沪深A股黄金股与黄金价格相关性实证分析
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【摘要】本文以沪深股市A股利的黄金股“中金黄金”与上海黄金交易所“AU（T+D）”为样本，基于2003年8月至2009年12月为样本数据。运用单位根检验，格兰杰因果检验，VAR模型，脉冲响应函数分析，方差分解等方法对两者之间的关联性进行了较为全面的分析。结果显示，中金黄金和AU（T+D）之间存在价格导向关系；中金黄金对AU（T+D）的价格影响较大，而AU（T+D）对中金黄金价格的影响较小。
【关键词】沪深A股 黄金股 黄金现货合约
一、引言
黄金由于具有货币、避险、商品、规避通胀等多重属性，所有导致全球众多投资者一直热衷于关注黄金的价格波动。从1999年至2011年期间，黄金经历了一轮大牛市，涨幅约达到640%，2012年10月，国际黄金价格飙升至1800美元/盎司的历史最高位，在此期间让众多参与投资黄金的投资者收益颇丰。
而到2013年4月15、16日，国际黄金现货经历了暴跌，每盎司由1550上方重挫200美元，黄金价格一度跌至1320美元，较2011年9月所触及的历史高点1920美元而言，下跌了大约30%，而在金价重挫的背景下，黄金市场在中国依然火暴，众多的中国投资者入场“抄底”，但是6月份的国际金价依然继续下跌，现货黄金价格跌破1200美元/盎司，最低至1176美元/盎司，创2010年8月以来最低水平。
以上黄金价格的下跌对我国沪深A股中的黄金股具有重大的影响。受其影响，在4月15日，16日两天，中金黄金、紫金矿业、山东黄金等在黄金板块中权重较大的黄金股均出现了下跌，随后黄金股一直处于下跌态势中。截至6月份最后一个交易日收盘，两市总市值已经缩水至212812.92亿元，短短半年时间蒸发了16758.91亿元，平均每个股民账户今年上半年亏损了3.08万元。
在我国资本市场上，中国投资者最关注的就是黄金和股票两个投资产品，希望能够通过投资实物黄金或者股票来为自己的财富带来增值。众多的学者已对国际黄金期货与沪深A股黄金股的相互关系做了研究，认为国际黄金期货价格的变动是引起沪深A股黄金股价格变动的原因，但沪深A股黄金股对国际黄金期货价格变动的影响力较小，说明了国际黄金期货对我国沪深A股黄金股价格具有单向导向作用。所以本文则试图通过对上海黄金交易所AU（T+D）与我国A股市场上黄金股的关系进行实证研究，为投资者通过投资黄金股或者实物黄金所带来的资产增值或规避风险提供理论依据。
二、数据选取
考虑到在沪深A股黄金板块中享有“中国黄金第一股”美誉的中金黄金，以及在黄金板块中也具有较大的权重。同时在上海黄金交易所合约AU（T+D）是成交量最活跃的一个合约。故本文选取了2003年8月～2009年12月中金黄金的日收盘价以及上海黄金交易所AU（T+D）合约的日加权平均价，并将两者进行对比，剔除双方停牌休盘的日期数据，得出的数据即为具有相同时间轴的黄金股票数据和合约数据。
三、实证检验
（一）ADF检验
ADF检验室有Dickey和Fuller在DF法的基础上加入序列滞后项的差分运算因子进一步发展出的时间序列单位根检验方法，也是目前应用最为普遍的平稳性检验方法。ADF检验通过下面三个模型完成的：
根据检验结果所述，对两序列进行一阶差分后，两者的t统计量都显著小于1%水平下的t值，而且两者的P值都为0，即拒绝两序列均接受存在单位根的原假设，说明一阶差分后的时间序列的平稳的。
（二）协整检验
协整检验根据检验对象可分为基于模型回归系数的协整检验（即Johansen协整检验）和基于模型回归残差的协整检验。本文是使用后一种检验方法，其协整检验的思想是对回归方程的残差进行单位根检验，若残差序列是平稳序列，则表明方程的因变量和解释变量之间存在协整关系，否则不存在协整关系。
根据上表所述，残差单位根的t统计量=-1.33619，其相应的概率值P=0.6146，此残差接受存在单位根的原假设，说明残差序列是非平稳序列。故不协整，无法使用误差修正模型。
（三）VAR模型
