朱華俊

(安徽大學 經(jīng)濟學院，安徽 合肥 230601)

0 引 言

2020新冠疫情的暴發(fā)讓人們始料未及，對世界經(jīng)濟產(chǎn)生了重要的影響，也不可避免地對黃金市場也造成了影響，國內(nèi)外黃金市場都出現(xiàn)了一些波動。黃金市場的走勢很大程度上取決于美國、中國、歐洲和印度等全球幾大經(jīng)濟體的發(fā)展狀況。中國黃金市場經(jīng)過多年的快速發(fā)展，對國際黃金定價的影響越來越大。新冠疫情作為突發(fā)事件對國內(nèi)外黃金價格造成了較大的沖擊，研究新冠疫情對國內(nèi)外黃金價格聯(lián)動性的影響，為監(jiān)管部門對黃金市場價格波動及時作出反應，以及投資者及時調(diào)整投資策略，將疫情造成的影響降到最低，防止發(fā)生系統(tǒng)性風險，助力中國經(jīng)濟的快速恢復都具有十分重要的現(xiàn)實意義。

1 文獻綜述

現(xiàn)有文獻對于黃金市場內(nèi)部及與其他金融市場之間的聯(lián)動關(guān)系具有較深的研究，研究方法也從最初的靜態(tài)發(fā)展為動態(tài)研究方法，有關(guān)黃金市場聯(lián)動關(guān)系的研究成果不斷豐富。從黃金市場與不同金融市場的聯(lián)動來看，有學者研究貨幣市場與黃金期貨市場的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)了美元通過各種渠道都會對金價產(chǎn)生影響。更多的學者發(fā)現(xiàn)了黃金與多種貨幣之間都有緊密的聯(lián)動關(guān)系。Giam Q D,Michael M 等[1]599-610研究發(fā)現(xiàn)了國際黃金市場對東南亞五國新興股票市場收益和波動性的影響。尹力博、柳依依[2]87-96研究發(fā)現(xiàn)黃金市場和證券市場之間存在著復雜緊密的聯(lián)動關(guān)系，并且這種關(guān)系隨著證券市場的發(fā)達程度和時間段不同而變化。Yue-Jun Z，Yi-Ming W[3]168-177以全球石油市場和黃金市場為研究對象，發(fā)現(xiàn)了石油價格和黃金價格變動具有一致性的規(guī)律。李雨涵[4]59-62對黃金價格的多種影響因素進行分析，發(fā)現(xiàn)石油價格和金價之間具有同向趨勢，美元有效匯率和金價也有聯(lián)動關(guān)系。Martin H，Talis J P等[5]564-568通過研究紐約和倫敦黃金市場，發(fā)現(xiàn)紐約市場在定價方面具有更大的話語權(quán)。安鐵雷、王喜明[6]104-107通過研究發(fā)現(xiàn)雖然上海黃金期貨市場經(jīng)過多年快速發(fā)展，但紐約黃金期貨市場在定價方面仍處于主導地位，上海黃金期貨市場處于被引導地位。

對于黃金市場之間的聯(lián)動性研究，溫博慧[7]9-13證實了國內(nèi)外黃金價格波動存在一定的集聚性和持續(xù)性，且國內(nèi)演化的速度更快。潘曉琴,潘妍霞等[8]46-52研究發(fā)現(xiàn)黃金期貨推出前后國內(nèi)外黃金價格都存在聯(lián)動性，國內(nèi)黃金期貨推出后，上海黃金市場價格的波動受到倫敦黃金市場價格波動的影響。閆杰，姜忠鶴等[9]120-123發(fā)現(xiàn)我國黃金期現(xiàn)貨市場之間長期存在協(xié)整關(guān)系，并且相比較于黃金期貨價格的影響，黃金現(xiàn)貨價格對于黃金定價的影響更大。王聰、劉晨[10]134-137采用動態(tài)模型對中、美、日三國黃金期貨市場的聯(lián)動性進行研究，發(fā)現(xiàn)市場之間有聯(lián)動性且具有較強的穩(wěn)定性。

