趙卿卿+壽建敏

【摘 要】 分析影響波羅的海干散貨運(yùn)價(jià)指數(shù)（BDI）波動(dòng)的重要因素，探究國(guó)際干散貨市場(chǎng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的聯(lián)動(dòng)性，采用VAR模型和Granger因果檢驗(yàn)探討兩者之間的長(zhǎng)期和階段關(guān)系狀況。研究結(jié)果揭示：長(zhǎng)期內(nèi)，國(guó)際干散貨市場(chǎng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展聯(lián)動(dòng)性較弱；短期內(nèi)，國(guó)際干散貨市場(chǎng)繁榮可以為我國(guó)營(yíng)造良好的外部環(huán)境，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。雖然國(guó)際干散貨市場(chǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)變動(dòng)有一定的預(yù)見(jiàn)作用，但是“中國(guó)因素”對(duì)國(guó)際干散貨市場(chǎng)的影響有限。

【關(guān)鍵詞】 國(guó)際干散貨市場(chǎng)；中國(guó)經(jīng)濟(jì)；VAR模型；Granger因果檢驗(yàn)

0 引 言

我國(guó)自2001年加入WTO以來(lái)，在世界經(jīng)濟(jì)中的影響力不斷增強(qiáng)，已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)全球化的重要推動(dòng)力。從海關(guān)總署的數(shù)據(jù)看，我國(guó)進(jìn)出口月度貿(mào)易總額常年保持10%以上的兩位數(shù)增幅。我國(guó)有90%的對(duì)外貿(mào)易依靠海運(yùn)完成，海運(yùn)需求是經(jīng)濟(jì)貿(mào)易需求的重要派生需求。我國(guó)作為全球鐵礦石和能源的最大消耗國(guó)以及最為繁忙的進(jìn)出口國(guó)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r不僅與世界經(jīng)濟(jì)狀況息息相關(guān)，更直接關(guān)系到全球鐵礦石、原油、集裝箱和化工品的運(yùn)力需求。[1] 國(guó)際干散貨市場(chǎng)是國(guó)際貿(mào)易的派生市場(chǎng)，我國(guó)作為當(dāng)前世界上第一貿(mào)易大國(guó)，干散貨貿(mào)易量在世界市場(chǎng)上占據(jù)著重要地位。

綜上所述，探究國(guó)際干散貨市場(chǎng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系，具有重要的理論和現(xiàn)實(shí)意義。本文通過(guò)VAR模型和Granger檢驗(yàn)對(duì)國(guó)際干散貨市場(chǎng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行研究，進(jìn)而揭示其長(zhǎng)期和階段關(guān)系，為分析我國(guó)經(jīng)濟(jì)未來(lái)發(fā)展和波羅的海干散貨指數(shù)（BDI）波動(dòng)趨勢(shì)提供幫助。

1 數(shù)據(jù)分析

本文選用2000―2015年的BDI與我國(guó)GDP年度數(shù)據(jù)作為研究樣本，BDI數(shù)據(jù)來(lái)源于波羅的海航運(yùn)交易所，我國(guó)GDP的年度數(shù)據(jù)取自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。為消除BDI與我國(guó)GDP波動(dòng)中季節(jié)等因素的影響，采用年收益率序列Rt為年度數(shù)值Pt的自然對(duì)數(shù)差，Rt=ln Pt ln Pt-1，所得BDI與我國(guó)GDP的年收益率序列如圖1所示。

由圖1可見(jiàn)，近年來(lái)BDI發(fā)生巨幅波動(dòng)，這與金融危機(jī)的連鎖反應(yīng)和貨運(yùn)市場(chǎng)的變化有關(guān)。我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展受全球經(jīng)濟(jì)衰退和減速的影響，GDP增長(zhǎng)緩慢，進(jìn)入經(jīng)濟(jì)發(fā)展新常態(tài)。[2]

