盧才武，黃玉森，徐家越，阮順領(lǐng)

(1.西安建筑科技大學(xué)管理學(xué)院，陜西 西安 710055；2.西安建筑科技大學(xué)資源工程學(xué)院，陜西 西安 710055)

0 引 言

鉬礦資源是我國重要的優(yōu)勢礦產(chǎn)資源，鉬及其合金憑借優(yōu)良的導(dǎo)熱、導(dǎo)電、高強(qiáng)度、高熔點(diǎn)、耐高溫、耐磨、耐腐蝕等特性，廣泛應(yīng)用于國防軍工、航空航天、電子通訊、機(jī)械加工、冶金、石油化工等領(lǐng)域，是保障我國經(jīng)濟(jì)建設(shè)、維護(hù)國家安全、促進(jìn)高新技術(shù)發(fā)展不可或缺的基礎(chǔ)原材料，對我國的經(jīng)濟(jì)安全和社會(huì)穩(wěn)定具有重要的影響，被譽(yù)為“未來金屬”的代表[1]。但是，由于長期忽視了利用優(yōu)勢資源來控制、影響全球市場，其戰(zhàn)略效益沒有得以發(fā)揮，在礦產(chǎn)資源的全球化戰(zhàn)略中沒有起到應(yīng)有的作用，導(dǎo)致鉬金屬礦產(chǎn)出現(xiàn)“優(yōu)勢不優(yōu)”的行業(yè)現(xiàn)象[2-3]。

在我國，鉬礦產(chǎn)業(yè)對鉬礦石的進(jìn)出口有著較高依賴度，同時(shí)受下游鋼鐵行業(yè)影響較大，這使得我國的鉬礦市場除了受國內(nèi)宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)整影響外，還受到諸多國際經(jīng)濟(jì)環(huán)境影響[4]。同時(shí)，目前整個(gè)鉬礦行業(yè)的供應(yīng)鏈結(jié)構(gòu)不穩(wěn)定并且供需結(jié)構(gòu)仍不合理，使得鉬礦石的價(jià)格容易受到市場供需信息的影響。可見，我國鉬材市場價(jià)格同時(shí)受到內(nèi)外因素的交互作用，容易出現(xiàn)較大的波動(dòng)。因此，從分析鉬材價(jià)格波動(dòng)特征的角度出發(fā)，挖掘價(jià)格中的隱藏信息并分析其動(dòng)因，對國內(nèi)鉬礦產(chǎn)業(yè)借助“一帶一路”快車，發(fā)揮鉬資源稟賦優(yōu)勢，調(diào)和國內(nèi)外鉬精礦市場，改善供應(yīng)鏈結(jié)構(gòu)具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。為此，本文以國內(nèi)鉬精礦月度價(jià)格為研究對象，應(yīng)用GARCH簇多種模型從波動(dòng)的集聚特性、“杠桿效應(yīng)”、市場運(yùn)作特征等多方面對國內(nèi)鉬材價(jià)格波動(dòng)特性進(jìn)行研究，對鉬材價(jià)格波動(dòng)的變化特點(diǎn)、信息特征及其動(dòng)因進(jìn)行探討。

1 研究方法

目前，基于時(shí)間序列的波動(dòng)特征建模研究很多，可追溯到ENGEL[5]針對時(shí)間序列數(shù)據(jù)中存在自相關(guān)問題而提出的ARCH模型。隨后，有學(xué)者拓展出不同功能差異的GARCH簇模型，主要應(yīng)用于金融市場價(jià)格數(shù)據(jù)波動(dòng)分析及風(fēng)險(xiǎn)預(yù)測[6]。 基礎(chǔ)的ARCH(q)模型定義見式(1)和式(2)。

Xt=a0+a1xt-1+a2xt-2+…+apxt-p+ut

(1)

(2)

式中：{Xt}為平穩(wěn)時(shí)間序列；{ut}為白噪聲序列。

(3)

