宋卓

【摘要】國(guó)際大宗商品的價(jià)格波動(dòng)會(huì)通過(guò)波動(dòng)溢出效應(yīng)傳導(dǎo)至國(guó)內(nèi)的上海證券綜合指數(shù)之上，GARCH模型可以很好的捕捉到這張波動(dòng)溢出效應(yīng)。在二元GARCH模型之中，BBBB模型是最常用的，廣泛應(yīng)用在金融市場(chǎng)之間的相關(guān)性分析，和波動(dòng)溢出效應(yīng)分析中。

【關(guān)鍵詞】國(guó)際大宗商品指數(shù) 波動(dòng)溢出效應(yīng) 二元GARCH-BEKK模型

一、緒論

進(jìn)入21世紀(jì)以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)呈現(xiàn)出高速、優(yōu)良的發(fā)展特性，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)橐灾毓I(yè)化為主，國(guó)際制造業(yè)也源源不斷的向國(guó)內(nèi)轉(zhuǎn)移。而大宗商品作為生產(chǎn)加工的重要原材料，我國(guó)對(duì)其創(chuàng)造了巨大的需求市場(chǎng)，這其中，進(jìn)口的大宗商品占有相當(dāng)?shù)谋戎?，進(jìn)口規(guī)模的不斷擴(kuò)大，但我國(guó)卻仍對(duì)進(jìn)口大宗商品缺乏話語(yǔ)權(quán)和定價(jià)權(quán)，因此只能被動(dòng)的接受來(lái)自國(guó)際大宗商品價(jià)格波動(dòng)的沖擊。

我國(guó)自2001年加人世界貿(mào)易組織后才開(kāi)始有規(guī)劃的進(jìn)口大宗商品，但是起初國(guó)際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)并未引起人們的關(guān)注，即使在2002年，國(guó)際大宗商品價(jià)格表現(xiàn)出了劇烈的波動(dòng)。在我國(guó)參與大宗商品交易的這16年間，盡管已經(jīng)有相當(dāng)數(shù)量的文獻(xiàn)研究，但國(guó)內(nèi)對(duì)于大宗商品市場(chǎng)和我國(guó)股票市場(chǎng)的研究仍然處于一個(gè)初級(jí)的程度，表現(xiàn)在：一部分集中在大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國(guó)通貨膨脹的影響；一部分集中在大宗商品價(jià)格波動(dòng)和宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響，例如利率；一部分集中在單一商品市場(chǎng)對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)的影響，特別是石油和原油市場(chǎng)。目前的研究相對(duì)比較欠缺我國(guó)不發(fā)達(dá)的大宗商品交易市場(chǎng)對(duì)我國(guó)自身股票市場(chǎng)的影響，對(duì)我國(guó)大宗商品市場(chǎng)缺少宏觀的把握和認(rèn)識(shí)。國(guó)內(nèi)外大宗商品市場(chǎng)和中國(guó)股票市場(chǎng)之間影響的整體研究均具有重要且現(xiàn)實(shí)的意義，不僅可以為投資者和監(jiān)管者提供重要的參考依據(jù)，而且更為國(guó)內(nèi)大宗商品發(fā)展提供了理論支撐，進(jìn)而爭(zhēng)得國(guó)際大宗商品市場(chǎng)的話語(yǔ)權(quán)，爭(zhēng)取國(guó)家利益，同時(shí)還能有效促進(jìn)股票市場(chǎng)和宏觀經(jīng)濟(jì)的良好有序發(fā)展，穩(wěn)步發(fā)展我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)和金融市場(chǎng)。

二、模型介紹

GARCH（Generalized Auto-Regressive Conditional Heteroskedas-ticity），全稱是廣義自回歸條件異方差模型，是1986年波勒斯列夫（Bollerslev）在研究了Engle于1982年提出的ARCH模型的異方差性后，擴(kuò)展的時(shí)間序列計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。該模型在做了普通的回歸模型之余，還對(duì)誤差的方差進(jìn)行進(jìn)一步的建模分析，尤其適用于波動(dòng)性的分析和預(yù)測(cè)。本文將使用GARCH模型對(duì)國(guó)際大宗商品市場(chǎng)和我國(guó)股票市場(chǎng)，國(guó)內(nèi)大宗商品和我國(guó)股票市場(chǎng)的波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)分析。

