黄金价格与原油价格关系的实证分析

表1相关系数LnGold

Lnoil

LnGold 1.0000000.887281Lnoil

0.887281 1.000000

一、引言与文献综述

众所周知，黄金和原油都是宏观经济的重要指标，二者同属于大宗商品，在人类社会发展的过程中都扮演着重要的角色。黄金是公认的硬通货，而原油自工业革命以来，成为现代社会的血液。通过观察这么多年的经济数据（图1）可以看出，黄金价格与原油价格同向运动的走势比较明显，不过同样可以看出，在一段时间内，黄金价格与原油价格也存在着背道而驰的局面。

黄金价格与原油价格之间到底存在怎样的关系，目前国内很多学者都做了研究。杨叶（2007）通过观察黄金价格和原油价格联动的历史过程，分析了它们同向联动以及波动方向背离的原因，但作者并没有进行实证分析，只是通过观察历史数据得出的结论。另外，张莹、胥莉、陈宏民（2007）采用计量经济学方法对黄金价格和原油价格的关系做

了实证分析，但作者采用的数据周期太短，数据太少，容易受到偶然因素的影响。本文采用1971年1月～2010年4月的月度数据，样本量共有472个，运用协整检验、格兰杰因果检验以及误差修正模型对黄金价格与原油价格之间的长期关系进行了实证分析。

二、黄金价格与原油价格的实证分析（一）数据的选取与处理

本文中，黄金的价格采用了伦敦黄金定盘价从1971年1月到2010年4月的价格数据，共472个，用Goldprice 来表示。同时，原油价格则采用了WTI 原油期货从1971年1月到2010年4月每月第一个交易日的价格数据，共472个，用Oilprice 来表示。另外，为了消除数据可能存在的异方差，对两组数据进行对数化处理，最终的处理结果用LnGlod 和LnOil 来表示。

（二）相关性检验

运用Eviews 软件计算，得出LnGold 与LnOil 的相关系数高达0.887281（如表1所示），这说明黄金价格与原油价格之间存在着比较高的相关性。

（三）单位根检验

由于采用时间序列数据，为避免模型出现“伪回归”的问题，需要对LnGold 和LnOil 时间序列进行单位根检

黄金价格与原油价格关系的实证分析

文/王颖

【摘

要】纵观黄金价格与原油价格的历史走势，发现二者同向运动的趋势很明显，但有些时候也会出现

背道而驰的局面。本文收集了1971年1月~2010年4月的黄金价格和原油价格的月度数据，运用Eviews 软件对这两组时间序列进行协整检验和格兰杰检验，最后建立了误差修正模型来考察二者之间的长期动态关系，得出了黄金价格和原油价格存在正向联动的关系，并且存在着从原油价格上涨到黄金价格上涨的单向因果关系，这种关系是长期稳定的。

【关键词】黄金；石油；单位根检验；协整检验；格兰杰因果检验；误差修正模型【作者简介】

王颖，同济大学经济与管理学院硕士研究生，研究方向：金融学。

经济论坛Economic Forum

Nov.2010Gen.483No.11

2010年11月总第483期第11期

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表2ADF 单位根检验结果

被检验序列ADF 值滞后期

1%临界值LnGold -3.31205511-3.978133LnOil -2.5736821-3.977703dLnGold -4.08017210-3.444342dLnOil

-17.08713

1

-3.444039

验。本文采用ADF 方法进行单位根检验。从图2和图3中可以看到,LnGold 与LnOil 都具有非零均值和上升的趋势,因而在对序列的水平值做单位根检验

时应包括截距项和时间趋势。由于一阶差分序列已经消除了时间趋势（图4），所以检验时不包括时间趋势项。滞后期都运用AIC 准则来确定。

从表2的ADF 单位根检验结果可以看出：LnGold 与LnOil 都是非平稳时间序列,但是它们的一阶差分dLnGold 与dLnOil 的ADF 值都显著地小于各自1%临界值，从而可以拒绝原假设，表明dLnGold 与dLnOil 不存在单位根，是平稳序列，即LnGold 与LnOil 都是一阶单整的。

