水運系統(tǒng)干散貨運價指數(shù)與中國經(jīng)濟相關(guān)性研究

1、交通運輸系統(tǒng)分析課程論文水運系統(tǒng)干散貨運價指數(shù)與中國經(jīng)濟相關(guān)性研究 摘要：交通運輸系統(tǒng)是一個龐大的體系，涵蓋了鐵路、航空、公路、水運管道這五個大方向，每一個大方向又由各自的子系統(tǒng)組成。本文主要從水路系統(tǒng)入手，研究水路運輸系統(tǒng)中干散貨運價指數(shù)(BDI指數(shù))的波動情況。因為干散貨運價指數(shù)對大宗商品貿(mào)易市場有良好的預(yù)測性，建立VAR向量自回歸模型，運用Eviews軟件分析其與國內(nèi)經(jīng)濟的相關(guān)性，可以為宏觀經(jīng)濟調(diào)控提供一定的技術(shù)支撐。關(guān)鍵字：BDI指數(shù)、VAR模型、Eviews相關(guān)性分析；進入21世紀之后，水運系統(tǒng)中資源類產(chǎn)品和基礎(chǔ)原材料為主體的大宗商品價格大幅波動，不僅影響國內(nèi)大宗商品價格，而且通過產(chǎn)

2、業(yè)鏈進一步向下傳導(dǎo)，促使其下游相關(guān)行業(yè)生產(chǎn)成本變化。其首先推動生產(chǎn)價格指數(shù)（PPI）異常波動，并隨之可能推動居民消費價格指數(shù)（CPI）波動，進而影響整個中國宏觀經(jīng)濟。因此，全面認識和識別BDI指數(shù)影響性，并有針對地研究國際大宗商品價格與中國宏觀經(jīng)濟增長的相關(guān)關(guān)系成為中國進行宏觀經(jīng)濟調(diào)控的重要議題。1現(xiàn)狀描述1.1 干散貨運價指數(shù)變化描述水路系統(tǒng)中的運價指數(shù)，最具代表性的就是干散貨運價指數(shù)。一般我們采用是波羅的海干散貨綜合運價指數(shù)（BDI），是散裝船航運運價指標，其同時也是大宗商品市場投資者歷來最為看重的投資指標之一。散裝船以運輸鋼材、紙漿、谷物、煤、礦砂、磷礦石、鋁礬土等民生物資及工業(yè)原料為主

3、。由于散裝航運業(yè)營運狀況與全球經(jīng)濟景氣榮枯、原物料行情高低息息相關(guān)。近些年，經(jīng)濟界已經(jīng)把BDI指數(shù)作為判斷經(jīng)濟走勢的一個重要的先導(dǎo)性指標: 如果該指數(shù)出現(xiàn)顯著的上揚，說明各國經(jīng)濟情況良好，國際間的貿(mào)易火熱。一般認為，它更是初級商品市場價格指數(shù)CRB的風向標。因此，本報告將BDI的變化反映國際大宗商品價格的變化。BDI（Baltic Dry Index，BDI）是波羅的海干散貨運價指數(shù)的簡稱，主要用于反映國際干散貨運輸市場的運價水平，揭示干散貨市場的供需態(tài)勢。BDI的前身BFI創(chuàng)建于1985年,它是隨著波羅的海交易所的設(shè)立而出現(xiàn)的1。BFI指數(shù)是1985年開始發(fā)布的，起初為1000點，由13條航

4、線構(gòu)成，每船貨種小到1.4萬噸化肥大到12萬噸煤炭，沒有期租航線,作為新推出的波羅地海國際運價期貨合同交易的解決工具。直到1999年，波羅的海交易所將原來反映巴拿馬型船和好望角型船的BFI指數(shù)分解成BCI（波羅的海海釁型船運價指數(shù)）和BPI（波羅的海巴拿馬型船運價指數(shù)）兩個指數(shù)，這樣與已設(shè)立的靈便型船運價指數(shù)BHI共同組成三大船型運價指數(shù)，構(gòu)成的航線達到24條。1999年11月1日，在BCI、BPI、BHI基礎(chǔ)上產(chǎn)生的BDI取代BFI，并成為代表國際干散貨運輸市場走勢的晴雨表。近年來，BDI指數(shù)的構(gòu)成成分不斷調(diào)整?，F(xiàn)在的BDI是海岬型、巴拿馬型及輕便型各占權(quán)重三分之一的綜合指數(shù)，由幾條主要航線

