新冠疫情影響下國(guó)內(nèi)外黃金市場(chǎng)價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性實(shí)證研究

朱華俊

(安徽大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)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(duì)世界經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了重要的影響，也不可避免地對(duì)黃金市場(chǎng)也造成了影響，國(guó)內(nèi)外黃金市場(chǎng)都出現(xiàn)了一些波動(dòng)。黃金市場(chǎng)的走勢(shì)很大程度上取決于美國(guó)、中國(guó)、歐洲和印度等全球幾大經(jīng)濟(jì)體的發(fā)展?fàn)顩r。中國(guó)黃金市場(chǎng)經(jīng)過(guò)多年的快速發(fā)展，對(duì)國(guó)際黃金定價(jià)的影響越來(lái)越大。新冠疫情作為突發(fā)事件對(duì)國(guó)內(nèi)外黃金價(jià)格造成了較大的沖擊，研究新冠疫情對(duì)國(guó)內(nèi)外黃金價(jià)格聯(lián)動(dòng)性的影響，為監(jiān)管部門對(duì)黃金市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)及時(shí)作出反應(yīng)，以及投資者及時(shí)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(fēng)險(xiǎn)，助力中國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速恢復(fù)都具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于黃金市場(chǎng)內(nèi)部及與其他金融市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)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(dòng)態(tài)研究方法，有關(guān)黃金市場(chǎng)聯(lián)動(dòng)關(guān)系的研究成果不斷豐富。從黃金市場(chǎng)與不同金融市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)來(lái)看，有學(xué)者研究貨幣市場(chǎng)與黃金期貨市場(chǎng)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)了美元通過(guò)各種渠道都會(huì)對(duì)金價(jià)產(chǎn)生影響。更多的學(xué)者發(fā)現(xiàn)了黃金與多種貨幣之間都有緊密的聯(lián)動(dòng)關(guān)系。Giam Q D,Michael M 等[1]599-610研究發(fā)現(xiàn)了國(guó)際黃金市場(chǎng)對(duì)東南亞五國(guó)新興股票市場(chǎng)收益和波動(dòng)性的影響。尹力博、柳依依[2]87-96研究發(fā)現(xiàn)黃金市場(chǎng)和證券市場(chǎng)之間存在著復(fù)雜緊密的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，并且這種關(guān)系隨著證券市場(chǎng)的發(fā)達(dá)程度和時(shí)間段不同而變化。Yue-Jun Z，Yi-Ming W[3]168-177以全球石油市場(chǎng)和黃金市場(chǎng)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)了石油價(jià)格和黃金價(jià)格變動(dòng)具有一致性的規(guī)律。李雨涵[4]59-62對(duì)黃金價(jià)格的多種影響因素進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)石油價(jià)格和金價(jià)之間具有同向趨勢(shì)，美元有效匯率和金價(jià)也有聯(lián)動(dòng)關(guān)系。Martin H，Talis J P等[5]564-568通過(guò)研究紐約和倫敦黃金市場(chǎng)，發(fā)現(xiàn)紐約市場(chǎng)在定價(jià)方面具有更大的話語(yǔ)權(quán)。安鐵雷、王喜明[6]104-107通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)雖然上海黃金期貨市場(chǎng)經(jīng)過(guò)多年快速發(fā)展，但紐約黃金期貨市場(chǎng)在定價(jià)方面仍處于主導(dǎo)地位，上海黃金期貨市場(chǎng)處于被引導(dǎo)地位。

對(duì)于黃金市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)性研究，溫博慧[7]9-13證實(shí)了國(guó)內(nèi)外黃金價(jià)格波動(dòng)存在一定的集聚性和持續(xù)性，且國(guó)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(guó)內(nèi)外黃金價(jià)格都存在聯(lián)動(dòng)性，國(guó)內(nèi)黃金期貨推出后，上海黃金市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)受到倫敦黃金市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)的影響。閆杰，姜忠鶴等[9]120-123發(fā)現(xiàn)我國(guó)黃金期現(xiàn)貨市場(chǎng)之間長(zhǎng)期存在協(xié)整關(guān)系，并且相比較于黃金期貨價(jià)格的影響，黃金現(xiàn)貨價(jià)格對(duì)于黃金定價(jià)的影響更大。王聰、劉晨[10]134-137采用動(dòng)態(tài)模型對(duì)中、美、日三國(guó)黃金期貨市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)性進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)之間有聯(lián)動(dòng)性且具有較強(qiáng)的穩(wěn)定性。