綜上所述，學者對于黃金市場之間的聯(lián)動關(guān)系進行了深入的研究，但相關(guān)研究有待進一步拓展。本文以倫敦黃金市場和上海黃金市場為例來探究新冠疫情前后黃金市場價格聯(lián)動性的變化過程，以期為相關(guān)部門及時應對黃金市場波動，投資者調(diào)整投資策略提供參考依據(jù)。

2 數(shù)據(jù)選取與特征

2.1研究方法

參考學者已有研究，本文使用向量自回歸模型VAR與 Johansen協(xié)整檢驗及誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗及脈沖響應分析等方法分析國內(nèi)外黃金市場價格的聯(lián)動性。

(1)向量自回歸模型VAR。VAR模型用于研究向量之間的數(shù)量關(guān)系，分析隨機擾動對系統(tǒng)的動態(tài)沖擊大小以及自身滯后項的影響。VAR模型是本文實證研究的基礎，在協(xié)整檢驗前需要建立VAR模型，在格蘭杰因果檢驗中需要其模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，脈沖響應也以VAR模型為前提分析變量間的動態(tài)結(jié)構(gòu)。

(2)Johansen 協(xié)整檢驗和誤差修正模型(VECM)。協(xié)整關(guān)系是在為解決非平穩(wěn)序列產(chǎn)生的，是對變量均衡關(guān)系性質(zhì)的檢驗。Johansen 協(xié)整檢驗的目的，一是檢驗線性組合是否具有長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，二是變量間的均衡為誤差修正建立了調(diào)節(jié)目標，這也是協(xié)整和誤差修正的關(guān)系。通過Johansen協(xié)整檢驗及誤差修正模型，描述模型由偏離均衡狀態(tài)調(diào)整到均衡狀態(tài)的調(diào)整過程，由此分析新冠疫情對黃金市場的影響。

(3)Granger因果檢驗。因果關(guān)系是指變量之間的一種引導關(guān)系，常用Granger因果檢驗對變量之間的因果關(guān)系進行檢驗。Granger因果關(guān)系從預測角度給出了因果關(guān)系的定義，簡單來說就是如果加入x變量的滯后項不能對預測r變量有幫助，則認為x不是r的格蘭杰原因。本文通過Granger因果檢驗，研究新冠疫情前后國內(nèi)外黃金市場價格相互影響的關(guān)系。

(4)脈沖響應分析。脈沖響應函數(shù)是分析誤差項發(fā)生變化對系統(tǒng)的動態(tài)影響，本文運用脈沖響應分析新冠疫情對國內(nèi)外黃金市場價格的影響。

2.2 數(shù)據(jù)的選取

在選取國際黃金價格的樣本時,由于考慮到倫敦黃金市場是全球主要的黃金交易所，其交易量巨大，對國際黃金價格的確定具有重大影響，所以選取了倫敦黃金現(xiàn)貨收盤價格作為樣本數(shù)據(jù)。國內(nèi)黃金價格樣本選取上海黃金交易所的AU99.99黃金現(xiàn)貨收盤價作為代表，之所以采用AU99.99黃金現(xiàn)貨收盤價，不僅是為了滿足倫敦黃金市場對于黃金純度的要求，而且因為其是我國交易量最大的黃金品種，其收盤價格具有一定的代表性。數(shù)據(jù)的時間跨度是從2019年1月2日到2020年11月13日，其中由于節(jié)假日的原因需要剔除部分數(shù)據(jù)，共得到441個配對數(shù)據(jù)。選取的黃金價格單位轉(zhuǎn)換成人民幣每克。

