黃金價格影響因素實證分析目錄TOC\o"1-2"\h\u14274黃金價格影響因素實證分析 123106第一節模型概述 123799第二節實證模型 231530一、數據收集及預處理 216076二、平穩性檢驗 49644三、協整檢驗 530309四、向量誤差修正模型 725625五、脈沖響應函數分析 927539六、方差分解分析 13第一節模型概述綜合上述文獻研究和理論研究，我們可以得知國際黃金價格的形成是十分復雜的。這是因為，黃金并非一種簡單的貴金屬，而是一種具有商品屬性、貨幣屬性和避險屬性的特殊貴金屬。根據我們的傳統認知，黃金由于其自身的特殊性，黃金既是一種普通的商品，具有商品屬性；同時也是一種特殊的商品，同時具有貨幣屬性和避險屬性等優良的屬性。從黃金的商品屬性來看，黃金作為一種特殊的商品，由于其在通貨膨脹比較嚴重時，由于其價格上漲速度高于其他商品價格的上漲速度，因此能起到抵御通貨膨脹的作用。從黃金的貨幣屬性來看，對于各國政府來說，黃金是一種重要的儲備資產，與外匯儲備往往具有此起彼伏的關系。從黃金的避險屬性來看，黃金可以作為避險資產的觀點得到了大多數學者的認可。因此，當經濟發生動蕩，經濟前景不明朗時，投資者避險情緒會加劇。此時，投資者會避免投資或者持有風險資產，轉而投資黃金等避險資產，從而實現資產的保值增值，避免資產的損失。在這個層面上，國際黃金價格會受到諸如經濟政策不確定性指數、地緣正式不確定性指標、經濟不景氣指標等的影響。基于此，本文將選擇通貨膨脹率、美元匯率和經濟政策不確定性指標作為衡量國際黃金價格波動的影響因素。國際黃金價格的影響因素十分復雜，本文所選取的通貨膨脹率、美元匯率和經濟政策不確定性指標和國際黃金價格之間并不是一種單一的、一成不變的關系，建立單一的多元線性回歸并不能反映這些因素和國際黃金價格之間的復雜關系。向量自回歸模型能夠將影響因素和研究對象作為一個整體去研究，并分析模型內部的沖擊動態，該模型應用比較簡單，只要確定哪些因素是相互影響的，既可以進行建模，是一種良好的量化研究工具。王菲：《王菲：《國際黃金價格影響因素及預測研究》，北方工業大學碩士學位論文,2020年，第17頁。第二節實證模型一、數據收集及預處理美國的黃金交易體系是現存所有黃金交易體系中最為成熟的，其黃金市場上的波動會實時影響全球黃金市場；加之美國是世界上最大的經濟體，其資本市場和黃金市場一體化程度最高，美國經濟波動對全球經濟運行會產生重要的影響，最終傳導至全球黃金市場；此外，國際黃金市場上的黃金交易大多選擇美元作為計價交易的貨幣，因此當我們要研究全球黃金價格走勢和波動時時，使用美國的數據更加符合國際黃金市場運行的實際情況。（一）國際黃金價格參照前人的文獻和研究成果，本文選取倫敦現貨黃金價格作為衡量國際黃金價格的指標。圖4-1倫敦現貨黃金價格數據來源：WIND從圖4-1可以看到，從1968年1月至2020年12月，國際黃金價格經歷了三次大幅度的上漲，分別是1980年、2011年和2020年。尤其是2020年，名義國際黃金價格一度突破2000美元/盎司，超過了2011年的巔峰價格。考慮數據可得性，本文擬將2011年和2020年兩次國際黃金價格上漲高潮涵蓋在研究中，同時為了避免1998年亞洲金融危機和2001年互聯網泡沫的影響，本文將以2003年1月為起點2020年12月為終點對國際黃金價格的月度數據進行研究。倫敦現貨黃金價格來源于WIND數據庫，其在WIND中的數據頻率為日度數據，為得到月度數據同時反映該月份國際黃金價格的總體水平，本文將每月的日度數據取平均作為每個月的國際黃金價格，共216個數據，實證過程中記為gp。此外，由于國際黃金價格作為金融數據的一種，很可能存在異方差，為減輕國際黃金價格的數據中存在的異方差對實證結果的負面影響和加快模型的收斂速度，本文將對國際黃金價格取對數，潘小文潘小文,陳勝美,楊彩林：《國際黃金價格影響因素的實證分析》，《現代商業》2017年第8期，第84～85頁。（二）通貨膨脹率參照前人的文獻和居民對通貨膨脹率的直接感知，本文選取美國消費者物價指數作為衡量美國通貨膨脹率的變量。本文采用了2003年1月至2020年12月美國消費者物價指數的月度同比數據，共216個數據，記為cpi,該數據來源于WIND數據庫。