由BDI和我國(guó)GDP的序列描述性統(tǒng)計(jì)（見(jiàn)表1）可見(jiàn)：2個(gè)序列的平均值接近于0，而標(biāo)準(zhǔn)差很大；偏度非0且峰度小于3，說(shuō)明偏離正態(tài)不顯著；在5%的顯著水平下，Jarque-Bera檢驗(yàn)接受正態(tài)性的原假設(shè)，表明序列可能不存在長(zhǎng)期的持續(xù)性。

2 VAR模型的建立

利用EViews軟件對(duì)BDI和我國(guó)GDP這2個(gè)對(duì)數(shù)序列進(jìn)行單位根ADF檢驗(yàn)，兩者均為一階單整序列。向量自回歸（VAR）模型通常用于相關(guān)時(shí)間序列系統(tǒng)的預(yù)測(cè)和隨機(jī)擾動(dòng)對(duì)變量系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，模型基本形式[3，4] ：

式中： k為滯后長(zhǎng)度。

對(duì)樣本期內(nèi)的數(shù)據(jù)建立VAR模型，分別估計(jì)階數(shù)為1～4的VAR模型，并對(duì)其進(jìn)行自相關(guān)性LM檢驗(yàn)，然后利用AIC和SIC信息準(zhǔn)則選擇合適的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。EViews軟件輸出結(jié)果如表2所示。

從表2可以看出，只有階數(shù)p=3的VAR模型LM檢驗(yàn)的最小P值大于0.05，因此在顯著性水平達(dá)0.05時(shí)，可以認(rèn)為模型誤差項(xiàng)無(wú)自相關(guān)性。

3 VAR模型的檢驗(yàn)

3.1 VAR模型的滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)

（1）AR根檢驗(yàn) 如果VAR模型所有根模的倒數(shù)都小于1，即都在單位圓內(nèi)，則該模型是穩(wěn)定的；反之不穩(wěn)定。如果被估計(jì)的VAR模型不穩(wěn)定，則得到的結(jié)果有些是無(wú)效的。[5] 基于AR特征多項(xiàng)式的逆根（見(jiàn)圖2）的輸出結(jié)果，可以認(rèn)為本文建立的VAR模型是穩(wěn)定有效的。

（2） Granger因果檢驗(yàn) 當(dāng)階數(shù)p=3時(shí)，VAR模型的AIC值和SIC值最小，因而可以選擇這個(gè)模型進(jìn)行Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。EViews軟件輸出結(jié)果如表3所示。由檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在顯著性水平為0.05時(shí)，可以認(rèn)為GDP不是BDI的Granger原因，而B(niǎo)DI是GDP的Granger原因。也就是說(shuō)，BDI與我國(guó)GDP之間存在單向的Granger因果關(guān)系，即BDI可以為我國(guó)GDP的預(yù)測(cè)提供更準(zhǔn)確的信息。

3.2 基于VAR模型的脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)函數(shù)（IRF）描述的是當(dāng)一個(gè)變量受到某種沖擊時(shí)，對(duì)系統(tǒng)中內(nèi)生變量的動(dòng)態(tài)影響，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來(lái)值所產(chǎn)生的影響程度。對(duì)于穩(wěn)定的VAR模型而言，脈沖響應(yīng)函數(shù)應(yīng)趨于0，累計(jì)脈沖響應(yīng)函數(shù)趨于非0常數(shù)。

圖3為BDI對(duì)其自身及模型中其他內(nèi)生變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)，其中橫軸為滯后階數(shù)，縱軸為BDI對(duì)于各變量沖擊的響應(yīng)。由圖3可以看出，BDI對(duì)其自身沖擊的響應(yīng)程度最大，我國(guó)GDP對(duì)BDI的沖擊相對(duì)較小。BDI對(duì)我國(guó)GDP沖擊響應(yīng)為負(fù)，響應(yīng)程度在第3期達(dá)到最大，之后逐漸減弱，在第9期后趨向于0；BDI對(duì)其自身沖擊的響應(yīng)有一個(gè)由正向負(fù)的過(guò)程，變化逐漸趨向于0。