5、的即期運費加權(quán)計算而成，反映的是即期市場的行情，運費價格的高低直接影響指數(shù)的漲跌2。BDI指數(shù)衡量的是鐵礦石、水泥、谷物、煤炭和化肥等資源的運輸費用，由于干散貨航運主要體現(xiàn)的是全球初級產(chǎn)品的需求，BDI被視為經(jīng)濟的領(lǐng)先指標。BDI指數(shù)歷來左右國際大宗商品價格走勢，其變化幅度在很大程度上可以反應(yīng)國際大宗商品的價格變化趨向。數(shù)據(jù)來源：Baltic Exchange圖1. 2000年至2015年BDI季度變化圖從圖1中可以看出，自2000年第一季度開始BDI雖有小幅波動，但從其趨勢可看出指數(shù)穩(wěn)中有升。但從2006年第二季度起始，尤其是2007年第二季度以來，在鐵礦石和煤炭需求激增、租家大量成交期租合

6、約、澳大利亞壓港持續(xù)的推動下，BDI不斷上漲并出現(xiàn)第一個波峰，即2007年第三季度10274點，僅用6個季度就達到了10000點以上的高位，季度平均增長率達到26.7%。由于全球經(jīng)濟衰退導(dǎo)致能源需求降低 鐵礦石需求持續(xù)低迷及遠期市場的拋單，BDI迅速降到歷史上的最小波谷，從2008年第二季度的9792點至第四季度的1120點的驟降僅用了兩個季度，其季度平均降幅接近60%。這幾季度BDI 進行著“過山車式”的震蕩。干散貨運量的增加、船東的撤單以及拆船市場的火爆，使得2009年第一季度至2010年第二季度BDI觸底反彈但由于全球經(jīng)濟還較疲軟，各種市場因素導(dǎo)致 BDI 處在一個窄幅的波動之中。自此之

7、后，BDI指數(shù)雖有小幅上漲，但大部分時間里一直在1400點以下波動，萎靡不振并延續(xù)至今。1.2 中國宏觀經(jīng)濟增長變化描述在衡量中國宏觀經(jīng)濟增長指標方面本文選擇中國政府每季度發(fā)布的國民生產(chǎn)總值（GDP）來分析整體宏觀經(jīng)濟。GDP是指在一定時期內(nèi)（一個季度或一年），一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟中所生產(chǎn)出的全部最終產(chǎn)品和勞務(wù)的價值，通常被公認為衡量國家經(jīng)濟狀況的最佳指標。一般來說，國內(nèi)生產(chǎn)總值共有消費、私人投資、政府支出和凈出口額等四個組成部分。用公式表示為：GDP=CA+I+CB+X其中：CA為消費、I 為私人投資、CB為政府支出、X 為凈出口額。國內(nèi)生產(chǎn)總值是指一個國家（國界范圍內(nèi)）所有常住單位在一定時

8、期內(nèi)生產(chǎn)的所有最終產(chǎn)品和勞務(wù)的市場價值。GDP是國民經(jīng)濟核算的核心指標，也是衡量一個國家或地區(qū)總體宏觀經(jīng)濟狀況重要指標。反映了常住單位生產(chǎn)活動成果，常住單位嚴格規(guī)定了一個國家經(jīng)濟主體，從GDP可以看到一個國家經(jīng)濟是處于增長還是衰退時期。國內(nèi)生產(chǎn)總值是一個數(shù)字，即一定時間范圍內(nèi)生產(chǎn)的商品與勞務(wù)的總數(shù)乘以“市價”。當用國內(nèi)生產(chǎn)總值時，還必須通過GDP縮減指數(shù)進行調(diào)整。數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局圖2. 2000年至2015年GDP季度變化圖20世紀末期，中國經(jīng)濟環(huán)境發(fā)生重大變化，在經(jīng)歷了亞洲金融危機和南方洪澇災(zāi)害后，中國宏觀經(jīng)濟遭受到了嚴重威脅，出現(xiàn)了物價持續(xù)上升，投資環(huán)境惡化等經(jīng)濟問題。隨著經(jīng)濟形勢的不

