基于分形理論的我國碳交易市場有效性研究 (1).pdf

http// - 1 - 基于分形理論的我國碳交易市場有效性研究 彭慧豐 （ 湖南大學 工商管理學院 ， 湖南、長沙 ， 410082） 摘要 作為全球最大 溫室氣體 排放國家 ，加速溫室氣體減排的進程 對減緩氣候變化問題非常重要。碳交易是減緩氣候變化問題的主要工具。 碳排放權交易在我國減排戰略中發揮重要作用 ，因此對于現有碳交易市場有效性的研究非常重要。本文將通過分形市場理論對我國試點碳交易市場的有效性進行分析，結果表明，目前我國碳市場尚未達到 弱勢 有效的 狀態 。 關鍵詞 碳 交易 市場 分形理論 市場有效性 中圖分類號 F205 文獻標識碼 A 一、引言 隨著各國工業產業的不斷壯大，國民經濟的迅猛發展，全球性環境問題也變得愈發突出。工業生產不僅快速地吞噬著地球有限的資源，它排放的二氧化碳等廢棄物也強化了 溫室效應，造成全球氣候變暖。氣候變化影響人類的生存及可持續發展 。 這需要各國盡早采取有力的行動，如采取建立碳市場、刺激低碳技術研發等措施，才有希望實現經濟去碳化并保持經濟的健康增長 。 碳排放權交易是實現節能減碳和應對氣候變化的市場機制，我國作為全球最大碳排放國家，減排任務艱巨，我國政府把降低碳排放量作為國家戰略， 2014 年 9 月，國務院批準的 國家應對氣候變化規劃（ 2014-2020年）明確提出，到 2020年，我國單位 GDP的二氧化碳排放量要比 2005 年降低 40-45。為落實“十二五”規劃關于初步建立國內碳排放交易市場的要求，推動運用市場機制以降低成本實現 2020 年我國控制溫室氣體排放行動目標，2011 年 10 月底，國家發改委下發了關于開展碳排放交易試點工作的通知，正式批準在北京、上海、深圳、天津、重慶、廣東、湖北等 7個省市開展碳交易試點工作，正式拉開了以交易促減排的序幕。中共十八大以來，中央明確提出將逐步在中國推行碳排放權交易制度。截至 2016年 6 月 30日，我國碳排放權二級交易市場累計成交量達 7322.6萬噸，累計成交額達 18.05 億元，并呈現加劇上升趨 勢 ① 。 我國要加快碳排放交易市場建設，建立健全相關制度 [1]。 2016年 3月 23日 ， 2016 年博鰲亞洲論壇“全球氣候治理的新格局”分論壇提出“ 2017 年建立全國統一碳市場” ② 。 由此可見，建立健全的碳排放權交易市場體系勢在必行，如何建立一個有效的碳排放權交易市場亟待解決 。本文將通過對我國碳交易市場的分析， 對其有效性進行研究。 二、 理論依據與 相關研究綜述 （一）理論依據 碳排放權，是指在考慮 環境本身的容量和自凈能力下，政府以一定的方式向排放主體進行派發、允許排放主體在一定時間內可向環境排放的二氧化碳總量的一種權利或許可 。 企業獲得一定數量的碳排放權配額后，有的企業治理碳減排水平高而出現配額剩余，有的企業因治理碳減排差而出現配額不夠，前者希望通過賣出多余配額而獲得額外收益，后者希望通過購買配額而避免因超額排放二氧化碳受到處罰，因此產生了碳排放權交易 。 碳排放權 作為一① 根據中國碳排放權交易網數據計算所得。 ② 資料來源 http// http// - 2 - 種 權利或許可 而具有價值。因此，當碳排放權成為碳資產，碳市場就具有了類似金融市場的特性，其市場中的價格波動就可以運用傳統金融理論來解釋與分 析。我們便可以運用碳交易市場的價格和收益率來驗證其有效性。 關于碳市場有效性研究主要基于兩個重要理論。一是 Fama（ 1970）提出的有效市場假說（ Efficient Market Hypothesis,簡記為 EMH）。 EMH 認為市場價格受不可預見信息的影響，可以是正向的或負向的。今天的市場價格的變化是由今天未預料的信息造成的，今天的收益與昨天的收益無關聯 [2]。 EMH 的一個重要結論是市場投資者是理性的，金融時間序列遵循正態分布，是相互獨立的隨機游走序列，也就是說，金融資產的價格波動不具有長期記憶性或持久性 特征，因此未來的變化趨勢是不可預測的。 