趙卿卿+壽建敏
【摘 要】 分析影響波羅的海乾散貨運價指數（BDI）波動的重要因素，探究國際干散貨市場與我國經濟發展之間的聯動性，採用VAR模型和Granger因果檢驗探討兩者之間的長期和階段關係狀況。研究結果揭示：長期內，國際干散貨市場與我國經濟發展聯動性較弱；短期內，國際干散貨市場繁榮可以為我國營造良好的外部環境，促進經濟發展。雖然國際干散貨市場對我國經濟變動有一定的預見作用，但是「中國因素」對國際干散貨市場的影響有限。
【關鍵詞】 國際干散貨市場；中國經濟；VAR模型；Granger因果檢驗
0 引 言
我國自2001年加入WTO以來，在世界經濟中的影響力不斷增強，已經成為經濟全球化的重要推動力。從海關總署的數據看，我國進出口月度貿易總額常年保持10%以上的兩位數增幅。我國有90%的對外貿易依靠海運完成，海運需求是經濟貿易需求的重要派生需求。我國作為全球鐵礦石和能源的最大消耗國以及最為繁忙的進出口國，經濟發展狀況不僅與世界經濟狀況息息相關，更直接關係到全球鐵礦石、原油、貨櫃和化工品的運力需求。[1] 國際干散貨市場是國際貿易的派生市場，我國作為當前世界上第一貿易大國，干散貨貿易量在世界市場上占據著重要地位。
綜上所述，探究國際干散貨市場與我國經濟發展之間的關係，具有重要的理論和現實意義。本文通過VAR模型和Granger檢驗對國際干散貨市場與我國經濟發展的聯動性進行研究，進而揭示其長期和階段關係，為分析我國經濟未來發展和波羅的海乾散貨指數（BDI）波動趨勢提供幫助。
1 數據分析
本文選用2000―2015年的BDI與我國GDP年度數據作為研究樣本，BDI數據來源於波羅的海航運交易所，我國GDP的年度數據取自《中國統計年鑑》。為消除BDI與我國GDP波動中季節等因素的影響，採用年收益率序列Rt為年度數值Pt的自然對數差，Rt=ln Pt ln Pt-1，所得BDI與我國GDP的年收益率序列如圖1所示。
由圖1可見，近年來BDI發生巨幅波動，這與金融危機的連鎖反應和貨運市場的變化有關。我國經濟發展受全球經濟衰退和減速的影響，GDP增長緩慢，進入經濟發展新常態。[2]
由BDI和我國GDP的序列描述性統計（見表1）可見：2個序列的平均值接近於0，而標準差很大；偏度非0且峰度小於3，說明偏離正態不顯著；在5%的顯著水平下，Jarque-Bera檢驗接受正態性的原假設，表明序列可能不存在長期的持續性。
2 VAR模型的建立
利用EViews軟體對BDI和我國GDP這2個對數序列進行單位根ADF檢驗，兩者均為一階單整序列。向量自回歸（VAR）模型通常用於相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態影響，模型基本形式[3，4] ：
式中： k為滯後長度。
對樣本期內的數據建立VAR模型，分別估計階數為1～4的VAR模型，並對其進行自相關性LM檢驗，然後利用AIC和SIC信息準則選擇合適的檢驗模型。EViews軟體輸出結果如表2所示。
從表2可以看出，只有階數p=3的VAR模型LM檢驗的最小P值大於0.05，因此在顯著性水平達0.05時，可以認為模型誤差項無自相關性。
3 VAR模型的檢驗
3.1 VAR模型的滯後結構檢驗
（1）AR根檢驗 如果VAR模型所有根模的倒數都小於1，即都在單位圓內，則該模型是穩定的；反之不穩定。如果被估計的VAR模型不穩定，則得到的結果有些是無效的。[5] 基於AR特徵多項式的逆根（見圖2）的輸出結果，可以認為本文建立的VAR模型是穩定有效的。
（2） Granger因果檢驗 當階數p=3時，VAR模型的AIC值和SIC值最小，因而可以選擇這個模型進行Granger因果關係檢驗。EViews軟體輸出結果如表3所示。由檢驗結果可以看出，在顯著性水平為0.05時，可以認為GDP不是BDI的Granger原因，而BDI是GDP的Granger原因。也就是說，BDI與我國GDP之間存在單向的Granger因果關係，即BDI可以為我國GDP的預測提供更準確的信息。
3.2 基於VAR模型的脈衝響應分析
脈衝響應函數（IRF）描述的是當一個變量受到某種衝擊時，對系統中內生變量的動態影響，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的衝擊後，對內生變量的當期值和未來值所產生的影響程度。對於穩定的VAR模型而言，脈衝響應函數應趨於0，累計脈衝響應函數趨於非0常數。
