方法实证结果进行比较。三是本文根据 Miller 等1的方法调整相关数据,运用一阶自回归过程对全国碳交易市场的数据进行调整,弥补全国碳交易市场数据量少的缺点,使实验结果更加准确、可信。二、文献综述Fama(1970)首次提出有效市场假说,其假设前提是所有的市场参与者都是理性的,主要内容是:有效市场是指市场价格能够充分反映投资者可获得信息的市场2。该理论将金融市场有效性分为弱式、半强式、强式。弱式有效市场中参与
7、者不能通过掌握历史信息来获取超额利润。如果资产价格符合随机游走过程,即序列满足随机性就可以证明市场处于弱式有效,在该市场中历史交易信息将不会影响未来资产价格。由有效市场假说发展而来的分形市场假说,其主要内容是信息对于不同市场参与者的交易时间影响不同,并且市场参与者并非都是理性的。国外学者研究主要集中在欧洲碳排放交易体系(EU ETS)有效性。其中 Montagnoli 等(2010)选取20052009 年 BlueNext 环境交易所碳排放数据,采用方差比检验的方法来衡量欧洲碳排放交易体系的有效性,并将其分为两个阶段,他们认为欧洲碳排放交易体系在第一阶段市场没有达到有效水平,而在第二阶段市场
8、的有效性较第一阶段有所上升3。Daskalakis 等(2013)选取 20082011 年在洲际交易所交易的四种二氧化碳排放配额的期货数据进行市场有效性分析,同样认为第二阶段市场有效性有所提高,市场趋于成熟4。但 Ibikunle 等(2016)证明欧洲碳排放交易体系在第二阶段达到随机游走5。Sattarhoff 等(2022)使用欧洲碳排放交易体系三个阶段的历史数据,采用多重分形随机行走模型和间歇系数进行市场有效性分析,同样得出欧洲碳排放交易体系达到成熟状态的结论6。Chevallier 等(2011)选取欧洲碳排放交易体系碳排放权成交价、期权价格波动率和波动率数据,得出欧洲碳排放交易体系
9、碳价格不稳定的结论,并发现期货市场有利于稳定欧洲碳排放交易体系碳价格7。除此之外,Charles 等(2013)还通过成本现金模型,对欧洲碳排放交易体系数据进行协整检验8。国内学者主要研究对象是股票市场、期货市场、证券市场以及区域碳排放权交易市场。主要研究方法包括游程检验9、方差比检验法10、重标极差法11、EGARCH-M 模型12、ARMA-GARCH 模型13、双向效应固定模型14和遗传编程算法15等。牛东来等(2019)选取 JD1703 合约上市后鸡蛋期货市场数据,通过方差分解和格兰杰因果检验对序列进行分析,结果表明我国鸡蛋期货市场达到弱式有效水平,但未达到半强式有效水平16。Wan
10、g 等(2022)将序列面板选择法与 KSS 单位根检验结合中国区域碳排放权交易市场进行分析,结果显示有效市场假说在我国区域碳排放权交易市场并不成立17。Chen等(2021)通过对中国湖北试点碳排放权交易市场进行方差比检验,得出湖北碳排放权交易市场未达淤作者根据上海环境能源交易所数据整理。于作者根据北京绿色交易所、深圳排放权交易所数据整理。72圆园23 年第 4 期(总第 210 期)到弱式有效,并且市场效率波动幅度大的结论18。王磊等(2021)在分型市场假说的基础上综合运用游程检验、ADF-KPSS 联合检验以及重标极差法对长江经济带碳排放权交易市场进行有效性分析,认为长江经济带的湖北、
11、重庆和上海三个区域碳排放权交易市场仍未达到弱式有效19。马跃等(2022)通过建立 GARCH 模型和运用重标价差法等方法研究认为当前中国试点碳排放权交易市场未达到弱式有效水平20。吕靖烨等(2019)选取湖北碳交易市场 963 个日收盘价格数据,运用游程检验、建立 GARCH 模型和 GARCH-M 模型得出湖北碳交易市场仍然未达到弱式有效水平的结论21。杨敏等(2020)在考虑到结构突变问题的基础上充分运用 Hurst 指数对欧盟以及中国碳排放权交易市场进行有效性分析,得出沪、鄂两地的区域碳排放权交易市场仍未达到弱式有效,同时欧盟碳排放权交易市场有效性也有所减弱22。吕靖烨等(2018)对
12、湖北碳排放权交易市场收益率数据建立GARCH模型,并进一步建立 MCMC-SV 模型对统计结果准确性进行验证,结果表明湖北试点的碳排放权交易市场未达到弱式有效23。以上相关文献对研究全国碳交易市场有效性提供了理论基础和方法,但整体上存在三点局限性:从研究对象来看,国内研究集中于对全国碳交易市场有效性的定性化研究,市场定量化分析主要是区域碳排放权交易市场,对于全国碳交易市场的有效性分析的定量化研究较少;从检验方法来看,已有文献对于市场有效性检验的方法较为单一;从数据分析角度来看,目前全国碳交易市场处于初期运行阶段,属于淡薄市场,已有文献直接剔除交易量为零的数据,会对全国碳交易市场有效性研究产生影