圖4為BDI對(duì)其自身及各內(nèi)生變量的累積脈沖響應(yīng)函數(shù)，反映BDI對(duì)各因素的累積影響。由圖4可見(jiàn)，BDI對(duì)各內(nèi)生變量的累積脈沖響應(yīng)函數(shù)均在第80期左右趨于平穩(wěn)，BDI對(duì)自身的累積影響大于對(duì)我國(guó)GDP的累積影響。

我國(guó)GDP對(duì)BDI始終表現(xiàn)為正向響應(yīng)。BDI作為反映全球經(jīng)濟(jì)和貿(mào)易狀況的先行指標(biāo)，當(dāng)其上升時(shí)，表明全球及我國(guó)經(jīng)濟(jì)走勢(shì)良好，我國(guó)處于良好的外部環(huán)境下，GDP上升顯而易見(jiàn)。由圖5可以看出，從第1期開(kāi)始沖擊效應(yīng)不斷加強(qiáng)，到第5期達(dá)到最大值，之后卻急劇回落。也就是說(shuō)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展會(huì)推動(dòng)國(guó)際干散貨市場(chǎng)在短期內(nèi)快速繁榮，之后市場(chǎng)繁榮程度下降，直到市場(chǎng)趨于穩(wěn)定。

3.3 基于VAR模型的方差分解結(jié)果分析

方差分解通過(guò)分析每一個(gè)結(jié)構(gòu)沖擊對(duì)內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，能夠給出對(duì)VAR模型中變量產(chǎn)生影響的每個(gè)隨機(jī)擾動(dòng)相對(duì)重要性的信息。方差分解結(jié)果（見(jiàn)圖6和圖7），依次顯示了模型中各內(nèi)生變量對(duì)BDI及BDI對(duì)我國(guó)GDP的方差分解結(jié)果，本文選取方差分解結(jié)果達(dá)到穩(wěn)定的第30期結(jié)果進(jìn)行分析。由圖6可以看出：BDI、我國(guó)GDP對(duì)BDI波動(dòng)的貢獻(xiàn)度分別為88.6%和17.3%，表明BDI波動(dòng)在很大程度上由其自身決定，我國(guó)GDP的貢獻(xiàn)度較小；BDI并不是我國(guó)GDP變動(dòng)的決定性因素。

我國(guó)GDP作為世界干散貨船舶運(yùn)力需求的重要組成部分，理論上講是會(huì)對(duì)BDI產(chǎn)生重要影響的，但實(shí)證分析結(jié)果表明，BDI波動(dòng)受我國(guó)GDP的影響很小。[6] 這一方面是因?yàn)锽DI是多種因素共同作用的結(jié)果，我國(guó)GDP在這些因素中并不占據(jù)主導(dǎo)地位；另一方面是由于BDI受運(yùn)力需求影響較小，在更大程度上由其他因素決定。對(duì)比BDI與我國(guó)GDP之間的相互影響可以看出，BDI變動(dòng)對(duì)我國(guó)GDP的影響大于后者對(duì)前者的影響，并且BDI與我國(guó)GDP的相互影響均處于較低水平。

3 結(jié) 論

通過(guò)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)分析對(duì)國(guó)際干散貨市場(chǎng)與我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的聯(lián)動(dòng)性研究結(jié)論如下：

（1）對(duì)VAR模型進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)，結(jié)果表明國(guó)際干散貨市場(chǎng)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的單向Granger原因，且兩者之間相互影響的程度很小。BDI發(fā)生變化會(huì)引起我國(guó)GDP產(chǎn)生相應(yīng)變動(dòng)，反之則無(wú)。在對(duì)我國(guó)GDP進(jìn)行分析預(yù)測(cè)時(shí)，加入BDI因素，可以增強(qiáng)其準(zhǔn)確度和可信性。

