石油与黄金产业价格联动关系研究

第7期(总第284期)

2007年7月

　　　

ResearchonFinancialandEconomicIssues

财经问题研究

Number7(GeneralSerialNo.284)

July,2007

石油与黄金产业价格联动关系研究

张　莹,胥　莉,陈宏民

(上海交通大学安泰经济与管理学院,上海　200052)

①

摘　要:2002—2006年石油与黄金产业价格变动之间的关系可以用格兰杰因果关系进行检验,并根据格兰杰表示定理建立石油与黄金价格联动之间的误差修正模型来考察二者之间的长期关系和动态关系。本文认为石油价格和黄金价格上涨之间是单向的,从石油价格上涨到黄金价格上涨的因果关系,而且这种关系是长期稳定的,并没有随时间而发生结构性变化。关键词:石油;黄金;误差修正模型;格兰杰因果检验法

中图分类号:F114.46　　文献标识码:A　　文章编号:1000-176X(2007)07-0035-05

　　一、石油

、黄金产业价格走势概述

在人类历史发展进程中,石油与黄金一直起

到十分重要的角色:黄金自古就是公认的硬通货,而石油则是工业发展的基础。从长期来看,石油与黄金产业价格在走势波动上有相似之处(图1)。尽管涨跌幅不近相同,但二者的变动却有千丝万缕的关系。当国际石油价格上扬时,黄金价格常常也随之走高;反之,当油价下跌时,金价亦随之踏空。

中期的上涨期;20世纪70年代中期至20世纪80年代初的飞速上涨期;20世纪80年代至21世纪初的低迷期;21世纪初至今的上涨期。

1.20世纪70年代前的稳定期

二战后,44个国家或政府的经济特使聚集在美国新罕布什尔州的布雷顿森林,商讨战后世界经济格局。会议签署了《布雷顿森林协定》。该协定以黄金为基础,确认以美元作为最主要的国际储备货币。美元可以兑换黄金以及各国实行可调节的钉住汇率制,是构成这一货币体系的两大支柱。在这一规定下,油价与金价基本维持在1∶6的稳定关系,即1盎司黄金可以兑换6桶石油。而协议又规定1盎司黄金折合为35美元,即石油价格稳定在5—7美元之间。当时的金价不是由供需决定,而是由官方制定,缺乏波动性。因此,石油价格一直处于较低的水平,被称为廉价石油时代。

2.20世纪70年代初期至20世纪70年代中期的上涨期

从50年代后期,随着美国经济竞争力逐渐削弱,出现了全球性的“美元过剩”,各国纷纷

图1　石油与黄金产业价格长期走势

石油与黄金产业价格的正向联动过程可大致分为以下几个阶段:布雷顿森林体系崩溃前的稳定期;布雷顿森林体系崩溃后至20世纪70年代

①

收稿日期:2007-04-03

(-,上海人,,。

36

抛售美元兑换黄金。美国黄金储备大量外流,尼克松政府被迫宣布布雷顿森林体系解体。随后金价一路上升,达到每盎司120美元,原先的1∶6关系荡然无存。而这一期间,石油价格飙升了300%,达到每桶11.65美元,彻底结束了廉价石油时代。

3.20世纪70年代中期至20世纪80年代初的飞速上涨期

本轮黄金与石油价格的上涨主要受第二轮美元贬值及第二次世界石油危机(1979—1980年)的影响。起初,美国为了解决第一次世界石油危机(1973—1974年)所引发的经济问题,开始主动贬值美元。这一举动,导致金价又上升了300%。1980年6月21日,伦敦黄金市场每盎司黄金价格高达870美元,纽约黄金期货价格则为每盎司1000美元,达到了历史最高位。同时80年代初的两伊战争,导致石油主要生产地中东地区的石油输出量锐减,直接引发国际石油市场价格飙升,每桶石油价格上涨至35美元。

4.20世纪80年代至21世纪初的低迷期就在石油与黄金价格刚刚创下历史新高后,1981年起,金价与油价纷纷跳水,进入了长期低迷状态。金价自1980年初的每盎司800美元,两年间下跌超过50%。油价至1986年亦下跌超过50%。但是在这20年的低迷期,石油与黄金价格并非一直处于跌势,受国际政治经济等突发事件的影响,金价与油价在短期内都有上涨的过程。但这些并不能扭转黄金与石油长期颓势,直至21世纪初的再度上扬。

5.21世纪初至今的上涨期

油价在2001年“9 11”事件后持续上扬,从每桶25美元以下持续攀升。特别是2005年,受多方因素影响,尤其是卡特里娜飓风的刺激,油价大幅冲高并突破每桶70美元。而黄金也是涨势逼人,曾一度突破每盎司730美元,创近年来新高。