以往通常根據資產價格是否隨機游走來判斷市場的有效性，若資產價格遵循隨機游走過程，則表明市場已經達到了某種程度上的有效。最常用的檢驗市場有效性的方法是對資產價格進行單位根檢驗，判斷其隨機性。然而，多數資產價格序列波動無法滿足單位根檢驗要求時間序列服從正態分布的前提條件。 隨著層出不窮的金融異象的出現和研究的深入，有效市場假說面臨越來越多的質疑，與正態分布相比金融資產價格的收益率形態越來越呈現出“尖峰厚尾”的分布特征。而收益率形態正是支持有效市場假說的重要前提，一些異于有效 市場假說的理論相繼出現。其中，最具有影響力的就是分形市場假說（ Fractal Market Hypothesis,簡記為 FMH）。 Edgar E.Peters（ 1991）提出了適合分析資本市場真實情況的分形市場理論，他從金融市場非線性的觀點出發，認為金融市場并非全部滿足獨立、正態或方差有限的假設，金融資產收益率并不服從正態分布，而是具有尖峰厚尾性和長期記憶性等分形特征，強調市場參與者的行為受信息的接受程度和投資時間影響，穩定的金融市場都存在分形結構 [3]。 一般認為，當市場上信息含量過多時，金融時間序列容易出 現厚尾分布，這主要是由金融市場上的不同投資者對信息作出的不同反應導致的；當接受到新信息時，大多數投資者不會立即作出反應，而是持觀望的態度，并試圖通過分析信息來源的可靠性，驗證其真偽，并估量信息可能帶來的影響。從碳交易市場來看，當碳市場頒布某項新政策時，參與者和投資者不能在短期內明白政策制定者的目的，需要經過一段時間后，根據某種變化趨勢才能作出相應對策，這使得市場投資者作出的決策滯后，長時間會形成一定的累積效應；當某種類型的新信息不斷出現時，或者政策制定者明確表示出其目的時，投資者可能會突然做出劇烈的反應，這 將會導致金融市場中突然地出現大幅度的波動。分形市場理論考慮到了投資者的投資起點受市場流動性和市場投資者行為決策的影響，認為市場由不同的投資主體存在時，市場才是穩定的。 分形市場理論將有效市場理論的線性市場假設擴展為更能揭示市場真實性的非線性市場，認為交易價格的變動并不總是隨機游走，而是服從被稱為“分數布朗運動”的有偏隨機游走，交易行為包括了價格信息的相關性和記憶性，而有效市場是分形市場情況下滿足一定假設條件時的一種特殊狀態。 FMH 更有效地解釋恐慌、崩盤等市場現象。 （二） 相關研究綜述 目前對于碳排放權交易 市場有效性進行實證檢驗的文獻并不多，且主要集中于規模較大的歐盟碳市場 EU-ETS有效性的研究。 Daskalakis和 Markellos（ 2008）利用歐洲碳交易市場的數據，研究歐洲碳市場 第一階段（ 2005-2007年） 的有效性， 得出 歐洲碳市場無效的結論 [4]。 他們進一步討論這是歐盟排放交易機制設計存在問題所導致的，最突出的問題就是排放權跨期儲存的禁令對市場流動性及效率有負面影響。后來， Feng Zhenhua 等（ 2011） 的研究 也發現這一點，他們認為碳價格不能完全體現其歷史信息，是一個有偏的隨機分布，碳價格的大幅波動是正常并且存在的 [5]。 Montagnoli和 Vries2010運用方差比率法對歐盟環境交易所排放配額現貨數據進行檢驗，從而研究歐盟排放交易機制市場有效性，分析結果表明經歷了第一階段的無效市場后， EU ETS開始恢復市場有效性 [6]。 George Daskalakis（ 2013）使用歐盟 2008-2011 年碳排放期貨交易數據對歐盟碳排放交易市場第二階段的有效性進行研究，結果表明該市場從 2010 年起達到弱勢有效，并正逐步向成熟市場發展 [7]。 Ibikunle http// - 3 - et al.（ 2015）采用 日內短期收益可預測性作為市場有效性的反指標，研究歐盟排放交易機制（ EU-ETS）第二階段時期歐洲氣候交易所流動性與市場有效性的關系，證實了歐洲碳市場的流動性和市場有效性有顯著的關系，隨著時間的變化， EU-ETS 碳價越來越符合隨機游走模型，交易質量得到明顯的改善 [8]。 