為了方便研究，將上海黃金價格記為SHP，倫敦黃金價格記為LDP，并且將其數(shù)值分別取對數(shù)，記為lnSHP,lnLDP。自2020年1月2日我國境內(nèi)出現(xiàn)新冠肺炎疫情起，將時間序列劃分為2個階段，分別是疫情前的2019年1月2日至2019年12月31日，此為第一個子樣本，共237個數(shù)據(jù)；第二個子樣本是自2020年1月2日至2020年11月13日，共204個數(shù)據(jù)，分別記為lnSHP1,lnLDP1,lnSHP2,lnLDP2。通過對兩個子樣本的實證研究，分析新冠疫情對上海黃金市場價格與倫敦黃金市場價格的聯(lián)動性關(guān)系的影響。本文所用的數(shù)據(jù)全部來源于Wind數(shù)據(jù)庫。

2.3 數(shù)據(jù)的特征

用excel軟件對上海黃金每日收盤價格與倫敦黃金每日收盤價格進行處理，2019—2020年國內(nèi)外黃金價格對比見圖1。

從圖1可以看出，上海AU99.99黃金價格與倫敦金價格波動具有一致性，價格總體呈上升趨勢。在2019年價格上升了52元/克。2020年價格上升了57元/克。雖然在疫情前后黃金價格上升幅度相差不多，但是可以看出2019年國內(nèi)外黃金價格增長平緩，2020年黃金價格雖然總體增長，但受疫情影響起伏相對較大。

2.4 描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計能夠描述黃金價格樣本的基本情況，運用制表，分類以及計算等處理數(shù)據(jù)的方法，對數(shù)據(jù)的某些特征進行估計和描述。上海、倫敦黃金現(xiàn)貨價格的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 上海、倫敦黃金現(xiàn)貨價格描述性統(tǒng)計

從表1可知，從均值來看，4個數(shù)據(jù)相差不大。僅從數(shù)值來看，偏度的絕對值越大，說明數(shù)據(jù)偏斜程度較高，數(shù)據(jù)越不服從正態(tài)分布。從本文數(shù)據(jù)可以得出，數(shù)據(jù)左偏，絕對值較小，說明偏斜程度較低。峰度的絕對值的大小，能夠說明數(shù)據(jù)的陡峭程度，可以看出4個對數(shù)序列絕對值都大于3，尖峰厚尾特征明顯。J-B數(shù)值較大而對應的P值都為0.0，說明四個對數(shù)序列并不服從正態(tài)特征分布。

2.5平穩(wěn)性檢驗

描述時間系統(tǒng)平穩(wěn)序列的關(guān)系稱之為平穩(wěn)關(guān)系，并且在一段時間內(nèi)，用來統(tǒng)計數(shù)學特征和平均數(shù)值的方差是固定值。如果將非平穩(wěn)時間序列進行回歸分析，得出的實驗結(jié)果可能會出現(xiàn)偽回歸問題。

如果原來的時間序列不平穩(wěn)，可以將其差分，再進行回歸分析，以避免偽回歸問題。如果進行了n次差分才能成為穩(wěn)定的單整序列，則該單整序列就稱為n階單整序列。本文使用ADF檢驗法進行檢驗。單位根檢驗見表2。

由表2中的檢驗結(jié)果可知，對數(shù)序列ADF值大于臨界值(1%，5%，10%)，說明存在單位根，其過程不平穩(wěn)。但在對原始數(shù)據(jù)進行進行一階差分處理后，其結(jié)果拒絕原假設，過程平穩(wěn)，說明該時間序列是一階單整的，所以符合協(xié)整檢驗的前提條件。

表2 單位根檢驗

3 中英黃金價格聯(lián)動關(guān)系的實證研究

3.1 協(xié)整檢驗

根據(jù)前文的單位根檢驗結(jié)果，滿足協(xié)整檢驗條件。在此之前需要建立VAR模型，它是協(xié)整檢驗的前提，因此先建立上海黃金價格和倫敦黃金現(xiàn)貨價格的VAR模型。

首先，對疫情前的對數(shù)序列l(wèi)nSHP1和對數(shù)序列l(wèi)nLDP1建立VAR模型，在建立模型過程中一般運用AIC和SC準則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，用eviews8.0軟件進行處理，疫情前VAR模型滯后期數(shù)的選擇結(jié)果見表3。