9、斷惡化，中國在新世紀陸續(xù)推出積極的財政政策和穩(wěn)健的貨幣政策。之后中國經(jīng)濟開始增長，企業(yè)虧損情況有所好轉(zhuǎn)，經(jīng)過幾年發(fā)展，全社會經(jīng)濟效益穩(wěn)步提升，實現(xiàn)了經(jīng)濟的良好發(fā)展。在剔除各年季度變化影響后，可以從圖2中發(fā)現(xiàn)2000年至2007年GDP增勢平穩(wěn)，年平均經(jīng)濟增長率保持在10%以上。由于擔心經(jīng)濟增長由偏快轉(zhuǎn)為過熱，2008年國家決定實施穩(wěn)健的財政政策和適度從緊的貨幣政策。由于宏觀政策滯后效應(yīng)的影響，又加上BDI大幅下跌和美國次貸危機，中國經(jīng)濟出現(xiàn)下滑的跡象。在2008年下半年開始政府實施積極的財政政策和寬松的貨幣政策，并出臺4萬億投資的刺激經(jīng)濟計劃。中國宏觀經(jīng)濟開始恢復(fù)，08年全年GDP增長8.7%

10、，中國在09年下半年開始走出次貸危機和BDI大幅下降的陰影，經(jīng)濟基本面向好，并保持較高的經(jīng)濟增長率。1.3 兩者關(guān)系的理論分析BDI對中國宏觀經(jīng)濟的影響表現(xiàn)為價格傳導(dǎo)機制，傳導(dǎo)機制是指在整個價格系統(tǒng)中，某些商品和服務(wù)的價格變動所引致的其他相關(guān)商品和服務(wù)的價格也發(fā)生變動的過程。它可以分為兩種形式，即成本推動型傳導(dǎo)和需求拉動型傳導(dǎo)。成本推動型傳導(dǎo)是價格傳導(dǎo)中的經(jīng)典類型，指的是在產(chǎn)業(yè)鏈中，上游價格發(fā)生變動所引起的中游和下游價格發(fā)生變動的一種傳統(tǒng)方式。國際大宗商品價格傳導(dǎo)偏向于成本推動型，可以概括為從國際到國內(nèi)、從上游到下游、從生產(chǎn)到生活。其具體的傳導(dǎo)模式見圖3，具體的傳導(dǎo)路徑也是形式多樣的3。圖3.

11、 BDI波動影響中國宏觀經(jīng)濟的傳導(dǎo)途徑改革開放以來，尤其是進入21世紀以來中國的宏觀經(jīng)濟發(fā)展不斷為世界經(jīng)濟繁榮注入新的活力，不論是國內(nèi)生產(chǎn)力還是在進出口貿(mào)易方面，中國市場都顯示出了源源不斷的需求和強大的競爭力。因此，BDI指數(shù)作為全球貿(mào)易的重要指標，收到“中國因素”的影響越來越大。從我國特有的經(jīng)濟結(jié)構(gòu)來看，國有企業(yè)總是控制關(guān)系到國計民生的行業(yè)和產(chǎn)品，壟斷性很高，對市場價格的控制力也極強，它們的價格行為會直接影響到行業(yè)或市場價格，也會影響整體的物價水平。在大宗商品價格波動傳導(dǎo)過程中,市場機構(gòu)也會發(fā)化變動。從對外開放的程度來看,我國凈出口規(guī)模巨大，對外依賴程度很高，尤其是對基礎(chǔ)原材料等大宗商品的依