从以上阶段来看,油价是金价升降的信号指标。金价的波动追随着油价的变动。这其中一个主要的原因和石油产出集中在少数几个大国之间有关,特别与这些石油生产大国所持有的石油美元相关。国际原油市场通常以美元结算,而这些石油生产国大量出口石油,从而导致了极大的顺差。由于石油价格的上扬,产油国的石油美元储,财经问题研究　　2007年第7期　　总第284期

产业结构,产油国往往将手中的石油美元投入到国际金融市场上去。而这其中黄金作为投资保值的优良工具,成为各产油国的首选。这进一步增加了世界对于黄金的需求。由于石油美元数额巨大,而这些石油输出国操作集中性强,推动了黄金价格的上涨。而当石油价格下跌时,情况正好相反。由于石油出口收支不平衡,石油生产国往往会抛售一部分黄金储备,导致世界黄金价格随之走低。

这样的情况在21世纪初尤为明显。20世纪末21世纪初,金价油价大幅上扬。石油输出国,尤其是中东地区对黄金需求量随着石油收入的增长大幅提升。据世界黄金协会的统计,2005年中东地区的黄金投资需求同比增长了38%,这其中埃及的增长率更是高达150%。由此可见,这些来自中东地区的石油美元推动了黄金的投资需求,引起其价格大幅上扬。

石油与黄金产业价格关系是近几年来的一个研究热点。国内不少学者通过定性分析的方法得出了不同的结论。其中谭雅羚认为石油与黄金价

[1]

格呈逆向走势;覃维桓认为油价与金价正向联动

[2]

。

2003年诺贝尔奖获得者,著名计量经济学家恩格尔(Engle)和格兰杰(Granger)在1982年提出了协整理论。该理论主要用来探测变量间是否真的存在均衡相依关系。具有协整关系的非平稳变量可以用来建立误差修正模型(ECM)。由于误差修正模型把长期关系和短期动态特征结合在一个模型中,因此既可以解决传统计量经济模型忽视伪回归的问题,又可以克服建立差分模型忽视水平变量信息的弱点。格兰杰在协整概念的基础上,进一步提出了著名的格兰杰表示定理,该定理的重要意义就在于其证明了协整概念与误差修正模型的必然联系。若非平稳变量之间存在协整关系,则必然可以建立误差修正模型;若用非平稳变量可以建立误差修正模型,则该变量之间必然存在协整关系。

本文将采用协整分析技术,对世界2002—2006年石油与黄金产业之间的价格关系进行格兰杰因果检验,并根据格兰杰表示定理,建立石油与黄金价格增长之间的误差修正模型,考察两者之间的长期关系和动态关系,表明石油与黄金价格增长之间是单向的从石油价格增长到黄金价,[4]

石油与黄金产业价格联动关系研究

37

三、变量及方法说明1.数据说明

本文采集了WestTexasIntermediate(WTI,西得克萨斯州中质原油)自2002年1月1日至2006年1月1日,每月1日共49组数据①。序列名称为WTIOil。WTI、LondonBrunt及OPEC作为世界三大石油期货定价标准,充分反映了世界原油市场的走势。所有在美国生产或是销往美

t-i

的,并没有随时间发生结构性变化。

二、理论模型

假设本文要讨论的序列WTIOil(石油价格),LGoldF(黄金价格)为一阶平稳序列,并且两两具有协整关系,那么根据格兰杰表示定理,可以建立如下模型:

ΔlnWTIOil=α+1

k

∑β

i=1

m

1i

ΔlnWTIOilt-i+

+γM1+ε1EC1t

(1)

∑δΔlnLGoldF

i=0

1i

国的石油都是以轻质低疏的WTI作为基准油。因为美国这个超级原油买家的实力,加上纽约期交所本身的影响力,以WTI为基准油的原油期货交易,就成为全球商品期货品种中成交量的龙头。尽管全球约65%的原油交易量,是以北海布伦特原油(Brunt)为基准油作价,但是研究表明Brunt和WTI价格走势同步,前者通常比后者低5%左右。因此,我们这里采用WTI评判世界石油价格走势是合理的。

作为金价的表现,采用了LondonGoldFix

②

自2002年1月至2006年1月的共49组数据。

ΔlnLGoldFt=α2+

k

∑β

i=1

m

2i

ΔlnLGoldFt-i+

t-i

∑δΔlnWTIOil

2i

i=0

+γM2+ε2EC2t

(2)