表3 疫情前VAR模型滯后期數(shù)的選擇結(jié)果

從表3可以看出，AIC和SC給出的階數(shù)都是兩階，另外3個指標都指向同樣的兩階滯后期，所以確定最優(yōu)滯后階數(shù)為兩階。

其次，對數(shù)序列l(wèi)nSHP2和對數(shù)序列l(wèi)nLDP2建立向量自回歸模型，同樣用eviews8.0軟件進行處理，疫情后VAR模型滯后期數(shù)的選擇結(jié)果見表4。

表4 疫情后VAR模型滯后期數(shù)的選擇結(jié)果

由于選擇最優(yōu)滯后期測量的測量準確度和次數(shù)在不同的檢驗準則中會有所不同，因此，可以根據(jù)“多數(shù)原則”進行判斷。從表4可以得出，LR、LPE和AIC準則顯示滯后階數(shù)是六階，后面兩個指標判斷出的是兩階，根據(jù)多數(shù)原則，確定最優(yōu)滯后階數(shù)是六階。

表5 協(xié)整關(guān)系檢驗結(jié)果

由表5可知，無論是在新冠疫情前還是在新冠疫情后，上海黃金價格和倫敦黃金價格都存在唯一的協(xié)整關(guān)系。可以得出協(xié)整方程，見(1)、(2)式：

新冠疫情前CE(1)：

lnSHP1=0.786 566lnLDP1+1.211 402

(1)

新冠疫情后CE(2)：

lnSHP2=0.999 036lnLDP2+0.005 607

(2)

由以上兩個協(xié)整方程可知，新冠疫情前后，國內(nèi)外黃金價格變化呈現(xiàn)同方向變化的趨勢。新冠疫情前，上海黃金價格對倫敦黃金價格的長期彈性系數(shù)為0.786 566，新冠疫情發(fā)生后，長期彈性系數(shù)為0.999 036，說明在新冠疫情發(fā)生后，國內(nèi)外黃金市場價格仍然存在聯(lián)動性，并沒有因為發(fā)生疫情而產(chǎn)生變化，并且這種聯(lián)動的長期趨勢更加顯著。

系主任派我去機場接一位應邀來做演講的二戰(zhàn)英雄——拉爾夫中尉。他曾在二戰(zhàn)中奮不顧身地救護戰(zhàn)友，并因此獲得了銅星獎章。拉爾夫中尉只比我大幾歲，相互認識后，我陪拉爾夫去機場大廳取行李。從登機口到大廳只要5分鐘的路，但我們卻走了至少20分鐘，因為中尉走幾步就會對我說“請稍等”。

3.2 建立誤差修正模型

為了度量在疫情發(fā)生期間上海黃金市場和倫敦黃金市場的短期偏離，衡量兩個長期均衡發(fā)展變量的短時間均衡改變量的關(guān)系，因此在協(xié)整檢驗結(jié)果的基礎上進一步建立誤差修正模型(VECM)，并且剔除t統(tǒng)計量中不顯著的滯后項，這樣可以使結(jié)果更加準確，得出的結(jié)果如下所示：

新冠疫情前誤差修正模型方程，見(3)至(6)式：

(3)

(其中k為各滯后項的系數(shù))

(4)

新冠疫情后的誤差修正模型方程，見(5)、(6)式：

(5)

(6)