常見(jiàn)的GARCH （1，1）模型一般形式如下所示：

Yt=Xta+εt

εt|lt-1～H（0，Ht）

Ht=α0+αεt2+βHt-1

模型中，Xt，Yt是時(shí)間序列，It是t時(shí)刻的信息組合，εt是殘差序列，Ht是條件異方差矩陣。Ht非負(fù)且平穩(wěn)的充分條件是：1、α0，α，β>0；2、α+β<1。

二元GARCH常用的模型是GARCH-BEKK模型，其條件異方差矩陣Ht如下：

Ht=CC'+Aεt-1ε't-1A'+GHt-1G'

H，C，A，G均為二階方陣。C為常數(shù)矩陣，A代表ARCH效應(yīng)和波動(dòng)聚集性，G代表GARCH效應(yīng)和波動(dòng)連續(xù)性。

如果a21=g21=0，則第一個(gè)變量對(duì)第二個(gè)變量沒(méi)有波動(dòng)溢出效應(yīng)。

如果a12=g12=0，則第二個(gè)變量對(duì)第一個(gè)變量沒(méi)有波動(dòng)溢出效應(yīng)。

通過(guò)構(gòu)建二元GARCH-BEKK模型，檢驗(yàn)雙變量之間是否曾存在波動(dòng)溢出效應(yīng)。

三、實(shí)證分析

3.1 數(shù)據(jù)描述

本文選擇的時(shí)間區(qū)間為2006年1月1日至2017年12月31日，其中CRB指數(shù)數(shù)據(jù)共有3012個(gè)，上海證券綜合指數(shù)數(shù)據(jù)共有2917個(gè)，大宗商品指數(shù)數(shù)據(jù)2909個(gè)，農(nóng)產(chǎn)品指數(shù)數(shù)據(jù)2913個(gè)，工業(yè)品指數(shù)數(shù)據(jù)2913個(gè)。本文使用大多數(shù)研究者采用的方式，即剔除不共用的交易日，篩選出共有的交易日，經(jīng)過(guò)整理，共計(jì)有效數(shù)據(jù)2808個(gè)。CRB指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)自Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，上海證券綜合指數(shù)來(lái)自通達(dá)信。為方便起見(jiàn)，使用CRBI代指國(guó)際大宗商品指數(shù)，SSECI代指上海證券綜合指數(shù)。

由于原指數(shù)序列為非平穩(wěn)序列，故而計(jì)算其收益率序列，計(jì)算公式為：

3.2 SSECI和CRBI的波動(dòng)溢出檢驗(yàn)

本文使用常用的二元GARCH-BEKK模型，對(duì)國(guó)際大宗商品和色旅游”；組建工業(yè)旅游協(xié)會(huì)，組織全國(guó)性的工業(yè)旅游高峰論壇、科技教育為主的主題活動(dòng)或競(jìng)賽，打造“智能制造、制造強(qiáng)縣”特色品牌。

注重打造“長(zhǎng)沙縣特色”。建議將湖湘文化融入到瀏陽(yáng)河兩岸，打造文化融合區(qū)，依托瀏陽(yáng)河畔的黃興故居，將湘籍名人集中展示在瀏陽(yáng)河兩岸，融入歷史文化元素；借鑒杭州宋城經(jīng)驗(yàn)，在瀏陽(yáng)河兩岸建設(shè)體育廣場(chǎng)、國(guó)際自行車道，助力國(guó)際化城市建設(shè)。

參考文獻(xiàn)：

[1]李金早.全域旅游的價(jià)值和途徑.人民日?qǐng)?bào)-20160309.

[2]吳金明.產(chǎn)品價(jià)值構(gòu)成_工業(yè)化演進(jìn)與供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的本質(zhì).南華大學(xué)學(xué)報(bào)2017，2我國(guó)股票市場(chǎng)，國(guó)內(nèi)大宗商品和我國(guó)股票市場(chǎng)之間的波動(dòng)溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析。二元GARCH-BEKK模型是對(duì)方差矩陣進(jìn)行估計(jì).Ht可表示為

Ht=CC'+Aεt-1ε't-1A'+GHt-1G'

其中，C為常數(shù)項(xiàng)下三角矩陣，A代表ARCH項(xiàng)系數(shù)矩陣和ARCH效應(yīng)，G代表GARCH項(xiàng)系數(shù)矩陣和GARCH效應(yīng)。