由于美國消費者物價指數有些月份為負數，取對數會造成數據缺失，因此本文未對美國消費者物價指數作對數化處理。（三）美元匯率美元指數是對一攬子貨幣的綜合匯率，可以綜合反映美元的強弱，因此適宜在本文中充當衡量美元匯率的指標。本文采用了2003年1月至2020年12月美元指數的月度數據，共216個數據，記為usdx,該數據來源于WIND數據庫。為了防止美元指數數據可能存在的異方差性影響實證模型的結果，以及加快整體模型的收斂速度，本文將對美元指數取對數，記為lnusdx。（四）經濟政策不確定性關于經濟政策不確定性的衡量方法，學術界目前并沒有形成統一的意見，本文將參照已有文獻對經濟政策不確定性的處理。我們認為Baker,Bloom和Davis在2013年提出的經濟政策不確定性指數較為全面和具有權威性，因此采用該指數來衡量經濟政策的不確定性。本文選取了美國經濟政策不確定性指數自2003年1月至2020年12月的月度數據，共216個數據，記為epu,該數據來源于WIND數據庫。由于在前人的文獻中，學者們并未提出經濟政策不確定性指數可能存在異方差性，且大部分文獻直接使用該指數，因此本文也未對經濟政策不確定性進行對數化或者其他處理。表4-1數據描述LNGPCPILNUSDXEPU指標含義國際黃金價格對數化美國消費者物價指數美元指數對數化經濟政策不確定性指數平均值6.8912072.0523154.46693124.2069中位數7.09870924.459167111.125最大值7.585065.64.625412350.46最小值5.793562-2.14.27813357.2標準差0.4866741.2761480.09136847.74881偏度-0.829849-0.195226-0.0682551.438465峰度2.4288063.6727881.8050066.010625Jarque-Bera27.727725.44586513.01982156.0653概率0.0000010.0656820.0014890求和1488.501443.3964.85726828.7樣本方差50.92319350.13881.79483490189觀察值216216216216數據來源：WIND,EVIEWS10.0處理二、平穩性檢驗本文所選取的數據為時間序列數據，在建立模型之前，先對各數據進行平穩性檢驗（單位根檢驗），防止出現偽回歸等問題。本文依此對國際黃金價格、美國通貨膨脹率、美元指數和經濟政策不確定性指數進行ADF檢驗。由表4-2ADF檢驗結果可知，國際黃金價格（lngp）、消費者物價指數（cpi）、美元指數（usdx）三個變量的水平序列是非平穩的，經濟政策不確定性指數（epu）的水平序列是平穩的，不符合協整的要求。對所有變量序列進行一階差分，發現國際黃金價格（lngp）、消費者物價指數（cpi）、美元指數（usdx）和經濟政策不確定性指數（epu）都變為平穩序列，即均為一階單整序列I(1),滿足協整檢驗的條件。表4-2ADF檢驗結果變量檢驗類型ADF統計量顯著性水平P值平穩性c,t,k）1%5%10%lngp(c,t,0)-1.368618-4.001311-3.430864-3.1390560.8674不平穩cpi(c,t,0)-2.346094-4.003902-3.432115-3.1397930.4068不平穩lnusdx(c,t,0)-2.924111-4.001516-3.430963-3.1391140.1570不平穩epu(c,t,0)-3.519862-4.001516-3.430963-3.1391140.0398**平穩D(lngp)(c,0,0)-12.66084-3.460884-2.874868-2.5739510.0000***平穩D(cpi)(0,0,0)-8.551223-2.576403-1.942399-1.6156590.0000***平穩D(lnusdx)(0,0,0)-10.71687-2.575813-1.942317-1.6157120.0000***平穩D(epu)(0,0,0)-11.89776-2.575916-1.942331-1.6157030.0000***平穩注:檢驗類型(C，T，K)分別為單位根檢驗方程中包含的常數項、趨勢項和滯后階數;；D為一階差分；***為1%的顯著性水平，**為5%的顯著性水平，*為10%的顯著性水平。