中國碳市場起步較晚，關于其有效性的實證研究很少，大多從理論政策出發探討中國碳市場有效情況，而定量實證研究少。杜莉（ 2013）從金融的視角著眼，認為碳金融交易的效率集中體現在以價格為代表的微觀效率，即價格對市場信息的反應程度 [9]。 Zhao et al.（ 2016）基于我國七個試點碳市場價格及交易量數據，從碳價、交易量、市場流動性和信息透明度四個方面分析 ETS試點市場有效性情況，認為盡管我國試點在實行之后取得了初步成果，但是 ETS試點有效性情況并未達到令人滿意的結果 [10]。作者還從制度安排、市場參與者和配額供需等幾方面分析了市場未滿足有效性的原因。王倩、王碩（ 2014）運用有效市場假說理論，使用單位根檢驗及方差比率方法對我國深圳、上海、北京和天津 4個試點的碳排放權交易市場的有效性進行實證檢驗，得出部分碳市場有效的結論。他們認為碳價和碳資產收益率的 分布可以反映出相關市場的特性和有效性，單位根檢驗和方差比率法均表明上海碳市場達到弱勢有效且深圳碳市場無效，而關于北京和天津碳市場有效性的結論存在差異，并且認為碳市場的有效性受市場流動性與投機性的影響 [11]。 李尚英、馬婧（ 2015）利用協整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量研究方法對北京和天津碳現貨的收盤價和成交量的關系進行實證研究，得出北京碳市場的有效性強于天津碳市場 [12]。魏素豪、宗剛（ 2016）在 R/S非參數分析法的基礎上構建了我國碳排放交易價格非線性特征檢驗模型，對我國五大試點碳交易價格波動特征進行了實證檢驗 與分析，結果表明交易價格存在明顯的非線性特征和狀態持續性，各個試點市場存在不同程度的交易風險，交易價格時間序列并不存在周期性循環，綜合來看我國碳排放權交易市場尚未達到有效狀態 [13]。 三、 實證研究與結論 （一）數據選取 目前我國有七個碳排放權交易試點市場，由于重慶碳排放權交易市場碳交易成交量較少，我們針對深圳、上海、北京、廣東、天津、湖北六個試點市場對我國碳交易市場有效性進行分析。我們選取樣本的時間為六個試點市場從碳市場建立之日起至 2016年 6月 30日。在具體的數據選取方面，我們剔除了交易量為 0的交易日數據 。同時，為了保持數據度量標準的一致性，將林業碳匯、碳排放配額（ BEA）、核證減排量（ CCER）涉及的部分數據剔除，僅保留碳排放權的市場實際成交信息。 數據分別取自 深圳排放權交易所、上海環境能源交易所、北京環境交易所、廣州碳排放權交易所、天津排放權交易所和湖北碳排放權交易中心網站上所公布的 碳配額 交易 數據 。具體的數據選取區間及樣本量如表 1所示。 表 1 數據選取區間 交易所名稱 樣本區間 樣本量 深圳 2013.06.18-2016.06.30 678 上海 2013.11.26-2016.06.30 413 北京 2013.11.28-2016.06.30 431 廣東 2013.12.19-2016.06.20 394 天津 2013.12.26-2016.06.30 439 湖北 2014.04.02-2016.06.30 542 （二） 實證方法 本文采用的實證方法是根據分形市場理論檢驗我國碳排放權交易市場的有效性，具體而言就是判斷碳排放權交易市場是否具有分形特征。如果碳排放權交易市場具有分形特征，則說明它與傳統的有效市場假說假定的條件相悖，不是弱式有效市場，據此我們可以得出碳排http// - 4 - 放權交 易市場是未達到弱勢有效的結論，通過檢驗分形特征驗證市場有效性時，我們常用的方法是 Hurst提出的重標極差分析法，即 R/S分析法。 