綜上所述，學(xué)者對(duì)于黃金市場(chǎng)之間的聯(lián)動(dòng)關(guān)系進(jìn)行了深入的研究，但相關(guān)研究有待進(jìn)一步拓展。本文以倫敦黃金市場(chǎng)和上海黃金市場(chǎng)為例來(lái)探究新冠疫情前后黃金市場(chǎng)價(jià)格聯(lián)動(dòng)性的變化過(guò)程，以期為相關(guān)部門及時(shí)應(yīng)對(duì)黃金市場(chǎng)波動(dòng)，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(xué)者已有研究，本文使用向量自回歸模型VAR與 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)及誤差修正模型、格蘭杰因果檢驗(yàn)及脈沖響應(yīng)分析等方法分析國(guó)內(nèi)外黃金市場(chǎng)價(jià)格的聯(lián)動(dòng)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(jī)擾動(dòng)對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)沖擊大小以及自身滯后項(xiàng)的影響。VAR模型是本文實(shí)證研究的基礎(chǔ)，在協(xié)整檢驗(yàn)前需要建立VAR模型，在格蘭杰因果檢驗(yàn)中需要其模型的最優(yōu)滯后階數(shù)，脈沖響應(yīng)也以VAR模型為前提分析變量間的動(dòng)態(tài)結(jié)構(gòu)。

(2)Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)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(duì)變量均衡關(guān)系性質(zhì)的檢驗(yàn)。Johansen 協(xié)整檢驗(yàn)的目的，一是檢驗(yàn)線性組合是否具有長(zhǎng)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(biāo)，這也是協(xié)整和誤差修正的關(guān)系。通過(guò)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)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(guò)程，由此分析新冠疫情對(duì)黃金市場(chǎng)的影響。

(3)Granger因果檢驗(yàn)。因果關(guān)系是指變量之間的一種引導(dǎo)關(guān)系，常用Granger因果檢驗(yàn)對(duì)變量之間的因果關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。Granger因果關(guān)系從預(yù)測(cè)角度給出了因果關(guān)系的定義，簡(jiǎn)單來(lái)說(shuō)就是如果加入x變量的滯后項(xiàng)不能對(duì)預(yù)測(cè)r變量有幫助，則認(rèn)為x不是r的格蘭杰原因。本文通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)，研究新冠疫情前后國(guó)內(nèi)外黃金市場(chǎng)價(jià)格相互影響的關(guān)系。

(4)脈沖響應(yīng)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)是分析誤差項(xiàng)發(fā)生變化對(duì)系統(tǒng)的動(dòng)態(tài)影響，本文運(yùn)用脈沖響應(yīng)分析新冠疫情對(duì)國(guó)內(nèi)外黃金市場(chǎng)價(jià)格的影響。

2.2 數(shù)據(jù)的選取

在選取國(guó)際黃金價(jià)格的樣本時(shí),由于考慮到倫敦黃金市場(chǎng)是全球主要的黃金交易所，其交易量巨大，對(duì)國(guó)際黃金價(jià)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(jià)格作為樣本數(shù)據(jù)。國(guó)內(nèi)黃金價(jià)格樣本選取上海黃金交易所的AU99.99黃金現(xiàn)貨收盤價(jià)作為代表，之所以采用AU99.99黃金現(xiàn)貨收盤價(jià)，不僅是為了滿足倫敦黃金市場(chǎng)對(duì)于黃金純度的要求，而且因?yàn)槠涫俏覈?guó)交易量最大的黃金品種，其收盤價(jià)格具有一定的代表性。數(shù)據(jù)的時(shí)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?jǐn)?shù)據(jù)，共得到441個(gè)配對(duì)數(shù)據(jù)。選取的黃金價(jià)格單位轉(zhuǎn)換成人民幣每克。