三、協整檢驗從表4-2平穩性檢驗結果可以看到，國際黃金價格、消費者物價指數和美元指數的原始序列都存在著單位根，無法通過平穩性檢驗，而經濟政策不確定性指數則是原階單整，如果直接對原數據建立模型，有可能會導致偽回歸，無法真正得到國際黃金價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數之間的相互關系。根據計量經濟學對非平穩序列的處理方法，我們依次對國際黃金價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數進行一階差分后，發現所有序列都變成了平穩序列，即都是一階單整序列I(1)。對于這種原始序列非平穩，一階差分后都變成平穩序列的數據，前人的文獻中主要有兩種解決方法：由于原數據一階差分后即變為平穩序列，因此有些文獻將原數據取一階差分后，繼續建立VAR模型進行研究和分析；有些學者則認為，一階差分后的數據損失了部分原始的信息，不具有直接的經濟意義，而且結果不容易理解，轉而進行協整關系檢驗，以判斷原數據是否存在長期協整關系，如果存在，則建立向量誤差修正模型加以研究和探討。從已有的文獻來看，近幾年大多采用第二種處理方法，即進行協整關系檢驗后建立向量誤差修正模型加以探討，本文也將沿用該種方法。國際黃金價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數這幾個變量中，雖然存在著多個單位根變量，但由于各個變量之間可能存在內部的經濟聯系，可能具有長期均衡的關系。協整理論可以將變量之間的短期變動和長期均衡關系結合起來，探討短期波動中的長期均衡關系，與本文的變量情況較為相符。為了確定協整檢驗的滯后階數，本文將先建立向量自回歸模型（VAR），求解被解釋變量和解釋變量組成模型的最優滯后階數，便于后續進行協整檢驗。本文建立了國際黃金價格（lngp）、消費者物價指數(cpi)、美元指數(lnusdx)和經濟政策不確定性指數(epu)的向量自回歸模型（VAR），并根據最優滯后階數法則判斷本模型的滯后期數。表4-3最優滯后階數法則表LagLogLLRFPEAICSCHQ1-133.7420NA4.96e-051.4398271.6965611.5436372-85.7482292.295813.65e-05*1.132194*1.645662*1.339814*3-80.452799.9798564.04e-051.2351232.0053241.5465534-67.4205224.059564.16e-051.2636592.2905941.6788995-58.5800415.980884.47e-051.3325002.6161691.8515506-43.2172127.18039*4.50e-051.3386272.8790291.9614877-29.0387724.539604.59e-051.3561423.1532782.0828128-18.6751417.538464.86e-051.4103383.4642072.240817注：加“*”代表在該準則下的最優滯后階數。從表4-3最優滯后階數檢驗的結果來看，在FPE、AIC、SC、HQ四種檢驗法則下，模型最優滯后階數都是2階；而在LR檢驗法則下，模型最優滯后階數是6階，考慮到大部分檢驗法則的結果和保證一定的自由度，本文接受AIC等檢驗法則下最優滯后階數為2的檢驗結果，建立VAR(2)模型。接著，本文進行Johansen協整檢驗。需要注意的是，根據Johansen協整檢驗的設定，該檢驗并不是對原數據進行協整檢驗，而是對原數據進行一階差分之后再進行的檢驗。