ENGLE等[8]為了衡量市場價(jià)格波動(dòng)中收益與風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，對GARCH模型改進(jìn)，在均值方程中引入反映風(fēng)險(xiǎn)因子的條件方差項(xiàng)，即GARCH-M模型，見式(4)。

(4)

式(4)中，ρ為條件方差的倍數(shù)，反映當(dāng)期風(fēng)險(xiǎn)波動(dòng)對收益的沖擊程度，代表風(fēng)險(xiǎn)與收益關(guān)系的權(quán)衡。若ρ顯著為正，表明該市場具有高風(fēng)險(xiǎn)、高收益的特征。但是無法解釋現(xiàn)實(shí)時(shí)間序列中“非對稱性”存在現(xiàn)象。為此，學(xué)者們嘗試在條件方差方程中引入不同權(quán)重滯后期的殘差來描述數(shù)據(jù)序列中存在的杠桿效應(yīng)，量化正負(fù)不同的殘差序列對條件方差的影響。NELSON[9]提出一種指數(shù)形式表達(dá)的條件方差方程，即EGARCH模型。在有效捕捉“非對稱”現(xiàn)象的同時(shí)，也保證條件方差方程中系數(shù)非負(fù)的前提假設(shè)，即EGARCH模型的條件方差，見式(5)。

(5)

式(5)中，系數(shù)γ值反映數(shù)據(jù)波動(dòng)中的“杠桿效應(yīng)”：當(dāng)γ<0時(shí)，表明“杠桿效應(yīng)”存在，負(fù)向沖擊對數(shù)據(jù)波動(dòng)的影響更大；當(dāng)γ>0時(shí)，正向沖擊引起的波動(dòng)大于負(fù)向沖擊；當(dāng)γ=0時(shí)，表明正負(fù)沖擊對稱。DING等[10]對GARCH模型進(jìn)行改進(jìn)，引入反映“非對稱效應(yīng)”的γ值和標(biāo)準(zhǔn)偏差系數(shù)δ，即PARCH模型，其條件方差方程見式(6)。

(6)

式(6)中，若γ值大于0，則存在杠桿效應(yīng)，否則，說明正向沖擊所引起的市場波動(dòng)更大。ZAKOIAN[11]提出的門限ARCH模型(TARCH)，通過在條件方差方程中引入一個(gè)虛擬“杠桿效應(yīng)”因子來描述數(shù)據(jù)波動(dòng)中存在的“杠桿效應(yīng)”，即TARCH模型見式(7)。

(7)

2 實(shí)證數(shù)據(jù)描述與預(yù)處理

2.1 價(jià)格數(shù)據(jù)波動(dòng)趨勢描述

本文采用國內(nèi)鉬精礦(45%)月份平均價(jià)格為研究對象，選取2003年1月—2019年5月的月度數(shù)據(jù)為樣本，部分缺失數(shù)據(jù)采取相鄰月份鉬精礦價(jià)格的平均值來進(jìn)行補(bǔ)充，數(shù)據(jù)來源為安泰科、CBC中國鉬材數(shù)據(jù)庫、中國有色金屬工業(yè)協(xié)會(huì)、美國金屬周刊及《中國有色金屬工業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》等。該樣本有效個(gè)案數(shù)總計(jì)197列，最大值為6 494元/t度，最小值為660元/t度，總體平均值2 282.73元/t度，標(biāo)準(zhǔn)差為1 369.72，其偏度值為1.122，表明鉬精礦價(jià)格時(shí)間序列具有不對稱性且右偏分布，長尾拖右側(cè)，峰度值為3.189，表示分布曲線與正態(tài)分布相比較為陡峭。K-S正態(tài)檢驗(yàn)值為0.223***，說明樣本時(shí)間序列不成正態(tài)分布，表明鉬精礦價(jià)格波動(dòng)趨勢存在信息特征未被提取。具體的描述統(tǒng)計(jì)見表1。