圖3為BDI對其自身及模型中其他內生變量的脈衝響應函數，其中橫軸為滯後階數，縱軸為BDI對於各變量衝擊的響應。由圖3可以看出，BDI對其自身衝擊的響應程度最大，我國GDP對BDI的衝擊相對較小。BDI對我國GDP衝擊響應為負，響應程度在第3期達到最大，之後逐漸減弱，在第9期後趨向於0；BDI對其自身衝擊的響應有一個由正向負的過程，變化逐漸趨向於0。
圖4為BDI對其自身及各內生變量的累積脈衝響應函數，反映BDI對各因素的累積影響。由圖4可見，BDI對各內生變量的累積脈衝響應函數均在第80期左右趨於平穩，BDI對自身的累積影響大於對我國GDP的累積影響。
我國GDP對BDI始終表現為正向響應。BDI作為反映全球經濟和貿易狀況的先行指標，當其上升時，表明全球及我國經濟走勢良好，我國處於良好的外部環境下，GDP上升顯而易見。由圖5可以看出，從第1期開始衝擊效應不斷加強，到第5期達到最大值，之後卻急劇回落。也就是說，我國經濟的發展會推動國際干散貨市場在短期內快速繁榮，之後市場繁榮程度下降，直到市場趨於穩定。
3.3 基於VAR模型的方差分解結果分析
方差分解通過分析每一個結構衝擊對內生變量變化的貢獻度，能夠給出對VAR模型中變量產生影響的每個隨機擾動相對重要性的信息。方差分解結果（見圖6和圖7），依次顯示了模型中各內生變量對BDI及BDI對我國GDP的方差分解結果，本文選取方差分解結果達到穩定的第30期結果進行分析。由圖6可以看出：BDI、我國GDP對BDI波動的貢獻度分別為88.6%和17.3%，表明BDI波動在很大程度上由其自身決定，我國GDP的貢獻度較小；BDI並不是我國GDP變動的決定性因素。
我國GDP作為世界干散貨船舶運力需求的重要組成部分，理論上講是會對BDI產生重要影響的，但實證分析結果表明，BDI波動受我國GDP的影響很小。[6] 這一方面是因為BDI是多種因素共同作用的結果，我國GDP在這些因素中並不占據主導地位；另一方面是由於BDI受運力需求影響較小，在更大程度上由其他因素決定。對比BDI與我國GDP之間的相互影響可以看出，BDI變動對我國GDP的影響大於後者對前者的影響，並且BDI與我國GDP的相互影響均處於較低水平。
3 結 論
通過統計數據分析對國際干散貨市場與我國經濟發展的聯動性研究結論如下：
（1）對VAR模型進行Granger因果檢驗，結果表明國際干散貨市場是我國經濟發展的單向Granger原因，且兩者之間相互影響的程度很小。BDI發生變化會引起我國GDP產生相應變動，反之則無。在對我國GDP進行分析預測時，加入BDI因素，可以增強其準確度和可信性。
（2）模型的脈衝響應分析和方差分解結果說明，BDI的波動在很大程度上由其自身決定，我國GDP的貢獻度較小。我國GDP不是影響BDI的主要原因，BDI受運力需求的影響較小，更大程度上由其他因素決定。[7]國際干散貨市場的繁榮發展在短期內會促進我國經濟的增長，而這在很大程度上與我國航運業相關，但是我國經濟發展又與很多其他因素有關，所以在短暫的快速發展後，我國經濟因為國際干散貨市場刺激所引起的發展速度會降低，直至趨於市場穩步發展。
（3）近年來，我國整體經濟結構不斷優化，供給側結構性改革的實施有利於減弱鋼鐵產能過剩、鐵礦石等原材料需求量減少及國際干散貨市場持續不景氣對我國的影響。作為貿易大國和造船大國，在國際經濟外部環境嚴峻的情況下，我國在擴大需求、刺激消費的同時必須著力提高供給體系質量和效率，去產能，去庫存，去槓桿，降成本，補短板，從而增強經濟持續增長的動力。
由於「中國因素」對國際干散貨市場的有限影響，因此在航運相關市場分析中，以我國GDP變動來分析預測BDI走勢的方法缺乏有力的判斷依據。國際干散貨市場受到多種因素的共同作用，對其走勢進行判斷應綜合各種因素。同時，雖然國際干散貨市場對我國經濟變動有一定的預見作用，但我國經濟發展也受多種因素的影響，所以在判斷其變動情況時也應綜合考慮各種因素的影響。
參考文獻：
[1] 郝玉柱，張蓮.國際原油價格波動對波羅的海指數影響實證分析[J].商業經濟研究，2016（6）：25-28.
