人民币汇率对中国碳价的冲击效应——基于区域差异的视角
发布时间：2021-11-17 22:18
汇率从能源相对价格和进出口渠道影响企业生产、冲击碳价。碳价影响低碳转型和减排主体的成本与发展权。在金融市场开放加速、汇率波幅增大的背景下,外汇市场对碳市场的冲击事关全国碳市场的成败与低碳减排的区域平衡发展。基于EGARCH-Copula模型的计量研究发现,人民币汇率对试点碳市场的冲击呈显著的区域差异:对天津碳价有显著负向冲击,对北京、上海和深圳有显著正向冲击,对湖北和广东的正向冲击较弱;对北京、上海碳价的冲击呈显著上尾相关性,对广东呈下尾相关性。全国统一碳市场的制度设计应关注区域差异;考虑汇率冲击碳市场的区域异质性,构建联动机制,完善碳价管理体系;推动能源产品人民币计价,促进碳金融创新。
【文章来源】：武汉大学学报(哲学社会科学版). 2018,71(02)北大核心CSSCI
【文章页数】：9 页
【部分图文】：
各她碳价收益本序列趋势图2015201h
武汉大学学报(哲学社会科学版)2018年第2期图2碳价收益率的频率直方图与正态分布密度曲线常见N元Copula函数的分布函数表达式如表2:表2常见N元Copula函数的分布函数表达式分类名称分布函数表达式椭圆类正态Copulac(u1，u2，…，uN;ρ)=Φp(Φ－1(u1)，Φ－1(u2)，…，Φ－1(uN))t-Copulac(u1，u2，…，uN;ρ，ν)=Tp，ν(T－1ν(u1)，T－1ν(u2)，…，T－1ν(uN))阿基米德类GumbelCopulac(u1，u2，…，uN;α)=exp－∑Nn=1(－lnun)1α[]α()，α∈(0，1］ClaytonCopulac(u1，u2，…，uN;θ)=∑Nn=1u－θn－N+1()1θ，θ∈(0，∞)FrankCopulac(u1，u2，…，uN;λ)=－1λln1+?Nn=1(e－λun－1)(e－λ－1)N－1()，λ≠0，N≥3时，λ∈(0，∞)四、实证分析单位根检验结果显示，碳价收益率和汇率收益率均为平稳序列。基于各序列的自相关系数和自相关图，北京、天津和湖北的碳价收益率序列的滞后阶数为3，上海、广东和深圳碳价收益率序列的滞后阶数为1，汇率收益率序列的滞后阶数为1。残差时序图、自相关函数检验与LM检验，说明相关序列存在AＲCH效应。为体现出正负资产收益率的非对称效应并放松对模型系数非负性的限制，我们选择建立·160·
?0970．00977．2543e－071．3575e－060．0014天津ρ－0．0268－0．02371．45e－061．0000－0．1183d20．03470．03460．03950．03950．0350Kendall_τ－0．0171－0．01517．2543e－071．3575e－06－0．0131湖北ρ0．02000．02000．05211．00000．0994d20．02020．02020．01920．02200．0203Kendall_τ0．01270．01270．02541．3575e－060．0110由估计结果可知，各碳市场与汇率市场的相关结构具有较大差异。从汇率影响能源相对价格的角度分析，我们给出了汇率与能源相对价格的走势(如图3)。其中oil/coal表示石油与煤炭的相对价格，gas/coal表示天然气与煤炭的相对价格，usd表示美元兑人民币汇率的中间价。可见，在样本期石油与煤炭的相对价格低于天然气与煤炭的相对价格。图3能源相对价格与汇率走势图进一步地，我们用ρ1、ρ2分别表示usd与oil/coal的相关系数、usd与gas/coal的相关系数，估计结果如表8。可见，汇率与能源的相对价格均有显著的相关关系，其中与oil/coal呈负相关，与gas/coal呈正相关。近十年来，我国能源使用总量逐年上升，但煤炭使用量的增长率已逐渐放缓。自2011年以来，煤炭占总能源消费量的比重逐年递减，能源的转型升级已初显成效(如图4)。但各地区能源替代结构的差异，使得人民币汇率波动对碳价的冲击具有较大差异。·162·
【参考文献】：
期刊论文
[1]中国碳市场波动溢出效应研究[J]. 汪文隽,周婉云,李瑾,黄钰. 中国人口·资源与环境. 2016(12)
[2]中国试点碳市场间的溢出效应研究——基于六元VAR-GARCH-BEKK模型与社会网络分析法[J]. 王倩,高翠云. 武汉大学学报(哲学社会科学版). 2016(06)
[3]我国碳配额价格形成及其影响因素研究——基于VAR模型的实证分析[J]. 周建国,刘宇萍,韩博. 价格理论与实践. 2016(05)
[4]国际股票、外汇及原油市场对CER市场的波动溢出效应[J]. 黄晓凤,王廷惠,程玉仙. 系统工程. 2015(05)
[5]欧盟排放交易体系与化石能源市场动态关系研究[J]. 海小辉,杨宝臣. 资源科学. 2014(07)