使用WinRats軟件，對(duì)SSECI和CRBI的二元GARCH-BEKK模型估計(jì)結(jié)果如下：

由上表可知a（1，1），g（1，1）和a（2，2），g（2，2）均在在1%的置信水平下拒絕a（1，1）=0， a（2，2）=0， g（1，1）=0， g（2，2）=0的原假設(shè)，說(shuō)明CRBI和SSECI都存在條件異方差，也就是都具有ARCH效應(yīng)和GARCH效應(yīng)。a（2，1）和g（2，1）在1%的置信水平下，5%的置信水平下和10%的置信水平下均不拒絕a（2，1）=0， g（2，1）=0的原假設(shè)，說(shuō)明SSECI對(duì)CRBI不具有明顯的波動(dòng)溢出效應(yīng)。a（1，2）和g（1，2）在1%的置信水平下，拒絕a（1，2）=0， g（1，2）=0的原假設(shè)，說(shuō)明CRBI對(duì)SSECI的波動(dòng)溢出效應(yīng)并不明顯。

四、結(jié)論與建議

（1）推進(jìn)我國(guó)金融市場(chǎng)的全球化改革，合理的推進(jìn)我國(guó)股票市場(chǎng)的發(fā)展

我國(guó)需要更進(jìn)一步的推進(jìn)我國(guó)金融市場(chǎng)的全球化進(jìn)程，在世界經(jīng)濟(jì)中爭(zhēng)奪一定的定價(jià)權(quán)和話語(yǔ)權(quán)。然而，國(guó)家大宗商品市場(chǎng)對(duì)我國(guó)股票市場(chǎng)影響比較明顯，監(jiān)管當(dāng)局在制定相關(guān)金融政策時(shí)必須考慮到這些國(guó)際因素，避免我國(guó)股票市場(chǎng)受到國(guó)外金融市場(chǎng)的沖擊，從而穩(wěn)健的推進(jìn)我國(guó)金融全球化的進(jìn)程。

（2）大力發(fā)展國(guó)內(nèi)大宗商品市場(chǎng)

由于我國(guó)大宗商品市場(chǎng)發(fā)展不完善，現(xiàn)貨交易和期貨交易仍然處于發(fā)展階段，因此還十分依賴大宗商品的進(jìn)口，這使得在面對(duì)國(guó)外大宗商品時(shí)，我們沒(méi)有選擇，只能被動(dòng)的接受國(guó)外大宗商品價(jià)格，沒(méi)有話語(yǔ)權(quán)和議價(jià)權(quán)。當(dāng)國(guó)內(nèi)大宗商品市場(chǎng)發(fā)展到較為成熟的程度時(shí)，才能夠在國(guó)際大宗商品市場(chǎng)上爭(zhēng)得話語(yǔ)權(quán)和議價(jià)權(quán)，爭(zhēng)取國(guó)家利益。還可以避免國(guó)際大宗商品價(jià)格波動(dòng)很快的傳導(dǎo)至國(guó)內(nèi)，保證國(guó)內(nèi)大宗商品價(jià)格的穩(wěn)定，穩(wěn)定國(guó)內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)。

參考文獻(xiàn)：

[1]Frankel，J.A，Expectations and commodity price dy- nanics：the overshooting model.

[2]American Journal of Agricultural Economics，1986（68）：399-398.

[3]WC Labys，A Maizels.Commodoty price fluctuations and nacroecononic adjustments in the developed economies.journal of Policy Modeling，1993，15（3）：335-352。

[9]filbert C .L.Speculative influences on commodity futures prices 2006-2008.United [5]Nations Con- ference on Trade and Development，2010.

[6]Bohi M T .Stephan P M.Does Futures Speculation Destabilize Spot Prices？ New Evidence for Connodi-ty Markets.2012.

[7]Bndra Prosad Boy，Saikat Sinha Boy.Financial con- tagion and volatility spillover An exploration into Indian commodity derivative market.Economic Modelling.2017 March.

[8]王立清，楊寶臣，蘇云鵬.國(guó)際大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國(guó)的影響研究-以石油小麥和大豆為例.價(jià)格理論與實(shí)踐，2009（5）：96-97。

[9]孫澤生，王淑云，孫便霞，李東玉.大宗商品市場(chǎng)定價(jià)格局與影響因素研究.北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2015.