式中Δ表示对序列lnWTIOil和lnLGoldF的

m

一阶差分,α为常数项,

∑β

i=1

i

为自回归系数,

ECM为回归方程的误差修正项,εit表示随机误差项。

模型(1)表明石油价格的当期变动,不仅与石油价格的前1期至前m期变动有关,还与黄金价格变动的当期至前k期的变动有关。若它们的系数为正,则说明对应项的变动将引起石油价格当期的正向变动。而误差修正项为:

ECM1=lnWTIOil-αdF1-δ1lnLGolECM2=lnLGoldF-αWTIOil2-δ2ln

(3)(4)

每一月的数值均为当月均值。序列名称为LGoldF。

从图2中可以看出,两序列随时间而增长

。

若ECM前的系数γ显著小于零,则(t-1)时刻,石油(黄金)价格大于其长期均衡值,ECM为正,γECM为负,使得ΔlnWTIOil(ΔlnLGoldF)减少;若(t-1)时刻,石油(黄金)价格小于其长期均衡值,ECM为负,γECM为正,使得ΔlnWTIOil(ΔlnLGoldf)增大。体现了长期均衡误差对石油(黄金)价格的控制。根据格兰杰表示定理,如果两序列具有协整关系,则如上模型中两个方程至少有一个成立。如果石油与黄金价格序列存在协整关系,那么通过格兰杰因果检验,若石油是黄金的格兰杰原因,则模型中的第二个方程式成立;反之,则第一个方程式成立。若石油与黄金价格为双向因果关系,则模型(1)整体成立。通过误差修正模型,可以对被解释变量做出短期预测。

①②

图2　石油、黄金价格近期走势

为了消除数据可能存在的异方差性并且使数据易于处理,对两个变量做对数化处理,分别为:LnWTIOil,LnLGoldF。如图3、图4显示了石油、黄金对数序列走势图。从图中可以看出,石油序列自2002年以来保持持续增长。而黄金序列变化与其相似,两序列具有同趋势性。从石油与黄金差分序列的趋势图(图5)可以看到,虽然LnWTIOil和LnLGoldF表现出非平稳态势,但其差分序列表现平稳,走势基本围绕0波动,并无明显的时间趋势或是截距项存在。

数据来源:http://www.forecasts.org/data/dataO/ILPRICE.htm

//.forg/data/.

38

财经问题研究　　2007年第7期　　总第284期表1被检验序列LnGoldLnOildLnGolddLnOil

ADF单位根检验结果ADF值滞后期-2.5481951-2.6743272-4.2562431-5.4688161

1%临界值

-4.163-4.1678-2.6132-2.6132

3.协整检验

这里我们采用EG检验,即对从协整回归中估计的ut做ADF检验。首先建立变量LnWTIOil

图3　

石油对数序列走势

和LnLGoldF之间的回归方程:

lnLGoldFt=εεWTIOilt+ut1+2ln

用最小二乘法估计方程,得到如下结果:

lnLGoldFt=4.361619+0.436549lnWTIOil

(5)

R2=0.829881　t(41.62741)(15.14190)n=49

LnWTIOil前的系数为正,与图2中观测相一致。回归方程的t统计量值较高,相关系数的平方为0.829881也能较好地通过检验。然而得出的

图4　黄金

对数序列走势

方程是否是误缪回归,还需进一步对残差做平稳性检验。从残差散点图(图6)来看,残差围绕零波动,假定残差不随时间趋势波动。因此做平稳性检验时,假设残差不含截矩项和时间趋势项。

图5　石油、黄金价格差分序列图

2.单位根检验

规范的Granger因果检验,应当使用平稳序列。用非平稳序列做Granger检验,如果在长期是有强烈趋势的序列,结论可能是错误的。因此,在时间序列数据的回归分析中,首先应当检验各时间序列是否服从单位根过程。采用ADF方法来进行单位根检验,因为LnWTIOil和LnLGoldF都具有非零均值和上升趋势(图3、图4),所以在对序列的水平值做单位根检验时应包含截距项和时间趋势。在对序列的水平值做单位根检验时,由于一阶差分序列已经消除时间趋势(图5),所以检验时不包含时间趋势项。滞后期的选择根据AIC准则来确定(表1)。

由表1可见,LnWTIOil,LnLGoldF序列不平稳,但是其一阶差分ADF值大于5%临界值,可见LnLGoldF与LnWTIOil序列是一阶平稳序列,

4.格兰杰因果检验

以上方法确定了LnLGoldF和LnWTIOil均为一阶平稳序列而且存在协整关系。协整只是表明了黄金价格和石油价格增长之间存在因果关系,但没有指明这种因果关系的方向性。根据格兰杰表示定理,如果序列存在协整关系,那么至少存在单向的因果关系。下面对LnLGoldF和LnWTIOil之间进行,结果如表3图6　残差散点图