[6]碳排放核证减排量（CER）现货价格影响因素研究[J]. 邹亚生,魏薇. 金融研究. 2013(10)
[7]国际碳市场与能源市场动态相依关系研究与启示——基于DCC-MVGARCH模型[J]. 张秋莉,杨超,门明. 经济评论. 2012(05)
本文编号：3501733
【文章来源】：武汉大学学报(哲学社会科学版). 2018,71(02)北大核心CSSCI
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【部分图文】：
各她碳价收益本序列趋势图2015201h
武汉大学学报(哲学社会科学版)2018年第2期图2碳价收益率的频率直方图与正态分布密度曲线常见N元Copula函数的分布函数表达式如表2:表2常见N元Copula函数的分布函数表达式分类名称分布函数表达式椭圆类正态Copulac(u1，u2，…，uN;ρ)=Φp(Φ－1(u1)，Φ－1(u2)，…，Φ－1(uN))t-Copulac(u1，u2，…，uN;ρ，ν)=Tp，ν(T－1ν(u1)，T－1ν(u2)，…，T－1ν(uN))阿基米德类GumbelCopulac(u1，u2，…，uN;α)=exp－∑Nn=1(－lnun)1α[]α()，α∈(0，1］ClaytonCopulac(u1，u2，…，uN;θ)=∑Nn=1u－θn－N+1()1θ，θ∈(0，∞)FrankCopulac(u1，u2，…，uN;λ)=－1λln1+?Nn=1(e－λun－1)(e－λ－1)N－1()，λ≠0，N≥3时，λ∈(0，∞)四、实证分析单位根检验结果显示，碳价收益率和汇率收益率均为平稳序列。基于各序列的自相关系数和自相关图，北京、天津和湖北的碳价收益率序列的滞后阶数为3，上海、广东和深圳碳价收益率序列的滞后阶数为1，汇率收益率序列的滞后阶数为1。残差时序图、自相关函数检验与LM检验，说明相关序列存在AＲCH效应。为体现出正负资产收益率的非对称效应并放松对模型系数非负性的限制，我们选择建立·160·
?0970．00977．2543e－071．3575e－060．0014天津ρ－0．0268－0．02371．45e－061．0000－0．1183d20．03470．03460．03950．03950．0350Kendall_τ－0．0171－0．01517．2543e－071．3575e－06－0．0131湖北ρ0．02000．02000．05211．00000．0994d20．02020．02020．01920．02200．0203Kendall_τ0．01270．01270．02541．3575e－060．0110由估计结果可知，各碳市场与汇率市场的相关结构具有较大差异。从汇率影响能源相对价格的角度分析，我们给出了汇率与能源相对价格的走势(如图3)。其中oil/coal表示石油与煤炭的相对价格，gas/coal表示天然气与煤炭的相对价格，usd表示美元兑人民币汇率的中间价。可见，在样本期石油与煤炭的相对价格低于天然气与煤炭的相对价格。图3能源相对价格与汇率走势图进一步地，我们用ρ1、ρ2分别表示usd与oil/coal的相关系数、usd与gas/coal的相关系数，估计结果如表8。可见，汇率与能源的相对价格均有显著的相关关系，其中与oil/coal呈负相关，与gas/coal呈正相关。近十年来，我国能源使用总量逐年上升，但煤炭使用量的增长率已逐渐放缓。自2011年以来，煤炭占总能源消费量的比重逐年递减，能源的转型升级已初显成效(如图4)。但各地区能源替代结构的差异，使得人民币汇率波动对碳价的冲击具有较大差异。·162·
【参考文献】：
期刊论文
[1]中国碳市场波动溢出效应研究[J]. 汪文隽,周婉云,李瑾,黄钰. 中国人口·资源与环境. 2016(12)
[2]中国试点碳市场间的溢出效应研究——基于六元VAR-GARCH-BEKK模型与社会网络分析法[J]. 王倩,高翠云. 武汉大学学报(哲学社会科学版). 2016(06)
[3]我国碳配额价格形成及其影响因素研究——基于VAR模型的实证分析[J]. 周建国,刘宇萍,韩博. 价格理论与实践. 2016(05)
[4]国际股票、外汇及原油市场对CER市场的波动溢出效应[J]. 黄晓凤,王廷惠,程玉仙. 系统工程. 2015(05)
[5]欧盟排放交易体系与化石能源市场动态关系研究[J]. 海小辉,杨宝臣. 资源科学. 2014(07)
[6]碳排放核证减排量（CER）现货价格影响因素研究[J]. 邹亚生,魏薇. 金融研究. 2013(10)
[7]国际碳市场与能源市场动态相依关系研究与启示——基于DCC-MVGARCH模型[J]. 张秋莉,杨超,门明. 经济评论. 2012(05)
本文编号：3501733
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