時間序列非線性結構理論中 R/S 分析法是非常有效的分析時間序列狀態持續性的非參數法，是 Hurst在研究尼羅河水壩工程時提出的，在大量實驗和數據實證分析之后，發現自然現象都遵循有偏隨機游走（分形布朗運動）的規律，并在此基礎上提出了基于重標極差（ R/S）分析方法來建立 Hurst指數，作為判斷時間序列數據遵從隨機游走還是有偏的隨機游走過程的指標。所謂有偏的隨機游走過程（分形布朗運動）， 是區別于隨機游走過程（布朗運動）的時間序列數據形態。隨機游走過程對應于金融市場上的有效市場假說，即股票價格完全反映市場上的所有信息；而有偏的隨機游走過程中，金融時間序列數據存在一定的規律，即記憶性。 我們運用 R/S分析法的基本思路如下 令 Pt 表示 t日碳排放權交易均價，則 t時的碳排放權收益率可以表示為 Xt LnPt / P 1-t LnPt -LnP 1-t 關于收益率的這種表示方法有兩個優點一是這種表示方法消除了價格變動對碳排放權價格的依賴關系；而是碳排放權價格對數的差額直接為碳排放權價格變動的增長率，即收益率。 對于長度為 N的時間序列 { Xt }，把它分為 A 個長度為 n的子序列，對于每一個子序列 ,求解其均值 X ??ni iXn 11（ i1,2 n） 然后計算每個子序列的均值離差的累計量 Ki X-（1? ?ni iX 以及子序列的極差 iR maxKi -minKi 、子序列的標準差 Si 21 n1 XXni i ?? ?然后計算每個子序列的重標極差，即 R/Si Ri /Si i1,2 A 求此 A個 R/S值的均值 ,我們得到劃分為 A個長度為 n時的重標極差值 R/Sn 。重復上面的計算步驟 ,調整子序列的長度 n,獲得一系列 n與重標極差值 R/Sin；根據 Hurst 建立的關系式 R/SnCnH （ C 為常數），我們取對數得到 LogR/Sn H· LognLogC 1 其中的 H 值就是 Hurst 指數，對 Log（ n）和 Log（ R/S）進行最小二乘法回歸分析即可計算出 H的近似值。 Hurst指數有 3種不同的判別類型 當 H0.5時，表明所分析的時間序列是隨機的和不相關的，變量之間相互獨立，前一時點的價格對后面沒有影響。因此時間序列是隨機的，此時滿足布朗運動所描述的隨機游走，即為有效市場假說所描述的市場弱勢有效 情形。 當 O≤ H＜ 0.5時，表明所分析的時間序列是不可持續的，相關性呈現出負反饋的情形。這意味著如果價格在前一時點是向上的，則當前的價格將要下降；反之，如果價格在過去的時點是向下的，則下一期多半會向上運行。 當 0.5H 1.0時，就得到一個正相關的可持續的或呈遞增趨勢的時間序 列。這意味著如果價格在前一時點是向上 下 運行，那么它在當前時期將會按照原有趨勢繼續向上 下 走。此時的時間序列具有明顯的趨勢性和長期記憶能力。 （三） 實證分析與研究結果 http// - 5 - 1、 描述性統計分析 六個試點市場的碳排放權 價格的描述性 統計結果如表 2所示， 可以發現六個試點碳價 樣本數據并不嚴格服從正態分布。樣本數據的碳排放權價格走勢如圖 1所示。 由圖可知，深圳市自啟動碳排放權交易市場以來，價格波動大致呈“倒 V 型”，在交易初期成交價格上下起伏較大 ；上海市碳 價 一直維持在相對較低的水平，但波動較為劇烈，呈“波浪狀” 趨勢逐步下滑，并最終穩定在 12元到 15 元的水平；北京市 碳 價波動幅度相對較小，開始交易的前6 個月每噸碳排放權成交價格一直穩定在 50 到 55 元之間， 2014年 6月 27 日開始一路飆升到 77 元的峰值， 2014 年 7 月 28 日之后逐步回歸到穩定持續下降的階段；廣東 市場在開始交易 初期，碳價迅速由 65 元上升到 77 元的峰值，之后一直呈下降趨勢，最近價格穩定在10元到 20元之間；天津碳 價 也呈現出“波浪狀”波動趨勢，開始交易的初期，每噸碳排放權成交價格維持在 25 元到 40元之間，在六大試點中天津碳排放權市場交易價格相對處于較低水平；湖北碳價較為平穩，自開始交易以來，每噸碳排放權成交價格維持 在 20 元到 30元之間，一直處于低迷狀態。