[2] 廖昆，林國龍，楊開培，等.金融危機前後波羅的海乾散貨運價指數影響因素相關性分析[J].水運管理，2011，33（1）：22-24.
[3] 馬敏，郝玉柱.波羅的海運價指數與中國干散貨貿易相關性實證研究[J].中國儲運，2016（2）：103-108.
[4] 林國龍，韓軍，葉善椿.波羅的海乾散貨指數、上證綜指協整與Granger因果關係研究[J].商業研究，2013（4）：122-126.
[5] RUAN Q S，WANG Y，LU X S，et al.Cross-correlations between Baltic Dry Index and crude oil prices[J].Physica A Statistical Mechanics and Its Applications，2016（453）：278-289.
[6] 丁研，嚴廣樂.中國GDP指數對BDI指數的吸引力研究[J].上海理工大學學報，2015（37）：199-204.
[7] 譚小芬，劉陽，張明.國際大宗商品價格波動：中國因素有多重要――基於1997―2012年季度數據和VECM模型的實證研究[J].國際金融研究，2014（10）：75-86.
【摘 要】 分析影響波羅的海乾散貨運價指數（BDI）波動的重要因素，探究國際干散貨市場與我國經濟發展之間的聯動性，採用VAR模型和Granger因果檢驗探討兩者之間的長期和階段關係狀況。研究結果揭示：長期內，國際干散貨市場與我國經濟發展聯動性較弱；短期內，國際干散貨市場繁榮可以為我國營造良好的外部環境，促進經濟發展。雖然國際干散貨市場對我國經濟變動有一定的預見作用，但是「中國因素」對國際干散貨市場的影響有限。
【關鍵詞】 國際干散貨市場；中國經濟；VAR模型；Granger因果檢驗
0 引 言
我國自2001年加入WTO以來，在世界經濟中的影響力不斷增強，已經成為經濟全球化的重要推動力。從海關總署的數據看，我國進出口月度貿易總額常年保持10%以上的兩位數增幅。我國有90%的對外貿易依靠海運完成，海運需求是經濟貿易需求的重要派生需求。我國作為全球鐵礦石和能源的最大消耗國以及最為繁忙的進出口國，經濟發展狀況不僅與世界經濟狀況息息相關，更直接關係到全球鐵礦石、原油、貨櫃和化工品的運力需求。[1] 國際干散貨市場是國際貿易的派生市場，我國作為當前世界上第一貿易大國，干散貨貿易量在世界市場上占據著重要地位。
綜上所述，探究國際干散貨市場與我國經濟發展之間的關係，具有重要的理論和現實意義。本文通過VAR模型和Granger檢驗對國際干散貨市場與我國經濟發展的聯動性進行研究，進而揭示其長期和階段關係，為分析我國經濟未來發展和波羅的海乾散貨指數（BDI）波動趨勢提供幫助。
1 數據分析
本文選用2000―2015年的BDI與我國GDP年度數據作為研究樣本，BDI數據來源於波羅的海航運交易所，我國GDP的年度數據取自《中國統計年鑑》。為消除BDI與我國GDP波動中季節等因素的影響，採用年收益率序列Rt為年度數值Pt的自然對數差，Rt=ln Pt ln Pt-1，所得BDI與我國GDP的年收益率序列如圖1所示。
由圖1可見，近年來BDI發生巨幅波動，這與金融危機的連鎖反應和貨運市場的變化有關。我國經濟發展受全球經濟衰退和減速的影響，GDP增長緩慢，進入經濟發展新常態。[2]
由BDI和我國GDP的序列描述性統計（見表1）可見：2個序列的平均值接近於0，而標準差很大；偏度非0且峰度小於3，說明偏離正態不顯著；在5%的顯著水平下，Jarque-Bera檢驗接受正態性的原假設，表明序列可能不存在長期的持續性。
2 VAR模型的建立