由方程(5)得:

εnLGoldFt-4.361619-0.436549lnWTIOiltt=l

对单位根检验,结果如表2。ADF检验值大于5%的临界值,说明残差平稳,序列LnLGoldF与序列LnWTIOil具有协整性。见表2。

表2ADF统计量值

ADF单位根检验结果-2.1%临界值

5%临界值

-2.6120-1.9478

石油与黄金产业价格联动关系研究

表3

格兰杰因果关系检验结果

概率0.48670.1312

39

重要影响因素,并且这种变化是正相关的,就是说石油价格上涨,将带动黄金价格上扬。正如前文所分析,石油价格上扬,带动主要产油国“石油美元”资产迅速扩充。为了降低风险,丰富投资品种,推动了对黄金的需求,从而引发了最终黄金价格的上扬。参考文献:

[1]　谭雅羚.利率变数使石油与黄金价格逆向运行

[N].上海证券报,2004-06-09.

[2]　覃维桓.石油黄金美元联动关系[EB/OL].中国

黄金网.

[3]　吴冲锋.社会经济动态系统导论[M].上海:上海

科学技术出版社,1999.

[4]　李子奈.计量经济学[M].北京:高等教育出版

社,2000.

[5]　杨朝峰,陈伟忠.能源消费和经济增长:基于中国

的实证研究[J].中国石油大学学报,2005,(2).[6]　易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国

统计出版社,2003.

[7]　PierrePerron,TheGreatCrash.theOilPriceShock,

andtheUnitRootHypotheis[J].Ecomometrica,Nov.,1989,Vol.57,(6):1361-1401

[8]　MaxGillman,AntonNakov.Amonetaryexplanationofoil

andgoldprices[DB/OL].CentralEuropeanUniversityDepartmentofEconomicsWorkingpaper:http://www.ceu.hu/econ/economic/gold_ceuwp.pdf.[9]　BenS.

Bernanke,

MarkGertler,

MarkWatson

etc.SystematicMonetaryPolicyandtheEffectsofOilPriceShocks[J].BrookingsPapersonEconomicActivity,1997,Vol.1997,(1):91-157.

零假设观测数F-统计量

LnWTIOil不是LnLG480.49180

的格兰杰原因

LnLGoldF不是LnWTIO2.36382

的格兰杰原因

尽管“LnLGoldF不是LnWTIOil的格兰杰原因”只能通过15%的检验,但是根据格兰杰表示定理,两协整序列至少存在单方向的因果关系,认为石油价格是黄金价格的格兰杰原因。5.误差修正模型

以上结果表明石油价格波动和黄金价格波动之间是单向的从石油增长到黄金增长的因果关系。利用方程(3)中得到误差修正项ECM1t,建立形如方程(2)的误差修正模型。由最小二乘估计,逐步剔除方程右边的不显著项后,得到误差修正方程:

ΔlnLGoldF=0.013+0.200ΔlnLGoldF(-1)-0.277ΔlnLGoldF(-2)+0.076ΔlnWTIOil-0.072ECM1

误差修正项系数为-0.072,显著小于零,符合反向修正机制,表明石油价格与黄金价格之间存在长期均衡关系,当上期黄金价格供给高于

均衡水平时,在误差修正项作用下,本期涨幅就会减小;反之当上期价格低于均衡水平时,本期涨幅就会增大(或跌幅减小)。从误差修正项的系数看,黄金价格偏离均衡部分的7.2%将在一月内得到调整。

四、结　论

本文认为,石油价格变动是黄金价格变动的

AnEmpiricalStudyontheRelationshipbetweenPrices

ofPetroleumandGoldIndustry

ZHANGYing,XULi,CHENHong-min

(AntaiSchoolofEconomicsandManagement,ShanghaiJiaotongUniversity,Shanghai200052China)

Abstract:Usingco-integrationtechnique,weexaminethecausalrelationshipbetweeninternationalpricesofpetroleumindustryandthatofgoldindustryovertheperiodfrom2002to2006.BasedontheGrangerRepresentationTheorem,wesetupanerrorcorrectionmodeltoinvestigatethelong-runanddynamicrelationshipbetweenthem.Empiricalresultsshowthatalong-runstableunidirectionalcausalityrunningfrompricesofpetroleumindustrytopricesofgoldindustry.Keywords:Petroleum;Gold;ErrorCorrectionModel;GrangerRepresentationTheorem