因此，本文進行Johansen協整檢驗時，使用的滯后階數應該是向量自回歸模型（VAR）最優滯后法則提示下的2階的-1階，也即1階，檢驗結果如表4-4所示：表4-4國際黃金價格和各個變量之間的Johansen協整秩檢驗假設協整存在個數特征值跡檢驗量5%臨界值P值是否拒絕原假設0個*0.11138753.1252747.856130.0148拒絕最多一個*0.09573827.8532329.797070.0824接受最多兩個0.0217086.31720715.494710.6581接受最多三個0.0075441.6205143.8414660.2030接受注：加“*”表示在5%的顯著水平下拒絕原假設根據Johansen協整檢驗結果，國際黃金價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數這四個變量中雖然存在著三個不平穩變量，但從長期來看，這幾個變量之間至少存在著1個協整關系。在實際經濟運行中，存在著內在經濟力量使得國際黃金價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數這幾個變量圍繞長期均衡的軸線波動。當某個變量存在某種短期波動時，內在的經濟力量將會把這些短期波動拉回長期均衡的軸線上。由此可見，本模型選取的變量是合理的，可以研究變量之間的長期均衡關系。接下來，我們將要進一步探討在長期內解釋變量消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數是如何對被解釋變量國際黃金價格產生影響的，也即在國際黃金價格在短期波動產生不均衡后，如何回歸均衡狀態。在前述Johansen協整檢驗中，我們發現變量之間至少存在一個協整關系，基于此，我們可以建立向量誤差修正模型(VECM)，求解該模型的短期和長期均衡參數，從而得出國際黃金價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數之間的協整方程和向量誤差修正模型。四、向量誤差修正模型根據前文Johansen協整檢驗的結果，我們發現解釋變量和被解釋變量之間至少存在著一個協整關系，也即長期均衡關系成立。事實上，在現實的經濟生活中，在大部分的時間里經濟變量之間是處于非均衡的狀態，從非均衡調整狀態調整至均衡狀態是十分常見的過程。那么，我們的關注點將轉到如果變量出現了短期的偏離，那么該變量將朝什么方向調整至均衡的狀態，這個調整需要經過多長時間才能實現？當變量出現偏離時，如果可以在較短的時間內調整至均衡狀態，對于投資者而言，可以在較短的時間內進行反向投資，實現套利；反之，如果出現偏離后需要較長的時間才能回歸到均衡的狀態，那么這個套利機會將較難在短事件之內實現。為了研究國際黃金價格短期波動產生了不均衡后如何逐漸恢復至均衡狀態，我們將建立向量誤差修正模型（VECM）模型加以探討。接下來，本文將基于上述檢驗結果構建被解釋變量國際黃金價格和解釋變量消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數之間的向量誤差修正模型，求出對應的長期協整方程和誤差修正模型。在建立向量誤差修正模型（VECM）時，滯后階數應當選擇VAR模型最優滯后階數的-1階，而在前述VAR模型下，最優滯后法則提示最優的滯后階數是2階，因此本向量誤差修正模型應該選擇滯后1階；根據Johansen協整檢驗的結果提示，本文協整方程的個數也是1，模型檢驗結果如下：從表4-5協整方程回歸結果可知，協整方程表示如下：CointEq1=CPI(-1)+5.46514581582*LNGP(-1)-1.05223132934*LNUSDX(-1)-0.0592361919729*EPU(-1)-27.7023955873表4-5協整方程回歸結果CointegratingEq:CointEq1CPI(-1)1.000000LNGP(-1)5.465146(1.32243)[4.13266]LNUSDX(-1)-1.052231(5.60462)[-0.18774]EPU(-1)-0.059236(0.01433)[-4.13246]C-27.70240表4-6為本文所構建的向量誤差修正模型的所有回歸結果。由于本文的被解釋變量為國際黃金價格。