從波動幅度上來看，深圳、天津、上海價格波動起伏相對劇烈，北京、廣東和湖北波動相對平穩，從交易價格高低來看，深圳、北京價格遠高于上海、廣東、天津、湖北四個試點市場。 表 2 碳排放權價格的描述性統計 試點 最大值 最小值 均值 中位數 標準差 偏度 峰度 深圳 122.97 21.04 52.51 44 17.16 .93 3.08 上海 48 4.2 25.70 29.72 12.22 -.52 1.83 北京 77 30 50.15 51.42 7.29 0.24 5.13 廣東 77 8.76 28.46 18.975 18.99 1.16 2.75 天津 50.1 7 25.78 24.9 5.67 1.02 6.01 湖北 29.25 14.21 23.33 23.85 2.53 -1.50 5.70 圖 1 碳排放權交易價格走勢圖 為了獲得統計特性更加平穩的時間序列，我們將碳排放權的交易價格轉化為碳資產收益率序列，本文采用的是對數收益率計算方式，其數學表達式為 Xt LnPt /P1-t http// - 6 - LnPt -LnP1-t 。 轉 化后的樣本數據收益率走勢如圖 2 所示，從圖中可以看出，對數收益率序列基本上是一個零均值的平穩序列，同時碳排放權價格序列中的波動在收益序列中也能夠清晰體現。 六個試點市場碳資產收益率的描述性統計如表 3所示，其中，深圳、北京、廣東、天津和湖北碳市場資產收益率偏度小于 0，呈左偏狀態，上海碳市場資產收益率偏度大于 0，呈右偏狀態。所有碳市場的碳資產收益率都有較高的峰度，其中上海和天津碳排放權市場峰度達 35以上，具有明顯的尖峰特征。因此，接下 來需對碳資產收益率作進一步分析。 圖 2 碳資產收益率走勢圖 表 3 碳資產收益率的描述性統計 試點 最大值 最小值 均值 中位數 標準差 偏度 峰度 深圳 .2817 -.4253 .00027 -.00037 .0695 -.1124 6.7465 上海 .8854 -.5042 -.0029 0 .0880 1.8146 35.2818 北京 .1828 -.2580 -.0006 0 .0680 -.5622 6.7248 廣東 .3981 -.3949 -.0049 0 .0812 -.0302 7.7871 天津 .6116 -.6931 -.0033 0 .0710 -1.5920 47.9409 湖北 .2222 -.1964 -.00044 0 .0473 -.0175 6.5752 2、 碳資產收益率的正態性檢驗 我們通過 Shapiro-Wilk（夏皮羅 -威爾克） W 統計量對碳資產收益率時間序列進行正態性檢驗，檢驗結果如表 4 所示。從表中可以知道，深圳碳市場價格收益率 W統計量為 0.9549、p0.00000.01；上海碳市場價格收益率 W 統計量為 0.6874、 p0.00000.01；北京碳市場價格收益率 W 統計量為 0.8246， p0.00000.01；廣東碳市場價格收益率 W 統計量為0.9237,p0.00000.01；天津碳市場價格收益率 W統計量 為 0.5489， p0.00000.01；湖北碳市場價格收益率 W 統計量為 0.9031， p0.00000.1。因此， Shapiro-Wilk 檢驗方法拒絕了有效市場假說中最基本的正態性假設，這意味著碳資產收益率序列 {Xt }不滿足正態分布。我們畫出了六個試點碳資產收益率數據密度分布圖，如圖 3所示。 從圖 3的碳資產收益率的密度函數分布 可以看出，六 試點的碳資產收益率分布形態均呈現出典型的尖峰和厚尾特征。這說明，在碳排放權交易市場中的某些時點或時段，碳排放權交易價格發生 劇烈的波動，可以推斷出碳排放權交易市場中有一定的投機性，某些投機者會http// - 7 - 在碳排放權交易市場上進行追漲殺跌式的操作。同時，中國碳市場尚處于成立初期，市場交易者的政策敏感性極強，對市場消息的出現反應極為敏感，這也是造成碳價頻繁且大幅波動的重要原因。 