由上表可以看出，最优滞后长度为4。
检验发现，VAR模型中所有根的摸均小于1，既该VAR模型是稳定的。
据此我们可得出VAR模型为：
AU（T+D）=0.922614AU（T+D）（-1）+0.121007AU（T+D）（-2）-0.131483AU（T+D）（-3）+0.084643AU（T+D）（-4）+0.063863ZJHJ（-1）-0.081125ZJHJ（-2）+0.054643ZJHJ（-3）-0.032567ZJHJ（-4）+0.450655
ZJHJ=0.047213AU（T+D）（-1）-0.041078AU（T+D）（-2）-
0.024650AU（T+D）（-3）+0.018219AU（T+D）（-4）+1.067425ZJHJ（-1）-0.160498ZJHJ（-2）+0.108525ZJHJ（-3）-0.018237ZJHJ（-4）+0.171882
如上述模型所示，中金黄金的一阶，二阶，三阶，四阶滞后项对AU（T+D）的影响为0.063863、-0.081125、0.054643、-0.032567，AU（T+D）的一阶，二阶，三阶，四阶滞后项对中金黄金的影响为0.047213、-0.041078、-0.024650、0.018219。说明中金黄金对AU（T+D）的影响更大。
（四）格兰杰因果关系检验
两变量X与Y，格兰杰因果检验要求估计一下回归：
可能存在有四种检验结果：一是X对Y有单向影响；二是Y对X有单向影响；三是Y与X存在双向影响；四是Y与X不存在影响。格兰杰检验是通过受约束的F检验完成的。如针对X不是Y的格兰杰原因这一假设，即对第一个方程中的X滞后项前的参数整体为0的假设，分别做包含与不包含X滞后项的回归，记前者的残差平方和为RSSU，后者的残差平方和为RSSR；再计算F统计量：F式中，m为X的滞后项的个数，n为样本容量，K为包含可能存在的常数项及其他变量在内的无约束回归模型的待估参数的个数。如果计算的F值大于给定显著性水平α下F分布的相应的临界值Fα（m，n-k），则拒绝原假设，认为X是Y的格兰杰原因。
由于两序列非平稳但为同阶单整，可以通过Granger因果关系检验。
滞后长度为2时，第二个原假设F统计量=4.70412，相应的概率值P=0.0092，小于1%的检验水平，因此拒绝该原假设。滞后长度为3时，第二个原假设F统计量=3.16931，相应的概率值P=0.0235， 小于5%的检验水平，因此拒绝原假设。滞后长度为4时，第二个原假设F统计量=2.62647，相应的概率值P=0.0331，小于5%的检验水平，因此拒绝原假设。滞后长度为5时，第二个原假设F统计量=2.21846，相应的概率值P=0.0596，大于5%的检验水平，因此不能拒绝该原假设。而在滞后长度2～5中，对于第一个原假设来说，其P值都是大于10%的检验水平，都是接受该原假设。
由上所述，既认为中金黄金是引起AU（T+D）变化的Granger原因。也就是说，中金黄金价格的波动能够明显地引起AU（T+D）价格的波动。同时也可以与上述VAR模型的结论得到互相验证。
（五）脉冲响应函数
脉冲响应函数考虑的是VAR方程中因变量对每个变量冲击的影响，对于分析信息对系统产生的影响。对每个方程的扰动项施加一个单位冲击，就可以得到在一段时期内单位冲击对VAR系统的影响，也就是说，脉冲响应考察扰动项的影响是如何传播到各变量的。为浅显睡眠脉冲响应的基本原理，说明残差是如何将冲击（对新息是冲击，对内生变量是对冲击的响应）传递给内生变量的，以含两个变量的VAR（2）模型为例予以说明。设两变量VAR（2）模型：
GDPt=α11GDPt-1+α12GDPt-2+β11Mt-1+β12Mt-2+μ1t
Mt=α21Mt-1+α22Mt-2+β21GDPt-1+β22GDPt-2+μ2t
式中，M为货币供应量。若系统受某种扰动，使得μ1t发生1个标准差的变化（冲击），不仅使GDPt立即发生变化（响应），而且还会通过GDPt-1，GDPt-2影响的Mt取值GDPt，且会影响其后的GDP和M的取值（滞后响应）。脉冲响应函数描述了系统内变量间的这种相互冲击与响应的轨迹，显示了任一扰动如何通过模型冲击其他所有变量的链式反应的全过程。对上述所建立的VAR模型进行脉冲响应函数分析。
