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　　好了，这里，不那么懂金融的杂杂妹也来露一手，根据2020年纽约黄金期货与中金黄金A股也来写篇“报告”吧！

　　2020年，由于公共卫生事件席卷全世界，作为避险投资的纽约黄金期货价格带动美国纽约商品交易所（NYCE）黄金期货连续价格以美元计算从年初每盎司1520美元上升至年末的1838美元/盎司，涨幅达23.85%。至于中金黄金（600489.sh）股价则上涨了3.89%。两者价格联动看上去似乎关系不大，但是将纽约商品交易所黄金期货主力合约价格换算成人民币/克计算，又能发现显著的关联性。故本文旨在通过相关性研究、格兰杰因果检测美国纽约黄金期货与中金黄金股票在市场上买卖的金额联动机制做一简要分析。

　　“盛世古董乱世黄金”，这是投资界千百年来总结的一句名言。在2020年国际大宗商品的价值因公共卫生事件发生重动，不少国家和地区的期货和股票市场都出现了持续数天至十余天的停市。然而，中国上海证券交易所挂牌的“中金黄金”股票和美国纽约商品交易所挂牌的黄金期货价格因资金避险需求出现了大幅上涨。

　　鉴于公共卫生事件先是在1月20日前后，于武汉爆发，致使中国春节商品期货和股票交易暂停，再是在5月份导致了美国全境暂停，美国纽约商品交易所黄金期货价格也在5月25日至6月15日间暂停，故本研究仅以中美两国共同开市的日期，将纽约商品交易所黄金期货收盘价（以当日汇率用人民币/克换算，小数点后四舍五入法取两位）和中国上海期货商品交易所、中国上海证券交易所上市之中金黄金A股（600489.sh）做一比较，借此管窥2020年纽约商品交易所金价与中金黄金A股价格联动机制。

　　本文使用通用计量经济学、医学与社会调查工具SPSSAU在线版（为基础分析软件，通过“同花顺免费版、大智慧免费版”选取数据，以各日收盘价为研究标的，去除中美两国任一不开市的交易日37个，以剩余213个交易日为标的，得出具有相同时间轴的数据如下——

　　由于纽约黄金期货主力合约交易量大、交割量高，对黄金现货价格影响巨大，堪称全球黄金期货价格的“风向标”，且每日交易时间长达22小时之后，接受全球各地交易者以美元账户交易，故在此换算纽约黄金期货按照每交易日人民币汇率相乘，并根据上海期货交易所挂牌的黄金期货报价规则，即为“人民币元/克，保留小数点后2位数字”进行逐日换算。

　　式①中，NYCEgold（CNY·F）为纽约黄金期货人民币价格，NYCEgold（CNY·F）为纽约黄金期货美元价格，Exusdcny（sc）当日人民币（在岸）汇率收盘价，OZ（gold）为金制盎司，取31.1035克。小数点后保留两位数，以四舍五入法记取。

　　另外，根据笔者整理，2020年中金黄金和纽约商品交易所黄金期货主力合约共有223个共同交易日，其中上海证券交易所上市之“中金黄金”A股除了中国的“东亚春节”、“清明节”、“劳动节”、“国庆节”小长假外，还在1月24日至2月2日间因公共卫生事件休市多日，全年共242个交易日，而美国纽约商品交易所除了“圣诞节”外，还因公共卫生事件在5至6月间休市多天，全年共有233个交易日，扣除中国市场因故休市交易日后，两者有共同交易日223个，故样本数有223个。

　　值得一提的是，在换算美国纽约商品交易所黄金期货主力合约价格时，使用了同期一直在交易的美元兑人民币在岸价格进行换算，导致了“纽约黄金期货人民币价格”包含了隐藏的变量（美元兑人民币汇率），影响了原假设序列的平稳性，故本文作者在进行格兰杰分析前，不进行ADF检测。

　　表2-2：“中金黄金与纽约黄金期货2020年行情”VAR模型基本信息参数表格

　　为检测样本中暗含或显含的随机误差项对系统变量的动态影响，从而便利于进行2020年全年“中金黄金”和“纽约商品交易所黄金期货”（人民币/克）价格行情的相关性研究，本研究以2阶滞后期数，得12期预测期数如下表：

　　从上表能够准确的看出,表2-3研究涉及的表格AIC准则时应该以2阶为准，BIC准则时应该以2阶为准，FPE准则时应该以2阶为准，HQIC准则时应该以2阶为准。4个指标值中最小值为2阶，因而SPSSAU最终以2阶为准构建VAR模型。