12、賴性極高，無論是從絕對量還從相對量來看，這種外向型經(jīng)濟使得國際價格的一點點波動就會影響到國內(nèi)企業(yè)的相關(guān)生產(chǎn)和貿(mào)易義行為，進而波及到國內(nèi)價格，造成國內(nèi)價格的震蕩和不穩(wěn)定。從全球產(chǎn)業(yè)鏈的角度來看，我國處于全球產(chǎn)業(yè)鏈的低端，對大宗商品擁有巨大的需求，按照供求基本面的理論來分析，中國對大宗商品的巨大需求應(yīng)該擁有對大宗商品定價的主動權(quán)和話語權(quán),但事實卻正好相反。尤其是在鐵礦石市場上,在價格博棄中中國始終處于被動和不利的地位，呈現(xiàn)出“貿(mào)易大國”和“定價小國”的尷尬和無奈。這不僅會加重對國際市場的依賴，而且更會嚴重影響中國的經(jīng)濟安全，引致中國經(jīng)濟不正常的波動。自2000年起始，中國及其他新興國家經(jīng)濟體經(jīng)濟迅

13、猛發(fā)展帶動了BDI指數(shù)的一路走高，并突破10000點。但是2008年美國爆發(fā)金融危機后，國際貿(mào)易大幅萎縮，國際航運市場劇烈變動，BDI指數(shù)從10000多點跳水至不到1000點。隨后，在中國“四萬億”投資計劃刺激下，2009年國際大宗商品需求量激增，BDI指數(shù)也由此反彈到4000點以上的水平。然而，這也給了航運界“市場復(fù)蘇”的錯覺,并帶動大批新船在2010年下水，從而再次壓垮了干散貨海運市場。近些年來，中國的宏觀經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整抑制了鐵礦石、煤炭的邊際需求增長，導(dǎo)致對國際大宗商品的需求量下降。自2011年開始BDI指數(shù)一直低位徘徊，“中國因素”同樣扮演著舉足輕重的角色。2國際大宗商品價格與中國宏觀經(jīng)

14、濟走勢相關(guān)性的實證分析通過以上對BDI指數(shù)和中國宏觀經(jīng)濟增長的研究和了解，認為BDI指數(shù)與GDP數(shù)據(jù)之間可能存在著相關(guān)關(guān)系，但是究竟是否相關(guān)，是何種相關(guān)，相關(guān)程度如何，都需要科學(xué)的驗證和分析。下面我們將構(gòu)建相關(guān)性分析所用的模型，分析兩者的相關(guān)性。BDI指數(shù)為每個工作日發(fā)布，本報告根據(jù)2000年至2015年9月每日的BDI指數(shù)整理出季度數(shù)據(jù)。而在選取經(jīng)濟增長率數(shù)據(jù)方面，采納了國家統(tǒng)計局發(fā)布的2000年第一季度至2015年第三季度的季度GDP增長數(shù)據(jù)。通過研究BDI指數(shù)與GDP增長率之間的相關(guān)關(guān)系來找出國際大宗商品價格與中國宏觀經(jīng)濟增長之間的相關(guān)性。圖4.2000年至2008年二季度BDI與GDP

15、走勢圖從圖4可以看出，在2000年至2008年二季度當GDP增長時，BDI指數(shù)也會隨之增大，兩者呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，但并不屬于一種簡單的直線線性關(guān)系。通過Eviews軟件計算其相關(guān)系數(shù)為0.86，可視為高度相關(guān)。但從圖5可以看出自2008年三季度起，BDI走勢與GDP走勢出現(xiàn)嚴重背離。 圖5.2000年至2015年三季度BDI與GDP走勢圖由圖4、圖5發(fā)現(xiàn)BDI指數(shù)和GDP數(shù)據(jù)的走勢一致性偏弱，尤其是進入2008年以后，二者的走勢大相徑庭。運用Eviews軟件得到2000年至2015年三季度BDI指數(shù)與GDP數(shù)據(jù)的散點圖:圖6.2000年至2015年BDI指數(shù)與GDP數(shù)據(jù)的散點圖如圖6所示，圖中