為了方便研究，將上海黃金價(jià)格記為SHP，倫敦黃金價(jià)格記為L(zhǎng)DP，并且將其數(shù)值分別取對(duì)數(shù)，記為lnSHP,lnLDP。自2020年1月2日我國(guó)境內(nèi)出現(xiàn)新冠肺炎疫情起，將時(shí)間序列劃分為2個(gè)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(gè)子樣本，共237個(gè)數(shù)據(jù)；第二個(gè)子樣本是自2020年1月2日至2020年11月13日，共204個(gè)數(shù)據(jù)，分別記為lnSHP1,lnLDP1,lnSHP2,lnLDP2。通過(guò)對(duì)兩個(gè)子樣本的實(shí)證研究，分析新冠疫情對(duì)上海黃金市場(chǎng)價(jià)格與倫敦黃金市場(chǎng)價(jià)格的聯(lián)動(dòng)性關(guān)系的影響。本文所用的數(shù)據(jù)全部來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

2.3 數(shù)據(jù)的特征

用excel軟件對(duì)上海黃金每日收盤價(jià)格與倫敦黃金每日收盤價(jià)格進(jìn)行處理，2019—2020年國(guó)內(nèi)外黃金價(jià)格對(duì)比見(jiàn)圖1。

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

2.4 描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)能夠描述黃金價(jià)格樣本的基本情況，運(yùn)用制表，分類以及計(jì)算等處理數(shù)據(jù)的方法，對(duì)數(shù)據(jù)的某些特征進(jìn)行估計(jì)和描述。上海、倫敦黃金現(xiàn)貨價(jià)格的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表1。

表1 上海、倫敦黃金現(xiàn)貨價(jià)格描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可知，從均值來(lái)看，4個(gè)數(shù)據(jù)相差不大。僅從數(shù)值來(lái)看，偏度的絕對(duì)值越大，說(shuō)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(duì)值較小，說(shuō)明偏斜程度較低。峰度的絕對(duì)值的大小，能夠說(shuō)明數(shù)據(jù)的陡峭程度，可以看出4個(gè)對(duì)數(shù)序列絕對(duì)值都大于3，尖峰厚尾特征明顯。J-B數(shù)值較大而對(duì)應(yīng)的P值都為0.0，說(shuō)明四個(gè)對(duì)數(shù)序列并不服從正態(tài)特征分布。

2.5平穩(wěn)性檢驗(yàn)

描述時(shí)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(shí)間內(nèi)，用來(lái)統(tǒng)計(jì)數(shù)學(xué)特征和平均數(shù)值的方差是固定值。如果將非平穩(wěn)時(shí)間序列進(jìn)行回歸分析，得出的實(shí)驗(yàn)結(jié)果可能會(huì)出現(xiàn)偽回歸問(wèn)題。

如果原來(lái)的時(shí)間序列不平穩(wěn)，可以將其差分，再進(jìn)行回歸分析，以避免偽回歸問(wèn)題。如果進(jìn)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(yàn)法進(jìn)行檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)見(jiàn)表2。

由表2中的檢驗(yàn)結(jié)果可知，對(duì)數(shù)序列ADF值大于臨界值(1%，5%，10%)，說(shuō)明存在單位根，其過(guò)程不平穩(wěn)。但在對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)行一階差分處理后，其結(jié)果拒絕原假設(shè)，過(guò)程平穩(wěn)，說(shuō)明該時(shí)間序列是一階單整的，所以符合協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。

表2 單位根檢驗(yàn)

3 中英黃金價(jià)格聯(lián)動(dòng)關(guān)系的實(shí)證研究

3.1 協(xié)整檢驗(yàn)