（四）协整检验

为了考察黄金价格（LnGold ）与原油价格（LnOil ）之间是否存在长期均衡关系，则还需要对数据进行协整检验，采用EG 两步法，即基于回归残差的协整检验。

以原油价格（LnOil ）为解释变量，黄金价格（

LnGold

）为被解释变量，用OLS 回归方法估计回归模型结果如下（表3）

：LnGold t =3.330416+0.783328LnOil t +e t （1）

t =(56.00312)(41.70558)R 2=0.787268

F=1739.356

从回归结果看，回归系数为正（0.783328），这与图1的观察结果是一致的。另外，t 值和F 值都很显著，能很好地通过检验。

接下来对残差序列进行单位根检验。图5为残差序列折线图，可以看出：残差序列

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表3残差序列ADF单位根检验结果

ADF统计量-3.6609281%临界值-2.569891

5%临界值-1.941499

10%临界值-1.616247

表4格兰杰因果关系检验结果

零假设观测数F-统计量概率LnGold不是LnOil的格兰杰原因470 2.220840.10967 LnOil不是LnGold的格兰杰原因 3.264860.03908

围绕着0在波动，没有趋势，因此在对残差序列进

行单位根检验时，选择无截距项、无趋势项的ADF

检验，结果如表3所示，残差序列的ADF统计量为

-3.660928，小于1%临界值-2.569891，从而拒绝原

假设，表明残差序列不存在单位根，是平稳序列，

说明黄金价格（LnGold）与原油价格（LnOil）之

间存在协整关系，即两者之间存在长期均衡关系。

（五）格兰杰检验

协整检验说明黄金价格与原油价格之间存在长

期均衡关系，根据格兰杰表示定理，如果序列间存

在协整关系，那么至少存在单向的因果关系。这部

分将对黄金价格（LnGold）与原油价格（LnOil）

进行格兰杰因果关系检验，根据AIC准则来确定滞

后期，结果如表4所示。

从格兰杰因果关系检验结果可以看出，在5%

显著性水平下，不能拒绝假设“LnGold不是LnOil

的格兰杰原因”，但可以拒绝“LnOil不是LnGold的

格兰杰原因”的结论。也就是说，两个序列存在单

向的因果关系，LnOil是LnGold的格兰杰原因。

（六）误差修正模型

黄金价格（LnGold）与原油价格（LnOil）之

间存在协整，表明两者之间有长期均衡关系。但从

短期来看，可能会出现失衡，为了增强模型的精

度，可以把协整回归（1）中的误差项e t看作均衡

误差，通过建立误差修正模型把原油价格的短期变

化与长期变化联系起来。误差修正模型的结构如

下：

ΔLnGold t=α+βΔLnOil t+γe t-1+εt(2)

然后以ΔLnGold t为被解释变量，以ΔLnGold t

和e t-1作为解释变量，估计回归模型（2）式，最终

得到的误差修正模型的估计结果如下：

ΔLnGold t=0.006418+0.121116ΔLnOil t-

0.022811e t-1(3)

t=(2.776909)(4.427538)(-2.965471)

上述估计结果表明，黄金价格的变化不仅取决

于原油价格的变化，而且还取决于上一

期黄金价格对均衡价格的偏离，误差项

e t-1估计的系数为负，且显著小于零，符

合反向修正机制。另外误差项e t-1估计的

系数大小反映了对偏离长期均衡的调整

力度。从系数估计值（-0.022811）来

看，当短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.022811）的调整力度将非均衡状态拉

回到均衡状态。

三、结论

通过对已有相关文献的研究以及对黄金价格与

原油价格关系的实证分析，我们可以清楚地看到，

黄金价格与原油价格波动之间确实存在有正向联动

的关系。并且原油价格的波动会带动黄金价格的波

动，原因主要是高原油价格通常被视为通货膨胀的

先兆，而黄金是一种很好的抗通胀的保值工具。因

而当原油价格过高时，公众会产生通胀的预期，从

而纷纷买入黄金避险，导致黄金价格向上运行。对

于在短期内黄金价格与原油价格联动关系不明显甚

至是反向变动，原因在于可能存在某一个独立的因

素，它的影响比较大，压过了黄金价格、原油价格

共同的影响因素，但是从长远看来，黄金价格和原

油价格同向运动的趋势比较明显。

参考文献

[1]张次兰，郇红艳.石油价格与黄金价格的实证分析[J].西南

金融，2009，(3).

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[4]庞浩.计量经济学[M].北京：科学出版社，2006.

[5]高铁梅.计量经济分析方法与建模——

—Eviews应用及实例

[M].北京：清华大学出版社，2006.

（责任编辑:杨艳军）·26·