16、小部分的散點比較集中，大部分的散點比較分散?？傮w而言，BDI指數(shù)與GDP數(shù)據(jù)并沒有呈現(xiàn)出一定的正相關(guān)關(guān)系。為進一步分析GDP與BDI兩者的關(guān)系，本報告選用VAR模型對GDP與BDI之間的關(guān)系進行實證分析。2.1 VAR模型向量自回歸(VAR)模型是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計性質(zhì)建立模型，是分析多變量時間序列的有力工具。由于 VAR 將每一個系統(tǒng)內(nèi)的內(nèi)生變量表示成所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)形式，從而回避了具體的建模問題。應(yīng)用樣本可以確定一個多變量 VAR 系統(tǒng)的參數(shù)，從而得到變量間的相互關(guān)系。本文選擇 VAR 模型，因為 VAR 模型具有以下幾個特點5：不嚴格的以經(jīng)濟理論為依據(jù)；VAR模型對參數(shù)不施加零約束；

17、VAR 模型的解釋變量中不包含任何當期變量；VAR 模型有相當多的參數(shù)需要估計；無約束 VAR 模型的應(yīng)用之一是預(yù)測。優(yōu)點是不必對解釋變量在預(yù)測期內(nèi)的取值做任何預(yù)測；用 VAR 模型做樣本外近期預(yù)測非常準確；VAR 模型中每一個變量都必須具有平穩(wěn)性。如果是非平穩(wěn)的，則必須具有協(xié)整關(guān)系；VAR 模型中所有的變量都是內(nèi)生變量。VAR模型把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而避免了結(jié)構(gòu)化模型的建立。由于VAR模型中的所有變量都是內(nèi)生變量，不區(qū)分內(nèi)外變量，可以有效的避免在構(gòu)建模型中容易出現(xiàn)的在區(qū)分內(nèi)外生變量時的制定錯誤。均值方程VAR(m)的模型表達式為：式（1）（

18、2）中，m為VAR模型最佳滯后期數(shù)，分別代表BDI指數(shù)以及GDP指數(shù)的時間序列，表示條件期望，(k=1,2)為待估計的系數(shù)，為2個均值方差的集合。對于均值效應(yīng)檢驗結(jié)果分析：在式（1）所構(gòu)成的均值方程中，若(i=1,m)均為0或者不顯著，說明BDI受自身前期的影響不顯著，反之表示顯著，若(i=1,m) 均為0或者不顯著，說明BDI受中國GDP的影響不顯著，對式（2）原理相同。2.2時間序列的平穩(wěn)性分析時間序列的平穩(wěn)性分析是時間序列有效進行計量分析的基礎(chǔ)，如果用非平穩(wěn)的時間序列進行建模分析很有可能導(dǎo)致偽回歸的出現(xiàn)，對分析結(jié)果有很大的影響。時間序列為季度數(shù)據(jù)，季度數(shù)據(jù)往往會有循環(huán)波動，季度性變動會掩

19、蓋經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律，因此需要進行季節(jié)調(diào)整。季節(jié)調(diào)整方法主要是用來剔除掉時間序列中的季節(jié)影響因素，一般的時間序列都有季節(jié)影響因素，季節(jié)波動影響時間序列的客觀規(guī)律，通過消除季節(jié)波動，可以顯現(xiàn)出序列的潛在循環(huán)分量，趨勢循環(huán)分量可以反映出經(jīng)濟時間序列運動的客觀規(guī)律。目前常用的調(diào)整方法有季節(jié)調(diào)整、移動平均比率法和Tramo/Seats法。其中，季節(jié)調(diào)整法目前已經(jīng)發(fā)展演變?yōu)橐惶紫鄬ν暾慕?jīng)典程序。該法的優(yōu)勢在于，除可以契合各種經(jīng)濟指標的性質(zhì)外，還能根據(jù)不同的季節(jié)調(diào)整目的，按照數(shù)據(jù)特征選擇不同的計算方式；尤其當不選擇計算方式時，該算法也能依照當前經(jīng)濟指標的自身特征自動選擇合理的計算方式。不過，法限制了觀測