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

首先，對(duì)疫情前的對(duì)數(shù)序列l(wèi)nSHP1和對(duì)數(shù)序列l(wèi)nLDP1建立VAR模型，在建立模型過(guò)程中一般運(yùn)用AIC和SC準(zhǔn)則確定最優(yōu)滯后階數(shù)，用eviews8.0軟件進(jìn)行處理，疫情前VAR模型滯后期數(shù)的選擇結(jié)果見(jiàn)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(gè)指標(biāo)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(duì)數(shù)序列l(wèi)nSHP2和對(duì)數(shù)序列l(wèi)nLDP2建立向量自回歸模型，同樣用eviews8.0軟件進(jìn)行處理，疫情后VAR模型滯后期數(shù)的選擇結(jié)果見(jiàn)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(cè)量的測(cè)量準(zhǔn)確度和次數(shù)在不同的檢驗(yàn)準(zhǔn)則中會(huì)有所不同，因此，可以根據(jù)“多數(shù)原則”進(jìn)行判斷。從表4可以得出，LR、LPE和AIC準(zhǔn)則顯示滯后階數(shù)是六階，后面兩個(gè)指標(biāo)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(yàn)結(jié)果

由表5可知，無(wú)論是在新冠疫情前還是在新冠疫情后，上海黃金價(jià)格和倫敦黃金價(jià)格都存在唯一的協(xié)整關(guān)系?？梢缘贸鰠f(xié)整方程，見(jiàn)(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(gè)協(xié)整方程可知，新冠疫情前后，國(guó)內(nèi)外黃金價(jià)格變化呈現(xiàn)同方向變化的趨勢(shì)。新冠疫情前，上海黃金價(jià)格對(duì)倫敦黃金價(jià)格的長(zhǎng)期彈性系數(shù)為0.786 566，新冠疫情發(fā)生后，長(zhǎng)期彈性系數(shù)為0.999 036，說(shuō)明在新冠疫情發(fā)生后，國(guó)內(nèi)外黃金市場(chǎng)價(jià)格仍然存在聯(lián)動(dòng)性，并沒(méi)有因?yàn)榘l(fā)生疫情而產(chǎn)生變化，并且這種聯(lián)動(dòng)的長(zhǎng)期趨勢(shì)更加顯著。

系主任派我去機(jī)場(chǎng)接一位應(yīng)邀來(lái)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(hù)戰(zhàn)友，并因此獲得了銅星獎(jiǎng)?wù)?。拉爾夫中尉只比我大幾歲，相互認(rèn)識(shí)后，我陪拉爾夫去機(jī)場(chǎng)大廳取行李。從登機(jī)口到大廳只要5分鐘的路，但我們卻走了至少20分鐘，因?yàn)橹形咀邘撞骄蜁?huì)對(duì)我說(shuō)“請(qǐng)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(chǎng)和倫敦黃金市場(chǎng)的短期偏離，衡量?jī)蓚€(gè)長(zhǎng)期均衡發(fā)展變量的短時(shí)間均衡改變量的關(guān)系，因此在協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果的基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立誤差修正模型(VECM)，并且剔除t統(tǒng)計(jì)量中不顯著的滯后項(xiàng)，這樣可以使結(jié)果更加準(zhǔn)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(jiàn)(3)至(6)式：

(3)

(其中k為各滯后項(xiàng)的系數(shù))

(4)

新冠疫情后的誤差修正模型方程，見(jiàn)(5)、(6)式：

(5)

(6)

從上面的方程可以得出，4個(gè)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(fù)，這說(shuō)明在短期內(nèi)，如果偏離了長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，則在下一期進(jìn)行反向修正。在新冠疫情前，國(guó)內(nèi)外ecm誤差修正項(xiàng)的P值分別為0.004 9、0.003 1，P值很小，從模型結(jié)果看國(guó)內(nèi)外黃金市場(chǎng)存在修正機(jī)制，從方程中的誤差修正系數(shù)可知，當(dāng)國(guó)內(nèi)黃金市場(chǎng)在短期波動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，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(chǎng)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(guó)內(nèi)外ecm誤差修正項(xiàng)的P值分別為0.004 2、0.003 9，也存在修正機(jī)制，倫敦黃金市場(chǎng)以0.236的調(diào)整力度調(diào)整到均衡，國(guó)內(nèi)黃金市場(chǎng)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(guó)的黃金價(jià)格調(diào)整力度不升反降，其中一部分原因是我國(guó)黃金市場(chǎng)制度、法律法規(guī)逐步完善，市場(chǎng)性越來(lái)越強(qiáng)，另一部分原因是在疫情暴發(fā)后，我國(guó)立刻作出反應(yīng)，采取多項(xiàng)有效措施，及時(shí)控制疫情，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)得以較快恢復(fù)，黃金市場(chǎng)受影響較小，這與我國(guó)實(shí)際情況相符。