從上面的方程可以得出，4個誤差修正模型均有較好的擬合性質(zhì)，其誤差修正系數(shù)為負，這說明在短期內(nèi)，如果偏離了長期均衡狀態(tài)，則在下一期進行反向修正。在新冠疫情前，國內(nèi)外ecm誤差修正項的P值分別為0.004 9、0.003 1，P值很小，從模型結(jié)果看國內(nèi)外黃金市場存在修正機制，從方程中的誤差修正系數(shù)可知，當國內(nèi)黃金市場在短期波動偏離長期均衡時，將以0.260的調(diào)整力度調(diào)整至均衡狀態(tài)，倫敦黃金市場則以調(diào)整力度0.279修正到均衡狀態(tài)。在新冠疫情暴發(fā)后，國內(nèi)外ecm誤差修正項的P值分別為0.004 2、0.003 9，也存在修正機制，倫敦黃金市場以0.236的調(diào)整力度調(diào)整到均衡，國內(nèi)黃金市場以0.315的調(diào)整力度調(diào)整到均衡。由此看出，在疫情暴發(fā)后，我國的黃金價格調(diào)整力度不升反降，其中一部分原因是我國黃金市場制度、法律法規(guī)逐步完善，市場性越來越強，另一部分原因是在疫情暴發(fā)后，我國立刻作出反應，采取多項有效措施，及時控制疫情，經(jīng)濟活動得以較快恢復，黃金市場受影響較小，這與我國實際情況相符。

3.3 格蘭杰因果檢驗

由于子樣本都有比較好的協(xié)整關(guān)系，因此可以通過Grange因果檢驗進一步研究上海黃金市場與倫敦黃金市場的黃金定價是否有因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗見表6。

表6 格蘭杰因果檢驗

從表6中結(jié)果可以得出，無論疫情發(fā)生前后，上海黃金市場價格與倫敦黃金市場價格互為格蘭杰因果，即兩者有著因果雙向格蘭杰關(guān)系，兩者互相引導，說明這兩者受第三種因素的影響。但是從P值中可以看出由于受到新冠疫情的影響，供給和需求都受到了打擊，對消費、投資和進出口等都有著較大的影響，我國黃金市場對國際黃金市場的影響力減弱，在國際金價的地位有所下降。

3.4 脈沖響應分析

脈沖響應在現(xiàn)代狹義經(jīng)濟學上被認為是在一定條件下，一個響應變量受到另一個響應變量的外在沖擊或者未來影響時的最大程度。進行脈沖響應分析需要在VAR模型符合平穩(wěn)性條件下才能進行，否則結(jié)果將會出現(xiàn)誤差并且不具有參考價值。對兩個子樣本的VAR模型的穩(wěn)定性檢驗結(jié)果見圖2、圖3。

圖2 疫情暴發(fā)前VAR模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

圖3 疫情暴發(fā)后VAR模型平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

通過兩個子樣本的AR根圖可知，兩個VAR模型的所有根模的倒數(shù)都落在圓圈內(nèi)，說明VAR模型是平穩(wěn)的，可以進行脈沖響應分析。

(1)首先對疫情前子樣本VAR模型進行脈沖響應分析，lnSHP1對lnLDP1的一個正沖擊的響應見圖4，lnLDP1對lnSHP1的一個正沖擊的響應見圖5。

從圖4中可以看出，當倫敦黃金市場給上海黃金市場一個正沖擊后，在第1期價格波動幅度達到了3%，2至3期小幅度波動，在第3期之后影響力度穩(wěn)定在1%。這表明在受到倫敦黃金市場沖擊后，上海黃金市場會有小幅度影響，后趨于穩(wěn)定，主要受自身影響。

由圖5可知，當上海黃金市場對倫敦黃金市場施加一個正沖擊后，倫敦黃金市場在第1期有小幅度的波動，第2期之后保持平穩(wěn)，穩(wěn)定在5%，具有明顯的持續(xù)效應，從1期開始，上海黃金市場對倫敦黃金市場有較高水平且穩(wěn)定的影響，我國金價對倫敦金價有長期正向的引導關(guān)系，這與我國黃金市場經(jīng)過多年發(fā)展完善，與國際市場聯(lián)系越來越強有關(guān)。

圖4 lnSHP1對lnLDP1的一個正沖擊的響應

圖5 lnLDP1對lnSHP1的一個正沖擊的響應

(2)對疫情發(fā)生之后子樣本VAR模型進行脈沖響應分析，lnSHP2對lnLDP2的一個正沖擊的響應見圖6，lnLDP2對lnSHP2的一個正沖擊的響應見圖7。