　　从表2-4和图2-2（AR特征根图）可知，纽约黄金期货人民币价格（元/克）= 8.901+1.057*L1.纽约黄金期货人民币价格（元/克）-1.527*L1.中金黄金（元/股）-0.076*L2.纽约黄金期货人民币价格（元/克）+1.372*L2.中金黄金（元/股），中金黄金（元/股）= -0.411+0.020*L1.纽约黄金期货人民币价格（元/克）+0.787*L1.中金黄金（元/股）-0.017*L2.纽约黄金期货人民币价格（元/克）+0.114*L2.中金黄金（元/股），同时特征根值均在单位圆之内，意味着构建的VAR模型稳定性较好，数据平稳性亦较佳。能够直接进行相关性研究。

　　本研究相关性研究使用协方差法，协方差CoV(X,Y)是描述二维随机变量两个分量间相互关联程度的一个特征数，根据协方差，可计算2个特征向量之间的关系，若E{[X-E（X）][Y-E(Y)}]，则称此为数学期望为X与Y的协方差。如果cov（X，Y）0，X和Y就是正相关，如果cov（X,Y）0，则为负相关，,如果Cov（X，Y）=0，则为不相关。当特征向量数大于2时，用协方差矩阵可以便捷求出相关性。

　　将2020年中金黄金逐日收盘价和纽约黄金期货逐日收盘价（以人民币/克计算）进行相关性研究，可得下图——

　　图3-1：2020年中金黄金股票在市场上买卖的金额走势与纽约黄金期货价格趋势相关性分析（数据来源：同花顺）

　　其中，X样本为“纽约黄金期货人民币价格”，Y样本为“中金黄金每股价格”。

　　代入X、Y，计算②式可得，中金黄金与纽约黄金期货（人民币/克计价）在2020年1月2日至12月31日收盘价之间的相关性系数Rxy为0.861468028，大于0.5，故中金黄金股票和纽约黄金期货价格在该年233个共同交易日中，呈现显著正相关关系。

　　OLS（普通最小二乘）回归的原理于，在平面直角坐标系中，散点到拟合直线之间距离平方和最小时（残差平方和最小），便可得到一条最佳直线，这样一来，最小化误差的平方和，可寻找到数据的最佳微匹配。

　　因此，OLS回归对于具有相关性的两组变量的检测，并解释其原因有着不可或缺的重要意义，此外由于其是最简单的线性回归模型，也在以电子交易方式为主的金融市场中被用于论证同一品种（如在香港和上海同时上市的公司股票）跨市套利交易的可能性。

　　在这里，笔者将“中金黄金2020年价格趋势”和“美国纽约商品期货交易所黄金期货主力合约价格趋势”默认为皆包括了2020年1月2日至12月30日的信息，将因变量分别设置为“中金黄金”和“纽约商品交易所黄金期货”

　　从上表可知，将纽约黄金期货人民币价格（元/克）作为自变量进行OLS回归分析，从上表可以看出，模型R方值为0.742，意味着纽约黄金期货人民币价格（元/克）可以解释中金黄金（元/股）的74.21%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=636.012，p=0.0000.05)，也即说明纽约黄金期货人民币价格（元/克）一定会对中金黄金（元/股）产生影响关系，以及模型公式为：中金黄金（元/股）=-3.262 + 0.032*纽约黄金期货人民币价格（元/克）。

　　纽约黄金期货人民币价格（元/克）的回归系数值为0.032，并且呈现出0.01水平显著性(t=25.219，p=0.0000.01)，意味着纽约黄金期货人民币价格（元/克）会对中金黄金（元/股）产生显著的正向影响关系。总结分析可知：纽约黄金期货人民币价格（元/克）全部均会对中金黄金（元/股）产生显著的正向影响关系。

　　表4-2：因变量为“纽约黄金期货价格”的OLS回归分析结果 (n=223)

　　从上表可知，将中金黄金（元/股）作为自变量进行OLS回归分析，从上表可以看出，模型R方值为0.742，意味着中金黄金（元/股）可以解释纽约黄金期货人民币价格（元/克）的74.21%变化原因。对模型进行F检验时发现模型通过F检验(F=636.012，p=0.0000.05)，也即说明中金黄金（元/股）一定会对纽约黄金期货人民币价格（元/克）产生影响关系，以及模型公式为：纽约黄金期货人民币价格（元/克）=177.767 + 23.232*中金黄金（元/股）。最终具体分析可知：

　　中金黄金（元/股）的回归系数值为23.232，并且呈现出0.01水平显著性(t=25.219，p=0.0000.01)，意味着中金黄金（元/股）会对纽约黄金期货人民币价格（元/克）产生显著的正向影响关系。

　　总结分析可知：中金黄金（元/股）全部均会对纽约黄金期货人民币价格（元/克）产生显著的正向影响关系。

　　由表4-1、4-2分析可知，纽约黄金期货和中金黄金股票价格趋势存在高度相关的正关系，两者在2020年的价格可以说是正好彼此联动。

　　为了进一步分析中金黄金股价和纽约商品交易所黄金期货价格之间在2020年间显著相关的联动原因，本文作者又使用了逐步回归分析法。逐步回归与回归分析区别在于，逐步回归模型会自动识别出有显著性的自变量(X)，不具有显著性的X会自动移出模型。在这里，作者使用逐步分析的逐步法可得：