3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

由于子樣本都有比較好的協(xié)整關(guān)系，因此可以通過(guò)Grange因果檢驗(yàn)進(jìn)一步研究上海黃金市場(chǎng)與倫敦黃金市場(chǎng)的黃金定價(jià)是否有因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)見(jiàn)表6。

表6 格蘭杰因果檢驗(yàn)

從表6中結(jié)果可以得出，無(wú)論疫情發(fā)生前后，上海黃金市場(chǎng)價(jià)格與倫敦黃金市場(chǎng)價(jià)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(dǎo)，說(shuō)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(duì)消費(fèi)、投資和進(jìn)出口等都有著較大的影響，我國(guó)黃金市場(chǎng)對(duì)國(guó)際黃金市場(chǎng)的影響力減弱，在國(guó)際金價(jià)的地位有所下降。

3.4 脈沖響應(yīng)分析

脈沖響應(yīng)在現(xiàn)代狹義經(jīng)濟(jì)學(xué)上被認(rèn)為是在一定條件下，一個(gè)響應(yīng)變量受到另一個(gè)響應(yīng)變量的外在沖擊或者未來(lái)影響時(shí)的最大程度。進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析需要在VAR模型符合平穩(wěn)性條件下才能進(jìn)行，否則結(jié)果將會(huì)出現(xiàn)誤差并且不具有參考價(jià)值。對(duì)兩個(gè)子樣本的VAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)圖2、圖3。

圖2 疫情暴發(fā)前VAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

圖3 疫情暴發(fā)后VAR模型平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

通過(guò)兩個(gè)子樣本的AR根圖可知，兩個(gè)VAR模型的所有根模的倒數(shù)都落在圓圈內(nèi)，說(shuō)明VAR模型是平穩(wěn)的，可以進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析。

(1)首先對(duì)疫情前子樣本VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，lnSHP1對(duì)lnLDP1的一個(gè)正沖擊的響應(yīng)見(jiàn)圖4，lnLDP1對(duì)lnSHP1的一個(gè)正沖擊的響應(yīng)見(jiàn)圖5。

從圖4中可以看出，當(dāng)倫敦黃金市場(chǎng)給上海黃金市場(chǎng)一個(gè)正沖擊后，在第1期價(jià)格波動(dòng)幅度達(dá)到了3%，2至3期小幅度波動(dòng)，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(chǎng)沖擊后，上海黃金市場(chǎng)會(huì)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(dāng)上海黃金市場(chǎng)對(duì)倫敦黃金市場(chǎng)施加一個(gè)正沖擊后，倫敦黃金市場(chǎng)在第1期有小幅度的波動(dòng)，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(yīng)，從1期開(kāi)始，上海黃金市場(chǎng)對(duì)倫敦黃金市場(chǎng)有較高水平且穩(wěn)定的影響，我國(guó)金價(jià)對(duì)倫敦金價(jià)有長(zhǎng)期正向的引導(dǎo)關(guān)系，這與我國(guó)黃金市場(chǎng)經(jīng)過(guò)多年發(fā)展完善，與國(guó)際市場(chǎng)聯(lián)系越來(lái)越強(qiáng)有關(guān)。

圖4 lnSHP1對(duì)lnLDP1的一個(gè)正沖擊的響應(yīng)

圖5 lnLDP1對(duì)lnSHP1的一個(gè)正沖擊的響應(yīng)

(2)對(duì)疫情發(fā)生之后子樣本VAR模型進(jìn)行脈沖響應(yīng)分析，lnSHP2對(duì)lnLDP2的一個(gè)正沖擊的響應(yīng)見(jiàn)圖6，lnLDP2對(duì)lnSHP2的一個(gè)正沖擊的響應(yīng)見(jiàn)圖7。

圖6 lnSHP2對(duì)lnLDP2的一個(gè)正沖擊的響應(yīng)