圖6 lnSHP2對lnLDP2的一個正沖擊的響應

由圖6脈沖響應圖可知，當倫敦黃金市場給上海黃金市場一個正沖擊后，在第1期就表現(xiàn)得非常明顯，波動幅度達到了6.5%左右，其波動幅度比疫情發(fā)生前更大，以后兩期小幅波動，第3期后逐漸平穩(wěn)，但要比疫情前水平高，我國金價受倫敦金價影響變大，且具有明顯持續(xù)效應。

由圖7脈沖響應圖可知，當上海黃金市場對倫敦黃金市場施加一個正沖擊后，在第1期有小幅度的上升，第2期之后逐漸下降，下降幅度較大，后逐漸平穩(wěn)，受我國黃金市場影響程度減小。

圖7 lnLDP2對lnSHP2的一個正沖擊的響應

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

(1)在長期均衡方面，國內(nèi)外黃金價格有著相同的變動趨勢，并且這種趨勢在疫情前后同向。在偏離平衡狀態(tài)調(diào)整方面，上海黃金市場價格調(diào)整力度有所下降，而倫敦黃金市場價格調(diào)整力度有所增加。(2)由格蘭杰因果檢驗結(jié)果可知，無論疫情發(fā)生前后，上海與倫敦黃金市場價格互為格蘭杰因果，具有雙向引導關(guān)系。并且在疫情前我國黃金市場受倫敦黃金市場的影響比較小，但在疫情后我國黃金市場對倫敦黃金市場的影響程度變小，受其影響變大。(3)脈沖響應結(jié)果表明，在面對其他市場沖擊時，上海黃金市場和倫敦黃金市場都會呈現(xiàn)出與此反應同向的效應，并且具有明顯的持續(xù)性。疫情前后黃金市場價格之間都存在緊密的聯(lián)動性，但在疫情發(fā)生后，我國黃金市場價格波動幅度變大，受國內(nèi)價格影響程度變小，而受國外價格波動影響變大，同時國外黃金市場價格波動受我國影響變小。

4.2 建議

(1)構(gòu)建公共突發(fā)事件應急預警機制。此次新冠疫情的暴發(fā)，使我國黃金市場價格波動幅度較疫情前明顯增大，增加了黃金市場的不穩(wěn)定性，使實體經(jīng)濟有所損失，而其他突發(fā)事件，如颶風、地震或恐怖襲擊等都有著類似的突發(fā)性和破壞性，任何公共突發(fā)事件產(chǎn)生的經(jīng)濟效應都會通過各種渠道向其他市場傳播。因此政府有必要構(gòu)建具有規(guī)范化、制度化的公共突發(fā)事件應急預警機制，將突發(fā)事件對黃金等重要商品市場的影響降到最低，確保市場平穩(wěn)持續(xù)健康發(fā)展。

(2)關(guān)注國外市場變動。政府監(jiān)管部門應及時跟蹤國際黃金市場價格波動情況，采取有效措施，穩(wěn)定金融市場，防范系統(tǒng)性風險時，不僅關(guān)注國內(nèi)影響因素，還要關(guān)注國外市場的變動以及重大突發(fā)事件的影響，特別是在目前資本賬戶開放的情形下，強化政策的預期引導作用，以穩(wěn)定市場信心，防止市場波動超出合理范圍。

(3)投資者需增強自我保護意識，提高投資能力。在受到外部沖擊時，國內(nèi)金價受到國際市場的影響更大。因此投資者在遇到類似重大突發(fā)事件時，要積極關(guān)注國外市場變動，及時改變投資策略，管控投資風險。投資者也需要加大對自身的培育教育，掌握更多的專業(yè)知識，努力獲取更多的交易經(jīng)驗，不管是個人還是機構(gòu)投資者都要認識疫情等突發(fā)事件對黃金市場影響的短期性，避免過度恐慌和悲觀，理性采取相應投資策略。