鉬精礦價(jià)格在選取時(shí)間范圍內(nèi)存在明顯波動(dòng)，見圖1。2003—2004年，國內(nèi)鉬精礦價(jià)格急劇上升，原因主要有以下兩點(diǎn)：國際市場方面，受全球經(jīng)濟(jì)逐步回暖影響，國際鉬市場出現(xiàn)供不應(yīng)求，拉動(dòng)國內(nèi)鉬市場價(jià)格持續(xù)上漲；國內(nèi)市場方面，下游產(chǎn)業(yè)鋼鐵工業(yè)迅速發(fā)展，引發(fā)鉬精礦等原材料供應(yīng)緊張。 2005年，國內(nèi)鉬精礦價(jià)格出現(xiàn)劇烈波動(dòng)情況，是由于中國政府對鉬行業(yè)出臺了一系列宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控，如：1月1日，取消鉬鐵的出口退稅；5月1日，取消氧化鉬的出口退稅等。對國內(nèi)出現(xiàn)的亂采濫挖、采富棄貧等現(xiàn)象進(jìn)行治理，旨在對國內(nèi)鉬工業(yè)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，淘汰落后生產(chǎn)工業(yè)，防止投資過熱。2008年11月之后，受國際金融危機(jī)影響，世界經(jīng)濟(jì)增速回落，拉動(dòng)鉬需求增長的鋼鐵工業(yè)需求低迷，鉬精礦價(jià)格出現(xiàn)急劇下降，主要鉬消費(fèi)廠商購買力不足，國內(nèi)鉬市場庫存過剩。2009—2015年，鉬需求持續(xù)低迷，鉬精礦價(jià)格在局部起伏波動(dòng)中保持下降趨勢；2016年之后，隨著鋼鐵工業(yè)供給側(cè)改革持續(xù)推進(jìn)深化，供需基本面持續(xù)改善，鉬精礦價(jià)格總體振蕩回升。

表1 鉬精礦價(jià)格的統(tǒng)計(jì)描述Table 1 Statistical description of molybdenumconcentrate prices

圖1 鉬精礦價(jià)格波動(dòng)趨勢圖Fig.1 Molybdenum concentrate price fluctuationtrend chart

2.2 數(shù)據(jù)預(yù)處理

2.2.1 ADF檢驗(yàn)

由圖1價(jià)格波動(dòng)趨勢圖初步推斷，該時(shí)間序列不具有平穩(wěn)性，并出現(xiàn)斷崖式下跌，通過對鉬精礦原始價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果表明原始數(shù)據(jù)沒有足夠理由拒絕具有單位根的原假設(shè)，不能直接用于相關(guān)性回歸分析。因此，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理，根據(jù)ADF統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)一次差分后的時(shí)間序列通過1%的顯著性水平的單位根檢驗(yàn)。其具體檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 單位根檢驗(yàn)結(jié)果Table 2 Unit root test results

2.2.2 自相關(guān)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確定模型回歸的具體階數(shù)及形式，對差分后的時(shí)間序列進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果見圖2。通常認(rèn)為，當(dāng)相關(guān)系數(shù)AC值及PAC取值在[-0.125,0.125]之間時(shí)，則有95%的置信水平認(rèn)為該時(shí)間序列無關(guān)。通過對數(shù)據(jù)的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果分析，其滯后1階、5階的AC值及PAC值均大于0.125，2階的AC值接近-0.125。因此，初步推斷，DM存在明顯1階、5階自相關(guān)，可能存在2階、4階自相關(guān)；在DM時(shí)間序列中，對過去的價(jià)格信息具有明顯的記憶性且波動(dòng)具有集簇性。

圖2 DM相關(guān)性檢驗(yàn)圖Fig.2 DM correlation check chart

2.3 鉬精礦價(jià)格ARCH模型檢驗(yàn)

由自相關(guān)檢驗(yàn)可知，差分后的時(shí)間序列DM存在明顯的自相關(guān)性。表3展示了4種不同的自回歸模型擬合結(jié)果。模型(1)～模型(4)統(tǒng)計(jì)量D.W.、AIC、SC及調(diào)整后的R2統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)結(jié)果都比較相近且具有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的檢驗(yàn)意義，表明模型整體擬合效果良好。 從各滯后期的回歸參數(shù)的顯著性水平看，模型(1)和模型(3)的DMt-4回歸系數(shù)不顯著，結(jié)果沒有拒絕回歸系數(shù)為零的原假設(shè)；模型(2)和模型(4)中各滯后期的回歸系數(shù)均具有統(tǒng)計(jì)學(xué)的意義，在99%的置信水平上，故選取了滯后期較多模型(2)繼續(xù)研究。