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第7期(总第284期)

2007年7月

　　　

ResearchonFinancialandEconomicIssues

财经问题研究

Number7(GeneralSerialNo.284)

July,2007

石油与黄金产业价格联动关系研究

张　莹,胥　莉,陈宏民

(上海交通大学安泰经济与管理学院,上海　200052)

①

摘　要:2002—2006年石油与黄金产业价格变动之间的关系可以用格兰杰因果关系进行检验,并根据格兰杰表示定理建立石油与黄金价格联动之间的误差修正模型来考察二者之间的长期关系和动态关系。本文认为石油价格和黄金价格上涨之间是单向的,从石油价格上涨到黄金价格上涨的因果关系,而且这种关系是长期稳定的,并没有随时间而发生结构性变化。关键词:石油;黄金;误差修正模型;格兰杰因果检验法

中图分类号:F114.46　　文献标识码:A　　文章编号:1000-176X(2007)07-0035-05

　　一、石油

、黄金产业价格走势概述

在人类历史发展进程中,石油与黄金一直起

到十分重要的角色:黄金自古就是公认的硬通货,而石油则是工业发展的基础。从长期来看,石油与黄金产业价格在走势波动上有相似之处(图1)。尽管涨跌幅不近相同,但二者的变动却有千丝万缕的关系。当国际石油价格上扬时,黄金价格常常也随之走高;反之,当油价下跌时,金价亦随之踏空。

中期的上涨期;20世纪70年代中期至20世纪80年代初的飞速上涨期;20世纪80年代至21世纪初的低迷期;21世纪初至今的上涨期。

1.20世纪70年代前的稳定期

二战后,44个国家或政府的经济特使聚集在美国新罕布什尔州的布雷顿森林,商讨战后世界经济格局。会议签署了《布雷顿森林协定》。该协定以黄金为基础,确认以美元作为最主要的国际储备货币。美元可以兑换黄金以及各国实行可调节的钉住汇率制,是构成这一货币体系的两大支柱。在这一规定下,油价与金价基本维持在1∶6的稳定关系,即1盎司黄金可以兑换6桶石油。而协议又规定1盎司黄金折合为35美元,即石油价格稳定在5—7美元之间。当时的金价不是由供需决定,而是由官方制定,缺乏波动性。因此,石油价格一直处于较低的水平,被称为廉价石油时代。

2.20世纪70年代初期至20世纪70年代中期的上涨期

从50年代后期,随着美国经济竞争力逐渐削弱,出现了全球性的“美元过剩”,各国纷纷

图1　石油与黄金产业价格长期走势

石油与黄金产业价格的正向联动过程可大致分为以下几个阶段:布雷顿森林体系崩溃前的稳定期;布雷顿森林体系崩溃后至20世纪70年代

①

收稿日期:2007-04-03

(-,上海人,,。

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抛售美元兑换黄金。美国黄金储备大量外流,尼克松政府被迫宣布布雷顿森林体系解体。随后金价一路上升,达到每盎司120美元,原先的1∶6关系荡然无存。而这一期间,石油价格飙升了300%,达到每桶11.65美元,彻底结束了廉价石油时代。

3.20世纪70年代中期至20世纪80年代初的飞速上涨期

本轮黄金与石油价格的上涨主要受第二轮美元贬值及第二次世界石油危机(1979—1980年)的影响。起初,美国为了解决第一次世界石油危机(1973—1974年)所引发的经济问题,开始主动贬值美元。这一举动,导致金价又上升了300%。1980年6月21日,伦敦黄金市场每盎司黄金价格高达870美元,纽约黄金期货价格则为每盎司1000美元,达到了历史最高位。同时80年代初的两伊战争,导致石油主要生产地中东地区的石油输出量锐减,直接引发国际石油市场价格飙升,每桶石油价格上涨至35美元。

4.20世纪80年代至21世纪初的低迷期就在石油与黄金价格刚刚创下历史新高后,1981年起,金价与油价纷纷跳水,进入了长期低迷状态。金价自1980年初的每盎司800美元,两年间下跌超过50%。油价至1986年亦下跌超过50%。但是在这20年的低迷期,石油与黄金价格并非一直处于跌势,受国际政治经济等突发事件的影响,金价与油价在短期内都有上涨的过程。但这些并不能扭转黄金与石油长期颓势,直至21世纪初的再度上扬。