20、值的個數(shù)范圍。該法要求不多于20年的月度或30年的季度數(shù)據(jù)，并且不少于4個整年的月度或季度數(shù)據(jù)，才能達到理想的調(diào)整效果。Census X12法在保留X11所有功能的基礎(chǔ)上進行了一系列改進：該法增強了對交易日和節(jié)假日影響的調(diào)節(jié)，增加了各要素分解模型的選擇功能；另外還新增了對季節(jié)調(diào)整結(jié)果的穩(wěn)定性診斷功能，以及ARIMAX模型的構(gòu)建和選擇功能。Tramo/Seats相互結(jié)合也可以用于季節(jié)調(diào)整。其中Tramo可以用于預(yù)測和修正序列數(shù)據(jù)中或有的缺失值，Seats則基于模型思想來估計經(jīng)濟時間序列中的不可觀測成分。這幾種調(diào)整方法的思路類似，而操作細節(jié)上略有差異，對應(yīng)的調(diào)整結(jié)果也略有不同。因此，對國際干散貨運

21、價指數(shù)BDI和中國GDP數(shù)據(jù)的相關(guān)性進行計量分析，首要是要判斷選取變量數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性。單位根檢驗對于檢查時間序列的平穩(wěn)性非常重要，是時間序列計量分析有效性的基礎(chǔ)。檢驗單位根的方法為ADF法，基本原理要用到下面三個公式6。原假設(shè)；備擇假設(shè)：。檢驗統(tǒng)計量為T統(tǒng)計量。服從均值為0的正態(tài)分布。模型(1)用于檢驗無明顯的截距項和趨勢向的時間序列，模型(2)用于檢驗有截距項而無趨勢項的時間序列，模型(3)用于檢驗既有截距項又有趨勢項的時間序列。 模型（1） 模型（2） 模型（3）本報告通過ADF檢驗分別對BDI和GDP序列和以及各自一階差分序列進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗結(jié)果顯示BDI指數(shù)和GDP數(shù)據(jù)均為一階差分平

22、穩(wěn)在，Eview8.0的運行結(jié)果如下表1.變量的單位根檢驗結(jié)果表變量差分次數(shù)(C,T,K)DW值A(chǔ)DF值5%臨界值1%臨界值結(jié)論BDI0(0，0，0)1.94-1.41-1.95-2.6不平穩(wěn)GDP0(0，0，3)1.655.41-1.95-2.6不平穩(wěn)DBDI1(0，0，1)1.98-5.92-1.95-2.6(1)*DGDP1(0，0，1)2.39-9.17-1.95-2.6(1)*說明：（C，T，K）表示ADF檢驗式是否包含常數(shù)項，時間趨勢項以及滯后期數(shù)；*表示差分后在1%的顯著水平上通過ADF平穩(wěn)性驗。單位根是描述時間序列是否平穩(wěn)的標準，當時間序列非平穩(wěn)時，就說這個時間序列存在單位根，

23、即如果一個時間序列存在單位根，那么這個時間序列不平穩(wěn)。時間序列的平穩(wěn)性對于計量經(jīng)濟模型的建立具有重要的意義，平穩(wěn)的含義是時間序列的統(tǒng)計規(guī)律不會隨著時間位移而發(fā)生變化。對于非平穩(wěn)的時間序列進行回歸也可能出現(xiàn)擬合優(yōu)度較高的情況，這樣的回歸沒有經(jīng)濟意義，通常稱為偽回歸，也就是說，在對時間序列進行單位根檢驗之前就做回歸模型可能會得出虛假回歸的結(jié)論。通過ADF根檢驗表明：數(shù)據(jù)BDI和GDP時間序列的ADF檢驗值在5%及1%的顯著水平下均大于其臨界值，是非平穩(wěn)時間序列，兩組數(shù)據(jù)均不能拒絕時間序列存在單位根的原假設(shè)，所以需要對兩組數(shù)據(jù)進行一階差分回歸，一階差分序列在5%及1%的顯著水平下均拒絕了存在單位根的

24、原假設(shè)，綜上BDI和GDP序列至少存在一個單位根，經(jīng)過一階差分之后變?yōu)槠椒€(wěn)時間序列，所以BDI和GDP序列均為一階單整，符合建立VAR模型的條件。2.3 VAR模型最佳的確定VAR模型中內(nèi)生變量的滯后階數(shù)的確定有兩種常用的方法，一個是AIC（Akaike Information Criterion）信息準則，另一個是SC(Schwarz Criterion)信息準則，根據(jù)AIC,SC,HQ等信息準則來確定最佳滯后期數(shù)，結(jié)果如下：圖7. 滯后階數(shù)相關(guān)數(shù)據(jù)圖利用Eviews8.0，滯后長度診斷結(jié)果如下，理論上選擇滯后階數(shù)的標準是AIC和SC的值越小越好，AIC和SC的值不同，結(jié)合LR值對滯后階數(shù)進