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

由圖7脈沖響應(yīng)圖可知，當(dāng)上海黃金市場(chǎng)對(duì)倫敦黃金市場(chǎng)施加一個(gè)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(guó)黃金市場(chǎng)影響程度減小。

圖7 lnLDP2對(duì)lnSHP2的一個(gè)正沖擊的響應(yīng)

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

(1)在長(zhǎng)期均衡方面，國(guó)內(nèi)外黃金價(jià)格有著相同的變動(dòng)趨勢(shì)，并且這種趨勢(shì)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(chǎng)價(jià)格調(diào)整力度有所下降，而倫敦黃金市場(chǎng)價(jià)格調(diào)整力度有所增加。(2)由格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果可知，無(wú)論疫情發(fā)生前后，上海與倫敦黃金市場(chǎng)價(jià)格互為格蘭杰因果，具有雙向引導(dǎo)關(guān)系。并且在疫情前我國(guó)黃金市場(chǎng)受倫敦黃金市場(chǎng)的影響比較小，但在疫情后我國(guó)黃金市場(chǎng)對(duì)倫敦黃金市場(chǎng)的影響程度變小，受其影響變大。(3)脈沖響應(yīng)結(jié)果表明，在面對(duì)其他市場(chǎng)沖擊時(shí)，上海黃金市場(chǎng)和倫敦黃金市場(chǎng)都會(huì)呈現(xiàn)出與此反應(yīng)同向的效應(yīng)，并且具有明顯的持續(xù)性。疫情前后黃金市場(chǎng)價(jià)格之間都存在緊密的聯(lián)動(dòng)性，但在疫情發(fā)生后，我國(guó)黃金市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)幅度變大，受國(guó)內(nèi)價(jià)格影響程度變小，而受國(guó)外價(jià)格波動(dòng)影響變大，同時(shí)國(guó)外黃金市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)受我國(guó)影響變小。

4.2 建議

(1)構(gòu)建公共突發(fā)事件應(yīng)急預(yù)警機(jī)制。此次新冠疫情的暴發(fā)，使我國(guó)黃金市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)幅度較疫情前明顯增大，增加了黃金市場(chǎng)的不穩(wěn)定性，使實(shí)體經(jīng)濟(jì)有所損失，而其他突發(fā)事件，如颶風(fēng)、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(jì)效應(yīng)都會(huì)通過(guò)各種渠道向其他市場(chǎng)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(yīng)急預(yù)警機(jī)制，將突發(fā)事件對(duì)黃金等重要商品市場(chǎng)的影響降到最低，確保市場(chǎng)平穩(wěn)持續(xù)健康發(fā)展。

(2)關(guān)注國(guó)外市場(chǎng)變動(dòng)。政府監(jiān)管部門應(yīng)及時(shí)跟蹤國(guó)際黃金市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)情況，采取有效措施，穩(wěn)定金融市場(chǎng)，防范系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，不僅關(guān)注國(guó)內(nèi)影響因素，還要關(guān)注國(guó)外市場(chǎng)的變動(dòng)以及重大突發(fā)事件的影響，特別是在目前資本賬戶開(kāi)放的情形下，強(qiáng)化政策的預(yù)期引導(dǎo)作用，以穩(wěn)定市場(chǎng)信心，防止市場(chǎng)波動(dòng)超出合理范圍。

(3)投資者需增強(qiáng)自我保護(hù)意識(shí)，提高投資能力。在受到外部沖擊時(shí)，國(guó)內(nèi)金價(jià)受到國(guó)際市場(chǎng)的影響更大。因此投資者在遇到類似重大突發(fā)事件時(shí)，要積極關(guān)注國(guó)外市場(chǎng)變動(dòng)，及時(shí)改變投資策略，管控投資風(fēng)險(xiǎn)。投資者也需要加大對(duì)自身的培育教育，掌握更多的專業(yè)知識(shí)，努力獲取更多的交易經(jīng)驗(yàn)，不管是個(gè)人還是機(jī)構(gòu)投資者都要認(rèn)識(shí)疫情等突發(fā)事件對(duì)黃金市場(chǎng)影響的短期性，避免過(guò)度恐慌和悲觀，理性采取相應(yīng)投資策略。