5.21世纪初至今的上涨期

油价在2001年“9 11”事件后持续上扬,从每桶25美元以下持续攀升。特别是2005年,受多方因素影响,尤其是卡特里娜飓风的刺激,油价大幅冲高并突破每桶70美元。而黄金也是涨势逼人,曾一度突破每盎司730美元,创近年来新高。

从以上阶段来看,油价是金价升降的信号指标。金价的波动追随着油价的变动。这其中一个主要的原因和石油产出集中在少数几个大国之间有关,特别与这些石油生产大国所持有的石油美元相关。国际原油市场通常以美元结算,而这些石油生产国大量出口石油,从而导致了极大的顺差。由于石油价格的上扬,产油国的石油美元储,财经问题研究　　2007年第7期　　总第284期

产业结构,产油国往往将手中的石油美元投入到国际金融市场上去。而这其中黄金作为投资保值的优良工具,成为各产油国的首选。这进一步增加了世界对于黄金的需求。由于石油美元数额巨大,而这些石油输出国操作集中性强,推动了黄金价格的上涨。而当石油价格下跌时,情况正好相反。由于石油出口收支不平衡,石油生产国往往会抛售一部分黄金储备,导致世界黄金价格随之走低。

这样的情况在21世纪初尤为明显。20世纪末21世纪初,金价油价大幅上扬。石油输出国,尤其是中东地区对黄金需求量随着石油收入的增长大幅提升。据世界黄金协会的统计,2005年中东地区的黄金投资需求同比增长了38%,这其中埃及的增长率更是高达150%。由此可见,这些来自中东地区的石油美元推动了黄金的投资需求,引起其价格大幅上扬。

石油与黄金产业价格关系是近几年来的一个研究热点。国内不少学者通过定性分析的方法得出了不同的结论。其中谭雅羚认为石油与黄金价

[1]

格呈逆向走势;覃维桓认为油价与金价正向联动

[2]

。

2003年诺贝尔奖获得者,著名计量经济学家恩格尔(Engle)和格兰杰(Granger)在1982年提出了协整理论。该理论主要用来探测变量间是否真的存在均衡相依关系。具有协整关系的非平稳变量可以用来建立误差修正模型(ECM)。由于误差修正模型把长期关系和短期动态特征结合在一个模型中,因此既可以解决传统计量经济模型忽视伪回归的问题,又可以克服建立差分模型忽视水平变量信息的弱点。格兰杰在协整概念的基础上,进一步提出了著名的格兰杰表示定理,该定理的重要意义就在于其证明了协整概念与误差修正模型的必然联系。若非平稳变量之间存在协整关系,则必然可以建立误差修正模型;若用非平稳变量可以建立误差修正模型,则该变量之间必然存在协整关系。

本文将采用协整分析技术,对世界2002—2006年石油与黄金产业之间的价格关系进行格兰杰因果检验,并根据格兰杰表示定理,建立石油与黄金价格增长之间的误差修正模型,考察两者之间的长期关系和动态关系,表明石油与黄金价格增长之间是单向的从石油价格增长到黄金价,[4]

石油与黄金产业价格联动关系研究

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三、变量及方法说明1.数据说明

本文采集了WestTexasIntermediate(WTI,西得克萨斯州中质原油)自2002年1月1日至2006年1月1日,每月1日共49组数据①。序列名称为WTIOil。WTI、LondonBrunt及OPEC作为世界三大石油期货定价标准,充分反映了世界原油市场的走势。所有在美国生产或是销往美

t-i

的,并没有随时间发生结构性变化。

二、理论模型

假设本文要讨论的序列WTIOil(石油价格),LGoldF(黄金价格)为一阶平稳序列,并且两两具有协整关系,那么根据格兰杰表示定理,可以建立如下模型:

ΔlnWTIOil=α+1

k

∑β

i=1

m

1i

ΔlnWTIOilt-i+

+γM1+ε1EC1t

(1)

∑δΔlnLGoldF

i=0

1i

国的石油都是以轻质低疏的WTI作为基准油。因为美国这个超级原油买家的实力,加上纽约期交所本身的影响力,以WTI为基准油的原油期货交易,就成为全球商品期货品种中成交量的龙头。尽管全球约65%的原油交易量,是以北海布伦特原油(Brunt)为基准油作价,但是研究表明Brunt和WTI价格走势同步,前者通常比后者低5%左右。因此,我们这里采用WTI评判世界石油价格走势是合理的。

作为金价的表现,采用了LondonGoldFix

②

自2002年1月至2006年1月的共49组数据。

ΔlnLGoldFt=α2+

k

∑β

i=1

m

2i

ΔlnLGoldFt-i+

t-i

∑δΔlnWTIOil

2i

i=0

+γM2+ε2EC2t

(2)