在模型(2)的回歸結(jié)果中，當(dāng)期的鉬精礦價(jià)格受著滯后1階、2階、5階的影響，滯后1階、5階對當(dāng)期鉬精礦價(jià)格有一個(gè)正向影響，影響系數(shù)之和為0.548;滯后2階對當(dāng)前價(jià)格存在一個(gè)負(fù)向影響，影響系數(shù)為-0.198，在一定程度上制約著價(jià)格無限制的上漲，保持鉬精礦價(jià)格在一個(gè)合理的區(qū)間波動(dòng)。

表3 DM自回歸模型擬合結(jié)果Table 3 DM autoregressive model fitting results

進(jìn)一步對模型(2)的殘差序列進(jìn)行條件異方差檢驗(yàn)，結(jié)果見圖3。 由圖3可知，差分后的鉬精礦價(jià)格波動(dòng)呈現(xiàn)出明顯的波動(dòng)集群現(xiàn)象。 Heteroskedasicity檢驗(yàn)中統(tǒng)計(jì)量F=4.415***和Chi-Square=43.310***，表明在1%的顯著性水平下，認(rèn)為DM價(jià)格序列拒絕殘差不存在ARCH效應(yīng)的原假設(shè)，因此，建立ARCH類模型進(jìn)行鉬精礦價(jià)格時(shí)間序列的波動(dòng)分析。

圖3 DM殘差序列圖Fig.3 DM residual sequence diagram

3 實(shí)證結(jié)果分析與討論

3.1 實(shí)證結(jié)果分析

表4 DM序列GARCH簇模型估計(jì)結(jié)果Table 4 DM sequence GARCH cluster model estimation results

觀察模型GARCH(1,0)與模型GARCH(1,1)，反映波動(dòng)集簇性的α值在1%顯著性水平下顯著，表明鉬精礦價(jià)格波動(dòng)具有明顯的集簇特性。在模型GARCH(1,1)中，方差方程中各項(xiàng)回歸系數(shù)之和遠(yuǎn)大于1，盡管β值-0.008并不具有顯著性，考慮到其遠(yuǎn)小于α值，因此認(rèn)為鉬精礦價(jià)格的條件方差所受外部影響是不斷消散的，即外部沖擊對國內(nèi)鉬精礦價(jià)格的波動(dòng)僅具有短期效應(yīng)。

模型PARCCH(1,1)中，較模型GARCH(1,1)增加了用來反映標(biāo)準(zhǔn)偏差參數(shù)的δ值及描述信息對稱性的γ值，在方差回歸模型中，參數(shù)γ值通過1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明鉬精礦價(jià)格波動(dòng)中存在“杠桿效應(yīng)”。為了進(jìn)一步驗(yàn)證信息對市場價(jià)格反饋的大小及方向，對模型TARCH(1,1)與模型EARCH(1,1)進(jìn)行比較，在1%的顯著性水平下，方差方程各回歸系數(shù)值都具有統(tǒng)計(jì)意義。在TARCH(1,1)模型中，表征“杠桿效應(yīng)”的γ值為1.341，說明在國內(nèi)鉬精礦市場中，當(dāng)市場中價(jià)格上漲時(shí)上期殘差方差對當(dāng)期方差產(chǎn)生0.837倍的沖擊，而當(dāng)價(jià)格下跌時(shí)，對當(dāng)期方差產(chǎn)生2.178倍沖擊；在模型EARCH(1,1)中，方差方程γ值的回歸系數(shù)為-0.279，說明鉬精礦價(jià)格波動(dòng)存在非對稱性，當(dāng)市場中出現(xiàn)“好消息”時(shí)，會(huì)對鉬精礦市場產(chǎn)生1.210倍影響，而當(dāng)出現(xiàn)同等效力的“壞消息”時(shí)，鉬精礦市場受到1.489倍沖擊。