表 4 碳資產收益率的正態性檢驗 碳市場 W 統計量 P 值 結論 深圳 0.9549 0.0000 拒絕正態分布 上海 0.6874 0.0000 拒絕正態分布 北京 0.8246 0.0000 拒絕正態分布 廣東 0.9237 0.0000 拒絕正態分布 天津 0.5489 0.0000 拒絕正態分布 湖北 0.9031 0.0000 拒絕正態分布 圖 3 碳資產收益率密度函數 3、碳資產收益率的 R/S檢驗 目前，現有的統計軟件中沒有計算 Hurst 指數的完整程序，因此我們通過 Matlab 數學軟件編程實現了對該指數的計算過程。按照前文敘述的 R/S分析方法的計算過程，根據經驗準則從 n10至 nN/2進行計算，得到碳資產收益率的 R/S 分析結果，如圖 4所示。根據計算得到一系列 LogR/S和 Log（ n）之后，運用 stata12.0軟件對模型（ 1）進行擬合，得出參數估計結果如表 5所示。 由表可知，六個試點市場碳資產收益率回歸方程擬合度很好，均超過了 0.8，除上海市場的回歸方程常數項系數不顯著、北京市場的回歸方程常數項系數在 5的水平下顯著外，深圳、廣東、天津和湖北試點市場碳資產收益率回歸方程常數項和 Log（ n）系數 Hurst 指數值均通過了 1水平下的顯著性檢驗。 Hurst指數詳見表 6，六試點市場 H值即為參數回歸廣東 天津 湖北 深圳 北京 上海 http// - 8 - 結果的 Log（ n）的回歸系數，同時可以根據 H 值與 0.5 的關系判斷出碳資產價格收益率時間序列是否有偏，交易市場是否有效，是否具備非線性特征等。 圖 4 碳資產收益率的 R/S 分析 表 5 參數估計結果 試點 變量 系數 t 統計量 P 值 Adj R2 深圳 常數 -.0567 -8.62 0.000 0.9785 Log（ n） .4728 175.18 0.000 上海 常數 .0080 1.01 0.314 0.9779 Log（ n） .4777 134.47 0.000 北京 常數 .0146 2.52 0.012 0.9849 Log（ n） .4320 167.09 0.000 廣東 常數 .1471 16.83 0.000 0.9627 Log（ n） .3964 100.28 0.000 天津 常數 .0285 3.33 0.001 0.9788 Log（ n） .5372 141.62 0.000 湖北 常數 .0851 7.68 0.000 0.8993 Log（ n） .3273 69.33 0.000 表 6 Hurst 指數表 市場 深圳 上海 北京 廣東 天津 湖北 H 指數 0.4728 0.4776 0.4320 0.3964 0.5372 0.3273 http// - 9 - 從表 5和表 6可知我國碳排放權市場交易價格存在顯著的非線性特征。天津碳市場的 H值為 0.5372，大于 0.5，說明天津碳市場的碳排放價格序列存在記憶特性，并且碳資產收益率序列具有顯著的相關性。深圳、上海、北京、廣東和湖北碳市場碳資產收益率時間序列所對應的 H值大于 0小于 0.5，表明這五個試點市場存在反持續性，即均值回復過程，也就是說如果價格在最近一段時間內上漲（下跌），則市場未來很可能將繼續下跌（上漲），當 H值越小時，市場改變原有趨勢的可能性越大，因為廣東的 H 值最小為 0.3273，所以廣東碳市場交易價格反持續 性的可能性越大。從表 6 可知深圳碳排放權交易市場收益率的 H 值為0.4728，上海碳排放權交易市場收益率的 H 值為 0.4776，天津碳排放權交易市場收益的 H值為 0.5372，較為接近臨界值，因此深圳、上海、天津碳排放權交易市場最為接近隨機游走狀態，且上海碳排放權交易市場相對與其他五個試點碳市場來說更為有效。 