因此，在該表格中，我們僅關注第三列D(LNGP),得到的向量誤差修正模型如下：D(LNGP)=-0.00211734332195*(CPI(-1)+5.46514581582*LNGP(-1)-1.05223132934*LNUSDX(-1)-0.0592361919729*EPU(-1)-27.7023955873)-0.00386131264905*D(CPI(-1))+0.10619052591*D(LNGP(-1))-0.0874395040397*D(LNUSDX(-1))+5.80433505464e-05*D(EPU(-1))+0.0067675645326誤差修正項的系數為負，說明當國際黃金價格偏離均衡狀態時，誤差修正項會把國際黃金價格拉回至均衡狀態。誤差修正的速率為-0.002，修正速度較小，說明國際黃金價格從非均衡調整至均衡狀態需要較長的時間才能完成。通過閱讀前人的文獻，我們發現在向量誤差修正模型中，一般只關注誤差修正項，其他解釋變量由于存在滯后階數，經濟意義較難解釋，加之在本模型中，解釋變量的滯后階回歸結果顯著程度不夠，故不予關注和解釋。表4-6向量誤差修正模型回歸結果ErrorCorrection:D(CPI)D(LNGP)D(LNUSDX)D(EPU)CointEq1-0.015117**-0.002117***0.001508***2.479148(0.01111)(0.00100)(0.00045)(0.68697)[-1.36041][-2.12072][3.33961][3.60882]D(CPI(-1))0.391212*-0.003861***0.002235***-4.781194(0.06711)(0.00603)(0.00273)(4.14882)[5.82967][-0.64038][0.81953][-1.15242]D(LNGP(-1))0.1457440.106191*0.019557**3.852834(0.85398)(0.07673)(0.03470)(52.7961)[0.17066][1.38393][0.56363][0.07298]D(LNUSDX(-1))-2.982774-0.0874400.296955*81.34372(1.81432)(0.16302)(0.07372)(112.168)[-1.64402][-0.53637][4.02823][0.72519]D(EPU(-1))-0.002123***5.80E-05***0.000107***-0.246635*(0.00108)(9.7E-05)(4.4E-05)(0.06681)[-1.96447][0.59781][2.43259][-3.69181]C-0.006151**0.006768***-0.000535***0.612347(0.02937)(0.00264)(0.00119)(1.81561)[-0.20945][2.56472][-0.44846][0.33727]注：***為1%的顯著性水平，**為5%的顯著性水平，*為10%的顯著性水平。五、脈沖響應函數分析脈沖響應函數是指當解釋變量受到一個正向的沖擊之后，被解釋變量會如何產生響應，這種響應將持續多久。國際黃金價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數受到沖擊后，國際黃金價格在之后的15期內響應如下：（一）國際黃金價格對自身價格沖擊的響應由圖4-2國際黃金價格對國際黃金價格沖擊的響應圖可以看到，當國際黃金價格受到來自自身價格一個單位的沖擊后，這種沖擊會迅速回傳給黃金市場，且這種來自自身價格波動的沖擊力度較大，反映在第二第三期迅速上升到頂峰，大約為0.03555，隨之開始逐步下降，一直到第十五期，這種沖擊仍然較大，大概保持在0.0345的水平。這說明國際黃金價格對來自于自身價格波動的沖擊反映較大且反映持久，國際黃金價格與自身國際黃金價格長期呈現正向聯動的關系。這與胡乃聯、宋鑫(1999)在《自適應過濾模型在黃金價格預測中的應用》的研究結論相一致：黃金價格與其以往價格之間存在高度相關性。國際黃金價格對來自自身價格沖擊的響應與理論分析的觀點及前人的文獻相符，符合常規的經濟認知。