式中Δ表示对序列lnWTIOil和lnLGoldF的

m

一阶差分,α为常数项,

∑β

i=1

i

为自回归系数,

ECM为回归方程的误差修正项,εit表示随机误差项。

模型(1)表明石油价格的当期变动,不仅与石油价格的前1期至前m期变动有关,还与黄金价格变动的当期至前k期的变动有关。若它们的系数为正,则说明对应项的变动将引起石油价格当期的正向变动。而误差修正项为:

ECM1=lnWTIOil-αdF1-δ1lnLGolECM2=lnLGoldF-αWTIOil2-δ2ln

(3)(4)

每一月的数值均为当月均值。序列名称为LGoldF。

从图2中可以看出,两序列随时间而增长

。

若ECM前的系数γ显著小于零,则(t-1)时刻,石油(黄金)价格大于其长期均衡值,ECM为正,γECM为负,使得ΔlnWTIOil(ΔlnLGoldF)减少;若(t-1)时刻,石油(黄金)价格小于其长期均衡值,ECM为负,γECM为正,使得ΔlnWTIOil(ΔlnLGoldf)增大。体现了长期均衡误差对石油(黄金)价格的控制。根据格兰杰表示定理,如果两序列具有协整关系,则如上模型中两个方程至少有一个成立。如果石油与黄金价格序列存在协整关系,那么通过格兰杰因果检验,若石油是黄金的格兰杰原因,则模型中的第二个方程式成立;反之,则第一个方程式成立。若石油与黄金价格为双向因果关系,则模型(1)整体成立。通过误差修正模型,可以对被解释变量做出短期预测。

①②

图2　石油、黄金价格近期走势

为了消除数据可能存在的异方差性并且使数据易于处理,对两个变量做对数化处理,分别为:LnWTIOil,LnLGoldF。如图3、图4显示了石油、黄金对数序列走势图。从图中可以看出,石油序列自2002年以来保持持续增长。而黄金序列变化与其相似,两序列具有同趋势性。从石油与黄金差分序列的趋势图(图5)可以看到,虽然LnWTIOil和LnLGoldF表现出非平稳态势,但其差分序列表现平稳,走势基本围绕0波动,并无明显的时间趋势或是截距项存在。

数据来源:http://www.forecasts.org/data/dataO/ILPRICE.htm

//.forg/data/.

38

财经问题研究　　2007年第7期　　总第284期表1被检验序列LnGoldLnOildLnGolddLnOil

ADF单位根检验结果ADF值滞后期-2.5481951-2.6743272-4.2562431-5.4688161

1%临界值

-4.163-4.1678-2.6132-2.6132

3.协整检验

这里我们采用EG检验,即对从协整回归中估计的ut做ADF检验。首先建立变量LnWTIOil

图3　

石油对数序列走势

和LnLGoldF之间的回归方程:

lnLGoldFt=εεWTIOilt+ut1+2ln

用最小二乘法估计方程,得到如下结果:

lnLGoldFt=4.361619+0.436549lnWTIOil

(5)

R2=0.829881　t(41.62741)(15.14190)n=49

LnWTIOil前的系数为正,与图2中观测相一致。回归方程的t统计量值较高,相关系数的平方为0.829881也能较好地通过检验。然而得出的

图4　黄金

对数序列走势

方程是否是误缪回归,还需进一步对残差做平稳性检验。从残差散点图(图6)来看,残差围绕零波动,假定残差不随时间趋势波动。因此做平稳性检验时,假设残差不含截矩项和时间趋势项。

图5　石油、黄金价格差分序列图

2.单位根检验

规范的Granger因果检验,应当使用平稳序列。用非平稳序列做Granger检验,如果在长期是有强烈趋势的序列,结论可能是错误的。因此,在时间序列数据的回归分析中,首先应当检验各时间序列是否服从单位根过程。采用ADF方法来进行单位根检验,因为LnWTIOil和LnLGoldF都具有非零均值和上升趋势(图3、图4),所以在对序列的水平值做单位根检验时应包含截距项和时间趋势。在对序列的水平值做单位根检验时,由于一阶差分序列已经消除时间趋势(图5),所以检验时不包含时间趋势项。滞后期的选择根据AIC准则来确定(表1)。