4、研究結論 本文通過分形市場理論驗證我國碳排放權交易市場是否具有弱勢有效的特征，通過 R/S分析法分析我國除重慶試點市場之外的六大試點市場碳排放權交易數據后我們得 出，我國碳交易市場的效率尚未達到弱勢有效的水平 。在我們的實證分析中，天津碳市場的 Hurs 指數值顯示出碳排放權價格序列具有明顯的記憶性，上一時刻的價格變化對下一時刻的價格影響較大；除天津之外的五大試點市場碳排放權價格存在負反饋情況；深圳、上海、天津碳排放權交易市場最為接近有效市場理論中的隨機游走狀態；上海碳排放權交易市場相對其他五個試點碳市場更為有效。 四、結論與啟示 本文 通過 R/S分析法 對我國碳交易市場有效性 進行 研究，結果表明 交易價格存在明顯的非線性特征和狀態持續性 ， 我國碳交易市場尚未達到有效性 狀態 ， 從總體來看，我國碳排放權交易市場還處于發展起步的階段 ，碳排放權價格的平穩運行是保證市場有序健 康發展的關鍵，因此，全國統一碳 交易 市場的構建應關注以下幾個方面。 完善 碳交易 市場相關 政策 。 重視政府在碳排放 權交易體系中的作用，正視我國碳 交易現狀，參考歐盟及其他國家 碳排放權交易制度的成功案例，對我國的碳排放權交易制度相關 法律法規進行完善。 加快全國 統一 碳市場的建設。 從長遠來看，逐步形成一個完全的、可自由流動和交易的全國性碳排放權交易市場，這將對穩定碳排放權交易價格 產生積極作用， 因此有必要 建立一個與國際碳排放機制接軌的碳排放權交易機制 ，將 7個交易試點及空白領域全部納入全 國性交易體系，并加大立法力度 ； 對企業參與溫室氣體減排進行鼓勵，提供資金以及技術支持 ；完善 14跟碳排放權交易有關的稅收政策，發揮稅收政策在企業減排過程中的約束作用。 參考文獻 [1]康增奎 ,趙欣冉 .我國碳排放權交易問題研究 [J].理論學刊 ,2015461-68. 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Study on Market Efficiency of China’s Carbon-Trading Market Based Fractal Theory PENG Huifeng Business School of Hunan University, Changsha / Hunan, 410082 Abstract Because China has emerged as the largest greenhouse gasGHG emitter， to accelerate the pace of GHG emission reduction in China is important to the success of addressing climate change.Carbon trading is a key instrument in the mitigation of climate change.Carbon emission trading plays a role in emission-reduction strategy,so it’s necessary to study the market efficiency of carbon trading market.This paper exploers the market efficiency of China’s carbon-trade market based fractal theory,and the result show that China carbon market dosen’t reach the stage of weak market efficiency until now. Keywords carbon trading market,fractal theory,market efficiency 作者簡介 彭慧豐，女， 1992 年生，湖南益陽人，湖南大學工商管理學院碩士研究生。