　　表5-1：以“纽约黄金期货价格”为因变量的逐步回归分析结果 (n=223)

　　通过表5-1，将中金黄金（元/股）作为自变量，而将纽约黄金期货人民币价格（元/克）作为因变量进行逐步回归分析(具体回归方式为：逐步stepwise法)，经过模型自动识别，最终余下中金黄金（元/股·右轴）一共1项在模型中，R方值为0.742，意味着中金黄金价格（元/股）可以解释纽约黄金期货人民币价格（元/克）的74.2%变化原因。而且模型通过F检验(F=636.012，p=0.0000.05)，说明模型有效。以及模型公式为：纽约黄金期货人民币价格（元/克）=177.767 + 23.232*中金黄金（元/股）。

　　中金黄金（元/股）的回归系数值为23.232(t=25.219，p=0.0000.01)，意味着中金黄金（元/股·右轴）会对纽约黄金期货人民币价格（元/克）产生显著的正向影响关系。

　　总结分析可知：中金黄金（元/股·右轴）会对纽约黄金期货人民币价格（元/克）产生显著的正向影响关系。

　　表5-2：以“中金黄金股票在市场上买卖的金额”为因变量的逐步回归分析结果 (n=223)

　　通过表5-2可知将纽约黄金期货人民币价格（元/克）作为自变量，而将中金黄金（元/股）作为因变量进行逐步回归分析(具体回归方式为：逐步stepwise法)，经过模型自动识别，最终余下纽约黄金期货人民币价格（元/克）一共1项在模型中，R方值为0.742，意味着纽约黄金期货人民币价格（元/克）可以解释中金黄金（元/股）的74.2%变化原因。而且模型通过F检验(F=636.012，p=0.0000.05)，说明模型有效。以及模型公式为：中金黄金（元/股·右轴）=-3.262 + 0.032*纽约黄金期货人民币价格（元/克）。

　　纽约黄金期货人民币价格（元/克）的回归系数值为0.032(t=25.219，p=0.0000.01)，意味着纽约黄金期货人民币价格（元/克）会对中金黄金（元/股·右轴）产生显著的正向影响关系。总结分析可知：纽约黄金期货人民币价格（元/克）会对中金黄金（元/股·右轴）产生显著的正向影响关系。

　　而通过对比表5-1、表5-2的D-W值可知，因变量“纽约商品交易所黄金期货价格”的D-W值更接近于0，在时间序列上自相关性更强，行情更为独立。

　　鉴于因变量“纽约商品交易所黄金期货价格”自相关性更强，行情更为独立，故很可能存在2020年间“纽约商品期货交易所黄金期货价格”带动“中金黄金股票在市场上买卖的金额”的原因，笔者使用格兰杰检验进行了进一步分析，可得：

　　中金黄金（元/股·右轴）不是纽约黄金期货人民币价格（元/克）的格兰杰原因

　　纽约黄金期货人民币价格（元/克）不是中金黄金（元/股·右轴）的格兰杰原因

　　第二：如果p值大于0.05则接受原假设，即说明X1不是X2的格兰杰原因；

　　通过表5-1所示：本次格兰杰因果检验时，滞后阶数为2阶：针对中金黄金（元/股）不是纽约黄金期货人民币价格（元/克）的格兰杰原因，p值=0.590=0.05，因而接受原假设，意味着中金黄金（元/股·右轴）不是纽约黄金期货人民币价格（元/克）的格兰杰原因。

　　针对纽约黄金期货人民币价格（元/克）不是中金黄金（元/股·右轴）的格兰杰原因，p值=0.0000.05，因而拒绝原假设，意味着X1是X2的格兰杰原因。总结可知，本次研究指标间之间部分存在格兰杰原因，部分不存在格兰杰原因。

　　本研究说明，2020年“纽约商品交易所黄金期货”的人民币逐日收盘价影响了同日的“中金黄金”A股收盘价，2020年“纽约商品交易所黄金期货”的人民币逐日收盘价比起“中金黄金”A股收盘价行情更为独立。

　　鉴于“纽约商品交易所黄金期货价格”更能影响上海证券交易所挂牌的“中金黄金”股票在市场上买卖的金额，以“纽约商品交易所黄金期货价格”为先导，在周线级交易中买卖中金黄金股票，获利概率较大。

　　当然，本研究仅以2020年数据为例，并没考虑纽约商品交易所黄金期货规则的变化，以及上海证券交易所交易规则可能的变化，还有中金黄金股份有限公司业绩、分红、派股、缩股、或然债务等方面的变化，这些研究还待未来进一步细化。

　　[2]陈希孺, 倪国熙. 数理统计学教程[M]. 中国科学技术大学出版社, 2009.返回搜狐，查看更加多