25、行選擇，經(jīng)過圖7可以看到模型的最佳滯后期數(shù)為2，也就是VAR(m)模型中的m=2。2.4協(xié)整檢驗協(xié)整檢驗用來檢驗兩個變量是否有長期的穩(wěn)定關(guān)系，且只有同階單整的序列才能進行協(xié)整檢驗7。我們處理數(shù)據(jù)得到GDP和BDI數(shù)據(jù)均是一階單整，因此可以進行協(xié)整檢驗，其檢驗結(jié)果如下：圖8. 協(xié)整檢驗結(jié)果圖通過圖8中的結(jié)果可以看出原假設(shè)成立，兩個數(shù)據(jù)間不存在協(xié)整關(guān)系，即是兩組數(shù)據(jù)不存在長期穩(wěn)定的關(guān)系。2.5模型穩(wěn)定性分析在做VAR模型之前需要對所要構(gòu)建的模型穩(wěn)定性進行分析。檢查VAR模型所有根模的倒數(shù)是否小于1，即檢查所有根模的倒數(shù)是否位于單位圓內(nèi)，若是則說明模型穩(wěn)定，VAR模型合理，若不是則不合理。經(jīng)過檢驗，

26、發(fā)現(xiàn)所構(gòu)建的模型的根模的倒數(shù)均位于單位圓內(nèi)，因此，所估計的VAR模型是穩(wěn)定的。VAR模型的穩(wěn)定性可以支持脈沖響應(yīng)函數(shù)標準誤差的有效性。圖9.AR根的圖標因此，本報告得到VAR的模型是穩(wěn)定的，VAR（2）模型結(jié)果如下：圖10.VAR模型的結(jié)果顯示圖通過圖10可以得出BDI與GDP的VAR模型的表達式：圖9中GDP本期序列值受到自身滯后1-2期的顯著影響，BDI本期序列值收到自身滯后1期的顯著影響，而BDI與GDP之間條件期望系數(shù)接近于0，非常不顯著，可以推斷反應(yīng)大宗商品價格指數(shù)的BDI與中國GDP之間不存在均值溢出效應(yīng)。由VAR(2)模型我們可以得到，BDI指數(shù)，中國國內(nèi)GDP數(shù)據(jù)波動主要還是受

27、到自身前期市場波動的影響比較大，對上述結(jié)果再進行脈沖響應(yīng)分析。分析結(jié)果如下圖11表示：圖11.BDI對GDP的脈沖響應(yīng)以及GDP對BDI的脈沖響應(yīng)分析圖圖11中橫軸表示滯后期間數(shù)（單位為季度）縱軸分別表示GDP，和BDI的季度數(shù)據(jù)，圖中綠色的實線代表脈沖響應(yīng)函數(shù)，左圖顯示對BDI指數(shù)波動一個正向的沖擊，會對GDP有一定的正向反應(yīng)，隨后正向反應(yīng)就逐漸減弱，在滯后4個季度后這種正向反應(yīng)趨于0，右圖顯示對GDP指數(shù)波動一個正向沖擊，隨即會對BDI產(chǎn)生一定的正向反應(yīng)，在滯后5個季度滯后這種正向反應(yīng)變?yōu)?，并有微弱的負向影響。根據(jù)分析我們可以得到BDI指數(shù)對GDP的增速最初有微弱的影響，隨著時間的增長對