13、响24。本文根据已有学者对碳交易市场有效性研究的相关方法和理论,对全国碳交易市场有效性进行系统全面的实证分析,研究结论将对完善我国碳交易市场机制具有重要的借鉴意义。三、研究设计(一)样本选择与数据来源本文主要数据来源于上海环境能源交易所,借鉴白强等(2022)25的样本指标选取,以全国碳交易市场日收盘价数据为样本,选择时间段为 2021年 7 月 16 日2022 年 12 月 30 日,共 357 个数据。(二)指标本文借鉴赵立祥等(2018)10的方法采用对数收益率作为衡量市场价格波动变化幅度的指标,区别于部分研究采用价格波动变化幅度为研究对象。同时为了提高序列的稳定性,对日收盘价进行对数
14、化处理,计算公式如下:Rt=ln Pt-ln Pt-1(1)式中,Pt为第 t 日全国碳交易市场收盘价,Pt-1为第 t-1 日全国碳交易市场收盘价。全国碳交易市场成立时间短造成对数收益率数据少,淡薄数据容易形成白噪声影响,白噪声影响在数据估计和检验中容易造成偏差。为了消除淡薄交易数据的影响,本文通过 AR(1)对全国碳交易市场的数据进行调整。Rt=琢+茁Rt-1+着t(2)再运用回归的残差进行点估计:e赞t=着赞t1-茁(3)(三)分析方法1.游程检验某种状态连续出现若干次则称为一个游程。在本文中将该状态定义为全国碳交易市场对数收益率上升或者全国碳交易市场对数收益率下跌,即全国碳交易市场碳价
15、的涨跌。游程检验是根据序列排列呈现的游程数进行检验的方法,游程检验的原理是通过设置临界值即割点区分两组游程,通过计算相应的概率来检验序列是否随机生成。游程检验的原假设 H0:序列为随机游走序列,即全国碳交易市场达到弱式有效。游程期望值和标准差分别为:E(R)=1+2N1N2N(4)滓R=2N1N2(2N1N2-N)N2(N-1)蓘蓡(5)构造统计量 Z 为:Z=R-E(R)滓R(6)式中,R 为游程数,N 为样本数,N1为对数收益率为正的序列个数,N2为对数收益率为负的序列个数。当|Z|Z琢2(琢 为给定的显著性水平)时,则拒绝原假设 H0,反之则认为序列出现随机性。73圆园23 年第 4 期
16、(总第 210 期)2.方差比检验方差比检验法的适用范围较为广泛,适用于非正态分布以及异方差的序列。其检验原理是当序列样本符合随机游走的条件时,其随机游走增量与时间成线性关系。方差比检验的原假设 H0:VR(k)=1,序列具有随机性,其中当|VR(k)|1 时,表明序列具有较强波动性,当|VR(k)|1 时,表明序列趋于平稳。方差比为:VR(k)=Var(rt+rt-1+rt-k-1)k Var(r)=1+2k-1i=1移(k-ik)籽i(7)同方差条件下的统计量为:Z(k)=VR(k)-1渍(k)姨(8)渍(k)=2(2k-1)(k-1)3kT(9)异方差条件下的统计量为:Z*(k)=VR(
17、k)-1渍*(k)姨(10)渍*(k)=k-1j=1移2(k-j)2k蓸蔀2啄(j)(11)啄(j)=(Tt=j+1移(rt-Tt=1移(ln Pt-ln Pt-1)T)2(rt-j-Tt=1移(ln Pt-ln Pt-1)T)2)Tt=1移(rt-Tt=1移(ln Pt-ln Pt-1)T)2晌尚上上上上上上上上上上裳捎梢梢梢梢梢梢梢梢梢梢2(12)式中,VR(k)为第 K 期的方差比,籽i为全国碳交易市场碳价的对数收益率滞后 i 期的自相关关系。当统计量超过阈值时,则拒绝原假设 H0:VR(k)=1,序列具有随机性;反之当统计量在阈值以下,则不拒绝原假设 H0:VR(k)=1,序列具有随机
18、性,即全国碳交易市场达到弱式有效。3.重标极差法重标极差法作为一种非参数检验,无需序列数据的分布特征,重标极差法是由 Hurst 提出,并被引入金融市场领域。重标极差法的检验方法为通过构建样本观测值的极差与标准差的比率,通过相应变化构建 Hurst 指数,对 Hurst 指数呈现的不同情况进行对应分析,从而评价全国碳交易市场是否达到弱式有效。对于序列Yt其均值为:Y=nt=1移Yin(13)极差为:R(n)=max1臆k臆nni=1移(Yi-Y)-min1臆k臆nnj=1移(Yj-Y)(14)离差和为:X(n)=ti=1移(Yi-Y)(15)标准差为:S(n)=ni=1移(Yi-Y軍)2n姨(