上图AU（T+D）价格对来自中金黄金价格扰动立即做出响应，在第一期的响应等于0.0064，在第二期上升至0.0065左右后，第三期小幅地下降至0.0063左右，在第四期上升到0.0067左右后，开始趋于平稳。
上图中金黄金价格对AU（T+D）扰动并未立即作出反应，逐渐开始上升，到第三期达到最高为0.005，在第四期下降至0.018，开始趋于平稳。
由上述可以看出，中金黄金价格变动对AU（T+D）价格变动的影响明显，在相比之下，AU（T+D）价格变动对中金黄金价格变动的影响不那么明显。
（六）方差分解
其主要思想是将VAR模型中每个外生变量预测误差的方差按照其成因分解为与各个内生变量相关联的组成部分，即分析每个新息冲击对内生变量变化的贡献度，从而了解各新息对模型内生变量的相对重要性。
在第一期预测中，AU（T+D）价格预测方差有87.86216%是由其价格自身扰动所引起的，有12.13784%是由中金黄金价格扰动所引起的。随着预测期的推移，价格预测方差中由中金黄金价格扰动所引起的部分在逐渐增加，既贡献度在逐渐增大。
在第一期预测中，中金黄金价格预测方差全部是由价格自身扰动所引起的。在第三期预测中，中金黄金价格预测方差中由AU（T+D）价格扰动所引起的部分达到最大，为0.119174%，在随后的预测期中，开始逐渐下降。
综上所述，脉冲响应函数和方差分解的结果进一步验证了在格兰杰因果检验中得出的结论：中金黄金价格的变动对AU（T+D）具有引导作用，而AU（T+D）价格变动对中金黄金影响较小。
四、结论
通过以上的实证分析，本文得出的主要结论有：
一是格兰杰因果检验表明，中金黄金价格的波动能够明显地引起AU（T+D）价格的波动，而AU（T+D）价格的波动对中金黄金价格波动影响较小。故对于个人投资者而言，购买实物黄金进行保值增值之前，可以参考我国沪深A股黄金股以及国际黄金期货的价格波动，把握好黄金价格波动的大趋势。没有只涨不跌的市场。所以在有风险时，还需及时进行规避。这一点在当下黄金的大起大落背景下尤要注意。要注意买入和离场时点，同时要摆脱单纯看多和看空的传统思路，要把握趋势投资。
二是我们要进一步争取黄金的定价权，中国是世界上最大的黄金生产国，是仅次于印度的第二大黄金消费国，我们微乎其微的定价权与之事非常不对称的。可以通过以下方式进行；第一，黄金产业链整合，整合国内黄金资源，包括进行黄金企业从开采、储存、物流、加工等资源整合，形成黄金行业的产业链和产业集群，通过兼并重组，建立一批战略主导型的大企业和大集团。建立畅通无阻的提货渠道，提供充足的黄金实物资源。第二，建立黄金价格形成机制，依托上海期货交易所、黄金T+D、天津贵金属交易所，建立完善的价格发现机制，24小时现货实时报价制度和实物提取机制。第三，设立黄金基金通过整合国内资源，为国内黄金资源为整个行业和产业提供物质保障。此外，设立黄金基金到国际市场去参与黄金的开采和加工，并直接参与国际市场的竞争。在报价方面，从追随国际报价到逐步把中国报价纳入国际黄金白银报价体系，提高中国黄金行业在世界上的影响力，并最终取得黄金白银的话语发言权。此外，通过黄金基金还可以为后续的人民币国际化提供坚强的后盾，和开展以黄金为载体的金融创新做铺垫。第四，提高国内相关行业的战略协同性，其是银行，既可以为各参与方提供资金支持，也可以为交易方提供第三方资金托管服务，可以为各参与方提供资金往来的清算、结算服务。此外，银行具有雄厚的资金实力，实际参与到市场中交易。从而努力改变我国在定价中处于受制于人的地位，降低我国暴露于国际价格波动的风险。
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基金项目：本文受国家自然科学基金（项目编号：71371165）资助，在此表示感谢。
作者简介：杨垂青（1987-），男，汉族，上海，硕士研究生，研究方向：金融工程。