28、GDP的影響趨近于0，而BDI最初對中國GDP增長有一定的正向作用，但這種作用隨著時間的增長越來越小，最后也趨于0，表示其影響微乎其微。以上通過建立VAR模型以及進行脈沖響應(yīng)分析我們可以得到，長期來看BDI和GDP相關(guān)性不大，相互間直接影響的可能性很小，往往通過影響各自相互之間關(guān)聯(lián)的因素來波及到對方。2.6格蘭杰因果檢驗格蘭杰因果關(guān)系是由美國加州大學(xué)著名的計量經(jīng)濟學(xué)家格蘭杰（C.W.J Granger）于 1969 年提出的一種檢驗因果關(guān)系的方法，后來又經(jīng)Hendry，Richard等人完善。因果關(guān)系主要是針對兩個變量之間來講的，在經(jīng)濟變量的關(guān)系中，研究因果關(guān)系具有重要的現(xiàn)實意義，對觀察經(jīng)濟現(xiàn)

29、象、揭示經(jīng)濟規(guī)律有著重要的指導(dǎo)意義。計量經(jīng)濟通常用的方法是Granger因果檢驗法。一般，因果檢驗的前提是時間序列為平穩(wěn)序列，對非平穩(wěn)序列用Granger方法后，再用OLS(最小二乘法)，盡管會得到擬合較為理想的回歸模型，但因為是非平穩(wěn)時間序列，會得到虛假回歸的結(jié)果，這樣的結(jié)果沒有任何經(jīng)濟意義。雙變量之間的因果關(guān)系檢驗是看一個變量的滯后期是否對另一個變量的當期值有影響，檢驗結(jié)果中P值越小因果關(guān)系就越明顯。本報告再次運用格蘭杰因果檢驗來檢驗兩時間序列是否具有因果關(guān)系，從而可以更加明確結(jié)論，其檢驗結(jié)果如下：圖12.格蘭杰因果檢驗圖BDI不是引起GDP變化的原因的接受概率是0.9964，在0.05的

30、顯著水平上原假設(shè)成立，同理GDP不是引起B(yǎng)DI變化原因的接受概率為0.2745，在0.05的顯著水平上接受原假設(shè)，格蘭杰檢驗顯示BDI不能夠引起GDP的格蘭杰原因，GDP也不是BDI的格蘭杰原因，所有BDI和GDP不存在直接的因果關(guān)系。即，報告中選取的BDI和GDP數(shù)據(jù)之間不存在必然的相關(guān)關(guān)系。3總結(jié)本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)，反映大宗貨物價格的BDI指數(shù)的走勢與中國國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP之間在整個時間序列上不存在直接的關(guān)系，相關(guān)性系數(shù)通過建立VAR模型，及后期的脈沖響應(yīng)圖的分析在2000年到2007年存在著相互的促進作用，但是自2008年以后兩者的相互作用越來越不明顯，最后趨于0，這說明BDI和GDP

31、之間并非真正存在直接相關(guān)性，這一點格蘭杰檢驗也很好的說明了問題，因為BDI與中國GDP的相互關(guān)系遠非單純的相關(guān)性可以說明的，BDI與GDP數(shù)據(jù)的相互作用是通過多種因素來相互影響的，而這兩個指數(shù)本身沒有因果關(guān)系，相關(guān)性很微弱，某一時刻出現(xiàn)的擬合也只是暫時的，GDP將受到自身前期市場的影響比較大，BDI也具有類似的結(jié)果。近幾年來，尤其是2008年以來，西方國家相繼發(fā)生美國次貸危機，歐洲債務(wù)危機嚴重遲滯了西方經(jīng)濟體的經(jīng)濟發(fā)展，很大程度上削弱了對大宗商品的需求。雖然中國等新興國家經(jīng)濟發(fā)展良好，但依然不能抵消西方經(jīng)濟所帶來的不良狀況。又加上，中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整開始轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，從單純依靠資源向依靠科技進步的方向轉(zhuǎn)變，提高經(jīng)濟增長的質(zhì)量。在這種背景下，中國對大宗商品需求開始逐漸減少。中國GDP的走勢影響更多的原因是中國政府政策的宏觀調(diào)控，而BDI的走勢波動情況復(fù)雜，受到多重的因素影響，往往與海運成本、航運市場的供求關(guān)系、美國貨幣政策、歐洲債務(wù)危機、全球干散貨運力等因素密切相關(guān)。參考文獻：1Beenstock, M. and Vergottis, A.An Econometric Model of the World Shipping Market for Dry Cargo, Freight and Shipping.