19、16)统计量为:Qn=R(n)S(n)(17)由:P limm寅肄(n-HQn)=C(18)可得:ln E(Qn)抑ln C+H ln n(19)Hurst 指数近似值为:H=ln Qnln n(20)式中,H 为 Hurst 指数,C 为常数。当 H=0.5 时,序列具有随机性,序列中各期间数据不相关,即全国碳交易市场达到弱式有效。当 0H0.5 时,对数收益率序列具有反持续性,即本期间序列走势与下74圆园23 年第 4 期(总第 210 期)一期间序列走势相反。当 0.5H1 时,对数收益率序列具有持续性,即本期间序列走势与下一期间序列走势相同,并且 H 越趋近于 1,其正相关关系越强。(
20、四)分析方法比较上述市场有效性检验方法有其优缺点,并且有不同的适用条件。从适用性来看,全国碳交易市场有效性研究可以通过下述方法来进行分析(见表 1)。四、实证结果与分析(一)描述性统计本文使用 Stata16 软件对调整后的全国碳交易市场对数收益率进行分析,得到对数收益率序列的特征统计图。如图 1 所示,2021 年全国碳交易市场收盘 价最低价格为 41.84 元/吨,最高价格 为56.97 元/吨,波动幅度相对较大。但随着全国碳交易市场相关机制与配套法律的完善,2022 年全国碳交易市场收盘价格波动逐渐趋于稳定,其均价维持在 5560 元/吨。整体看全国碳交易市场对数收益率序列不严格满足标准
21、正态分布,本文使用 Stata16 软件对数据进行相关处理,得到全国碳交易市场对数收益率统计图(见图 2)以及全国碳交易市场价格收益率统计值(见表 2)。首先就标准差进行波动性分析,标准差数值越大说明价格波动越大。从表 2 可知,全国碳交易市场对数收益率的标准差为 0.0200,说明全国碳交易市场的价格波动较小。其次就偏度进行分析,从表2可知全国碳交易市场收益率序列的偏度为 0.8558,呈现出正偏态特征。然后从峰度进行分析,峰度近图2全国碳交易市场对数收益率统计全国碳交易市场开市天数01002003004000.100.050.00-0.05-0.10方法优点缺点适用性游程检验对样本分布条件
22、宽松,仅通过价格涨跌判断市场有效性。没有考虑价格变化幅度的大小并且无法剔除序列自相关的影响。适 用 于 极端 值 较 少的序列。方差比检验对于存在异方差以及非正态分布的序列适用性强。对于样本数据量较小的序列容易产生误差,并且K 的取值将会影响统计结果。适用于存在异方差、非正态分布、数据量较大的序列。重标极差法将序列随机性问题转化为概率的衡量,并综合使用极差和标准差,更加全面衡量序列的随机性。不能准确区分长期 记 忆 与 短 期记忆。适 用 范 围广泛。表1分析方法比较图1全国碳交易市场收盘价走势图数据来源:作者根据上海环境能源交易所数据整理设计。下同。全国碳交易市场开市天数0100200300
23、4006055504540均值标准差偏度峰度Jarque-Bera 统计量LM 统计量P 值全国碳交易市场0.00040.02000.85588.7444532.9280399.85390.0000表2全国碳交易市场价格收益率描述性统计75圆园23 年第 4 期(总第 210 期)似于零则说明数据符合正态分布,峰度大于零是分布陡峭,峰度小于零是分布平缓。从表 2 可知,全国碳交易市场收益率序列的峰度为 8.7444,峰度大于3,分布特征呈现出过高峰度;Jarque-Bera 统计量的值为 532.9280,说明不服从正态分布。因此分析得出全国碳交易市场收益率序列的分布并不满足标准正态分布,具有
24、“尖峰厚尾”的分布特征,同时根据 LM 统计量可得出序列存在异方差。本文对数据进行 ADF 检验。根据表 3 检验结果,全国碳交易市场 t 统计量绝对值为 21.583,大于 1%、5%、10%水平下的临界值,可以拒绝原假设H0:序列存在单位根。由此可知全国碳交易市场收益率序列为平稳序列。并且 P 值为 0 同样证明全国碳交易市场收益率序列为平稳序列。为了避免上述检验方法存在局限性,本文进一步采用自相关检验,通过判断序列的自相关性是否随滞后阶数提高而缩小。当序列自相关性随滞后阶数提高而缩小则证明序列为平稳序列,相反当序列自相关性随滞后阶数提高而扩大则证明序列为非平稳序列。根据表 4 可知,随着
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