圖4-2國際黃金價格對自身價格沖擊響應圖（二）國際黃金價格對消費者物價指數沖擊的響應由圖4-3黃金價格對消費者物價指數(CPI)的響應圖可以看到，當黃金價格受到來自消費者物價指數一個單位的沖擊后，這種沖擊會迅速傳遞至黃金市場，第一期沖擊的力度大約為0.01，沖擊為正向。這種沖擊在接下來的期數迅速下降，至第七期時，正向的沖擊歸零，隨之開始產生負向的沖擊，這種負向沖擊帶來的影響一直增加到第十五期，此后開始趨于穩定，沖擊的力度穩定保持在-0.003。這說明黃金價格對來自消費者物價指數的沖擊響應程度相對較大，且這種沖擊帶來的影響較為持久，黃金價格與消費者物價指數先是呈現出正向聯動的關系，其后呈現出長期的負向聯動的關系。圖4-3國際黃金價格對消費者物價指數沖擊響應圖（三）國際黃金價格對美元指數沖擊的響應由圖4-4可以看到，當國際黃金價格受到來自美元指數一個單位的沖擊后，沖擊會迅速傳遞至黃金市場，對國際黃金價格產生負向的沖擊，第一期沖擊為-0.0142，第二第三期迅速下降至到谷底，約為-0.0168。此后，該沖擊逐漸減弱，到第十五期時，減弱至-0.0135并穩定在這個水平。這說明國際黃金價格對來自于美元指數的響應程度較大且持久，國際黃金價格與美元指數長期呈現負向聯動的關系，這與理論分析的觀點及前人的文獻相符，符合常規的經濟認知。圖4-4國際黃金價格對美元指數沖擊響應圖（四）國際黃金價格對經濟不確定性指數沖擊的響應由圖4-5國際黃金價格對經濟政策不確定性指數沖擊響應圖可以看到，當國際黃金價格受到經濟政策不確定性指數一個單位的沖擊后，這種沖擊會迅速傳遞至黃金市場，對國際黃金價格產生正向的沖擊，第一期沖擊為0.0075，這種沖擊一直加強至第十二期趨于穩定，約為0.02375。這說明國際黃金價格對來自于經濟政策不確定性指數的沖擊力度從第一期開始逐漸加大，其后趨于穩定且一直存在，這說明國際黃金價格與經濟政策不確定性指數長期呈現正向聯動的關系，這與理論分析的觀點及前人的文獻相符，符合常規的經濟認知。圖4-5國際黃金價格對經濟政策不確定指數沖擊響應圖六、方差分解分析由上述脈沖響應函數圖，我們可以得出國際黃金價格對自身價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數沖擊的響應方向和強度，但無法對自身價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數沖擊的強度進行橫向比較，且同一時間點內哪些因素的沖擊對國際黃金價格的影響最大也無法進行判斷。因此，為了比較上述影響因素的沖擊對國際黃金價格影響的力度，我們進行方差分解，以研究自身價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數沖擊的貢獻程度。方差分解的結果如圖4-6LNGP方差分解示意圖所示：圖4-6LNGP方差分解示意圖表4-7方差分解表展示了國際黃金價格在受到一單位的隨機沖擊后，黃金自身的價格、消費者物價指數、美元指數和經濟政策不確定性指數對解釋全球黃金價格波動的貢獻程度。為便于觀察和解釋，本方差分解的滯后階數與脈沖響應的階數保持一致。首先，當國際黃金價格受到沖擊時，國際黃金價格自身的貢獻比例最大。這說明前一期黃金價格的變動對后一期的國際黃金價格的影響較大。在第一期時，國際黃金價格對自身價格沖擊的響應程度達到75.46%。其后，隨著期數的增長，國際黃金價格對自身價格沖擊的響應程度逐漸減少，但一直到第十五期，貢獻率仍然保持在65%。這說明國際黃金價格自身的變化是造成國際黃金價格波動的重要因素，且這種影響是長期的。其次，在國際黃金價格波動的前期，美元指數是對國際黃金價格變動貢獻率第二大因素。但可以看到，美元指數對國際黃金價格變動貢獻率一直在減小，在第七期的時候，其貢獻率已經被經濟政策不確定性指數反超，成為提供第三大貢獻率的影響因素。值得注意的是，一直到第十五期，美元指數對國際黃金價格變動貢獻率還超過10%，是國際黃金價格波動的長期影響因素。再次，在國際黃金價格波動的初期，國際黃金價格對經濟政策不確定性指數沖擊的響應程度最小，在第一期的時候僅為3.63%。但其后，國際黃金價格對經濟政策不確定性指數沖擊的響應程度持續加大，到第十五期時，響應程度已經超過20%