利用EViews軟體對BDI和我國GDP這2個對數序列進行單位根ADF檢驗，兩者均為一階單整序列。向量自回歸（VAR）模型通常用於相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態影響，模型基本形式[3，4] ：
式中： k為滯後長度。
對樣本期內的數據建立VAR模型，分別估計階數為1～4的VAR模型，並對其進行自相關性LM檢驗，然後利用AIC和SIC信息準則選擇合適的檢驗模型。EViews軟體輸出結果如表2所示。
從表2可以看出，只有階數p=3的VAR模型LM檢驗的最小P值大於0.05，因此在顯著性水平達0.05時，可以認為模型誤差項無自相關性。
3 VAR模型的檢驗
3.1 VAR模型的滯後結構檢驗
（1）AR根檢驗 如果VAR模型所有根模的倒數都小於1，即都在單位圓內，則該模型是穩定的；反之不穩定。如果被估計的VAR模型不穩定，則得到的結果有些是無效的。[5] 基於AR特徵多項式的逆根（見圖2）的輸出結果，可以認為本文建立的VAR模型是穩定有效的。
（2） Granger因果檢驗 當階數p=3時，VAR模型的AIC值和SIC值最小，因而可以選擇這個模型進行Granger因果關係檢驗。EViews軟體輸出結果如表3所示。由檢驗結果可以看出，在顯著性水平為0.05時，可以認為GDP不是BDI的Granger原因，而BDI是GDP的Granger原因。也就是說，BDI與我國GDP之間存在單向的Granger因果關係，即BDI可以為我國GDP的預測提供更準確的信息。
3.2 基於VAR模型的脈衝響應分析
脈衝響應函數（IRF）描述的是當一個變量受到某種衝擊時，對系統中內生變量的動態影響，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的衝擊後，對內生變量的當期值和未來值所產生的影響程度。對於穩定的VAR模型而言，脈衝響應函數應趨於0，累計脈衝響應函數趨於非0常數。
圖3為BDI對其自身及模型中其他內生變量的脈衝響應函數，其中橫軸為滯後階數，縱軸為BDI對於各變量衝擊的響應。由圖3可以看出，BDI對其自身衝擊的響應程度最大，我國GDP對BDI的衝擊相對較小。BDI對我國GDP衝擊響應為負，響應程度在第3期達到最大，之後逐漸減弱，在第9期後趨向於0；BDI對其自身衝擊的響應有一個由正向負的過程，變化逐漸趨向於0。
圖4為BDI對其自身及各內生變量的累積脈衝響應函數，反映BDI對各因素的累積影響。由圖4可見，BDI對各內生變量的累積脈衝響應函數均在第80期左右趨於平穩，BDI對自身的累積影響大於對我國GDP的累積影響。
我國GDP對BDI始終表現為正向響應。BDI作為反映全球經濟和貿易狀況的先行指標，當其上升時，表明全球及我國經濟走勢良好，我國處於良好的外部環境下，GDP上升顯而易見。由圖5可以看出，從第1期開始衝擊效應不斷加強，到第5期達到最大值，之後卻急劇回落。也就是說，我國經濟的發展會推動國際干散貨市場在短期內快速繁榮，之後市場繁榮程度下降，直到市場趨於穩定。
3.3 基於VAR模型的方差分解結果分析
方差分解通過分析每一個結構衝擊對內生變量變化的貢獻度，能夠給出對VAR模型中變量產生影響的每個隨機擾動相對重要性的信息。方差分解結果（見圖6和圖7），依次顯示了模型中各內生變量對BDI及BDI對我國GDP的方差分解結果，本文選取方差分解結果達到穩定的第30期結果進行分析。由圖6可以看出：BDI、我國GDP對BDI波動的貢獻度分別為88.6%和17.3%，表明BDI波動在很大程度上由其自身決定，我國GDP的貢獻度較小；BDI並不是我國GDP變動的決定性因素。