由表1可见,LnWTIOil,LnLGoldF序列不平稳,但是其一阶差分ADF值大于5%临界值,可见LnLGoldF与LnWTIOil序列是一阶平稳序列,

4.格兰杰因果检验

以上方法确定了LnLGoldF和LnWTIOil均为一阶平稳序列而且存在协整关系。协整只是表明了黄金价格和石油价格增长之间存在因果关系,但没有指明这种因果关系的方向性。根据格兰杰表示定理,如果序列存在协整关系,那么至少存在单向的因果关系。下面对LnLGoldF和LnWTIOil之间进行,结果如表3图6　残差散点图

由方程(5)得:

εnLGoldFt-4.361619-0.436549lnWTIOiltt=l

对单位根检验,结果如表2。ADF检验值大于5%的临界值,说明残差平稳,序列LnLGoldF与序列LnWTIOil具有协整性。见表2。

表2ADF统计量值

ADF单位根检验结果-2.1%临界值

5%临界值

-2.6120-1.9478

石油与黄金产业价格联动关系研究

表3

格兰杰因果关系检验结果

概率0.48670.1312

39

重要影响因素,并且这种变化是正相关的,就是说石油价格上涨,将带动黄金价格上扬。正如前文所分析,石油价格上扬,带动主要产油国“石油美元”资产迅速扩充。为了降低风险,丰富投资品种,推动了对黄金的需求,从而引发了最终黄金价格的上扬。参考文献:

[1]　谭雅羚.利率变数使石油与黄金价格逆向运行

[N].上海证券报,2004-06-09.

[2]　覃维桓.石油黄金美元联动关系[EB/OL].中国

黄金网.

[3]　吴冲锋.社会经济动态系统导论[M].上海:上海

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[5]　杨朝峰,陈伟忠.能源消费和经济增长:基于中国

的实证研究[J].中国石油大学学报,2005,(2).[6]　易丹辉.数据分析与Eviews应用[M].北京:中国

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andtheUnitRootHypotheis[J].Ecomometrica,Nov.,1989,Vol.57,(6):1361-1401

[8]　MaxGillman,AntonNakov.Amonetaryexplanationofoil

andgoldprices[DB/OL].CentralEuropeanUniversityDepartmentofEconomicsWorkingpaper:http://www.ceu.hu/econ/economic/gold_ceuwp.pdf.[9]　BenS.

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MarkGertler,

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etc.SystematicMonetaryPolicyandtheEffectsofOilPriceShocks[J].BrookingsPapersonEconomicActivity,1997,Vol.1997,(1):91-157.

零假设观测数F-统计量

LnWTIOil不是LnLG480.49180

的格兰杰原因

LnLGoldF不是LnWTIO2.36382

的格兰杰原因

尽管“LnLGoldF不是LnWTIOil的格兰杰原因”只能通过15%的检验,但是根据格兰杰表示定理,两协整序列至少存在单方向的因果关系,认为石油价格是黄金价格的格兰杰原因。5.误差修正模型

以上结果表明石油价格波动和黄金价格波动之间是单向的从石油增长到黄金增长的因果关系。利用方程(3)中得到误差修正项ECM1t,建立形如方程(2)的误差修正模型。由最小二乘估计,逐步剔除方程右边的不显著项后,得到误差修正方程:

ΔlnLGoldF=0.013+0.200ΔlnLGoldF(-1)-0.277ΔlnLGoldF(-2)+0.076ΔlnWTIOil-0.072ECM1

误差修正项系数为-0.072,显著小于零,符合反向修正机制,表明石油价格与黄金价格之间存在长期均衡关系,当上期黄金价格供给高于

均衡水平时,在误差修正项作用下,本期涨幅就会减小;反之当上期价格低于均衡水平时,本期涨幅就会增大(或跌幅减小)。从误差修正项的系数看,黄金价格偏离均衡部分的7.2%将在一月内得到调整。

四、结　论

本文认为,石油价格变动是黄金价格变动的

AnEmpiricalStudyontheRelationshipbetweenPrices

ofPetroleumandGoldIndustry

ZHANGYing,XULi,CHENHong-min

(AntaiSchoolofEconomicsandManagement,ShanghaiJiaotongUniversity,Shanghai200052China)

Abstract:Usingco-integrationtechnique,weexaminethecausalrelationshipbetweeninternationalpricesofpetroleumindustryandthatofgoldindustryovertheperiodfrom2002to2006.BasedontheGrangerRepresentationTheorem,wesetupanerrorcorrectionmodeltoinvestigatethelong-runanddynamicrelationshipbetweenthem.Empiricalresultsshowthatalong-runstableunidirectionalcausalityrunningfrompricesofpetroleumindustrytopricesofgoldindustry.Keywords:Petroleum;Gold;ErrorCorrectionModel;GrangerRepresentationTheorem

)