（2）模型的脈沖響應(yīng)分析和方差分解結(jié)果說(shuō)明，BDI的波動(dòng)在很大程度上由其自身決定，我國(guó)GDP的貢獻(xiàn)度較小。我國(guó)GDP不是影響B(tài)DI的主要原因，BDI受運(yùn)力需求的影響較小，更大程度上由其他因素決定。[7]國(guó)際干散貨市場(chǎng)的繁榮發(fā)展在短期內(nèi)會(huì)促進(jìn)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)，而這在很大程度上與我國(guó)航運(yùn)業(yè)相關(guān)，但是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展又與很多其他因素有關(guān)，所以在短暫的快速發(fā)展后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)因?yàn)閲?guó)際干散貨市場(chǎng)刺激所引起的發(fā)展速度會(huì)降低，直至趨于市場(chǎng)穩(wěn)步發(fā)展。

（3）近年來(lái)，我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實(shí)施有利于減弱鋼鐵產(chǎn)能過(guò)剩、鐵礦石等原材料需求量減少及國(guó)際干散貨市場(chǎng)持續(xù)不景氣對(duì)我國(guó)的影響。作為貿(mào)易大國(guó)和造船大國(guó)，在國(guó)際經(jīng)濟(jì)外部環(huán)境嚴(yán)峻的情況下，我國(guó)在擴(kuò)大需求、刺激消費(fèi)的同時(shí)必須著力提高供給體系質(zhì)量和效率，去產(chǎn)能，去庫(kù)存，去杠桿，降成本，補(bǔ)短板，從而增強(qiáng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的動(dòng)力。

由于“中國(guó)因素”對(duì)國(guó)際干散貨市場(chǎng)的有限影響，因此在航運(yùn)相關(guān)市場(chǎng)分析中，以我國(guó)GDP變動(dòng)來(lái)分析預(yù)測(cè)BDI走勢(shì)的方法缺乏有力的判斷依據(jù)。國(guó)際干散貨市場(chǎng)受到多種因素的共同作用，對(duì)其走勢(shì)進(jìn)行判斷應(yīng)綜合各種因素。同時(shí)，雖然國(guó)際干散貨市場(chǎng)對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)變動(dòng)有一定的預(yù)見(jiàn)作用，但我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展也受多種因素的影響，所以在判斷其變動(dòng)情況時(shí)也應(yīng)綜合考慮各種因素的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1] 郝玉柱，張蓮.國(guó)際原油價(jià)格波動(dòng)對(duì)波羅的海指數(shù)影響實(shí)證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2016（6）：25-28.

[2] 廖昆，林國(guó)龍，楊開(kāi)培，等.金融危機(jī)前后波羅的海干散貨運(yùn)價(jià)指數(shù)影響因素相關(guān)性分析[J].水運(yùn)管理，2011，33（1）：22-24.

[3] 馬敏，郝玉柱.波羅的海運(yùn)價(jià)指數(shù)與中國(guó)干散貨貿(mào)易相關(guān)性實(shí)證研究[J].中國(guó)儲(chǔ)運(yùn)，2016（2）：103-108.

[4] 林國(guó)龍，韓軍，葉善椿.波羅的海干散貨指數(shù)、上證綜指協(xié)整與Granger因果關(guān)系研究[J].商業(yè)研究，2013（4）：122-126.

[5] RUAN Q S，WANG Y，LU X S，et al.Cross-correlations between Baltic Dry Index and crude oil prices[J].Physica A Statistical Mechanics and Its Applications，2016（453）：278-289.

[6] 丁研，嚴(yán)廣樂(lè).中國(guó)GDP指數(shù)對(duì)BDI指數(shù)的吸引力研究[J].上海理工大學(xué)學(xué)報(bào)，2015（37）：199-204.

[7] 譚小芬，劉陽(yáng)，張明.國(guó)際大宗商品價(jià)格波動(dòng)：中國(guó)因素有多重要――基于1997―2012年季度數(shù)據(jù)和VECM模型的實(shí)證研究[J].國(guó)際金融研究，2014（10）：75-86.