我國GDP作為世界干散貨船舶運力需求的重要組成部分，理論上講是會對BDI產生重要影響的，但實證分析結果表明，BDI波動受我國GDP的影響很小。[6] 這一方面是因為BDI是多種因素共同作用的結果，我國GDP在這些因素中並不占據主導地位；另一方面是由於BDI受運力需求影響較小，在更大程度上由其他因素決定。對比BDI與我國GDP之間的相互影響可以看出，BDI變動對我國GDP的影響大於後者對前者的影響，並且BDI與我國GDP的相互影響均處於較低水平。
3 結 論
通過統計數據分析對國際干散貨市場與我國經濟發展的聯動性研究結論如下：
（1）對VAR模型進行Granger因果檢驗，結果表明國際干散貨市場是我國經濟發展的單向Granger原因，且兩者之間相互影響的程度很小。BDI發生變化會引起我國GDP產生相應變動，反之則無。在對我國GDP進行分析預測時，加入BDI因素，可以增強其準確度和可信性。
（2）模型的脈衝響應分析和方差分解結果說明，BDI的波動在很大程度上由其自身決定，我國GDP的貢獻度較小。我國GDP不是影響BDI的主要原因，BDI受運力需求的影響較小，更大程度上由其他因素決定。[7]國際干散貨市場的繁榮發展在短期內會促進我國經濟的增長，而這在很大程度上與我國航運業相關，但是我國經濟發展又與很多其他因素有關，所以在短暫的快速發展後，我國經濟因為國際干散貨市場刺激所引起的發展速度會降低，直至趨於市場穩步發展。
（3）近年來，我國整體經濟結構不斷優化，供給側結構性改革的實施有利於減弱鋼鐵產能過剩、鐵礦石等原材料需求量減少及國際干散貨市場持續不景氣對我國的影響。作為貿易大國和造船大國，在國際經濟外部環境嚴峻的情況下，我國在擴大需求、刺激消費的同時必須著力提高供給體系質量和效率，去產能，去庫存，去槓桿，降成本，補短板，從而增強經濟持續增長的動力。
由於「中國因素」對國際干散貨市場的有限影響，因此在航運相關市場分析中，以我國GDP變動來分析預測BDI走勢的方法缺乏有力的判斷依據。國際干散貨市場受到多種因素的共同作用，對其走勢進行判斷應綜合各種因素。同時，雖然國際干散貨市場對我國經濟變動有一定的預見作用，但我國經濟發展也受多種因素的影響，所以在判斷其變動情況時也應綜合考慮各種因素的影響。
參考文獻：
[1] 郝玉柱，張蓮.國際原油價格波動對波羅的海指數影響實證分析[J].商業經濟研究，2016（6）：25-28.
[2] 廖昆，林國龍，楊開培，等.金融危機前後波羅的海乾散貨運價指數影響因素相關性分析[J].水運管理，2011，33（1）：22-24.
[3] 馬敏，郝玉柱.波羅的海運價指數與中國干散貨貿易相關性實證研究[J].中國儲運，2016（2）：103-108.
[4] 林國龍，韓軍，葉善椿.波羅的海乾散貨指數、上證綜指協整與Granger因果關係研究[J].商業研究，2013（4）：122-126.
[5] RUAN Q S，WANG Y，LU X S，et al.Cross-correlations between Baltic Dry Index and crude oil prices[J].Physica A Statistical Mechanics and Its Applications，2016（453）：278-289.
[6] 丁研，嚴廣樂.中國GDP指數對BDI指數的吸引力研究[J].上海理工大學學報，2015（37）：199-204.
[7] 譚小芬，劉陽，張明.國際大宗商品價格波動：中國因素有多重要――基於1997―2012年季度數據和VECM模型的實證研究[J].國際金融研究，2014（10）：75-86.
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