在模型GARCH-M(1,1)中，表征風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)因子的系數(shù)值ρ為20.104，在1%的顯著性水平下，認(rèn)為國內(nèi)鉬精礦市場具有高風(fēng)險(xiǎn)高報(bào)酬的特點(diǎn)。

綜合考慮各模型參數(shù)的回歸結(jié)果及檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量AIC、SC值，為得到最優(yōu)的擬合效果模型，根據(jù)表4中6種模型，在AIC值、SC值基本保持一致的前提下，唯有TARCH(1,1)模型各參數(shù)回歸系數(shù)值在5%的顯著水平下顯著，表明TARCH(1,1)模型具有較優(yōu)地?cái)M合效果，能較好地解釋鉬精礦市場的波動(dòng)特性。

鉬精礦價(jià)格波動(dòng)的TARCH(1,1)回歸結(jié)果如下所述。

均值方程，見式(8)。

DMt=27.950**+0.302***DMt-1-

(1.895) (3.732)

0.156***DMt-2+0.064***DMt-5

在醫(yī)院感染控制工作中,關(guān)注醫(yī)院重點(diǎn)科室、重點(diǎn)部門與重點(diǎn)環(huán)節(jié)的院感管理質(zhì)控。對一些免疫力相對低下的老年慢性病、消耗性以及創(chuàng)傷性疾病的患者還有危重患者要作為醫(yī)院感染控制的重點(diǎn)人群,做好對病人的家屬以及醫(yī)護(hù)人員消毒與防護(hù)。因?yàn)?這些人不僅僅是感染的受害者,還有可能成為感染的散播者以及感染源。要對探訪進(jìn)行限制,盡量避免探訪,醫(yī)護(hù)人員還要做好自己的防護(hù)工作,這樣才能夠盡最大限度的降低感染率。將病區(qū)當(dāng)中的突發(fā)事件、不良事件歸入到護(hù)理部日常管理工作中,與醫(yī)院感染管理科進(jìn)行及時(shí)信息溝通,從而有效的控制不安全因素[3]。

(-2.334) (2.411)

(8)

條件方差方程，見式(9)。

(4.587) (3.338)

(-14.594) (1.878)

(9)

為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蚑ARCH(1,1)是否對可以對鉬精礦價(jià)格波動(dòng)中存在的ARCH效應(yīng)做出解釋，本文基于擬合模型的標(biāo)準(zhǔn)殘差序列ηt進(jìn)行ARCH檢驗(yàn)。圖4是DM價(jià)格序列TARCH(1,1)模型的標(biāo)準(zhǔn)殘差序列的自回歸圖。

圖4 模型TARCH(1,1)殘差序列自回歸圖Fig.4 Autoregressive graph of TARCH(1,1) residual sequence

從圖4檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，擬合統(tǒng)計(jì)量Prob值始終都大于0.05的顯著性水平，初步判斷殘差序列不存在自相關(guān)性，進(jìn)一步通過LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)殘差序列ηt的ARCH效應(yīng)。結(jié)果顯示，檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量LM的Prob值為0.994，大于顯著性水平0.05，接受原假設(shè)，認(rèn)為模型TARCH(1,1)可以對鉬精礦價(jià)格波動(dòng)中的ARCH效應(yīng)進(jìn)行提取解釋，再次證明模型擬合估計(jì)的有效性。

為此，本文在均值回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，以TARCH回歸擬合模型為主，其余GARCH簇模型回歸結(jié)果為輔討論鉬精礦價(jià)格波動(dòng)特征，研究發(fā)現(xiàn)以下幾方面特點(diǎn)。

1) 鉬精礦當(dāng)期價(jià)格受滯后期影響較大，即價(jià)格波動(dòng)具有集簇性。 價(jià)格滯后1階、5階對當(dāng)前價(jià)格有正向影響，影響系數(shù)分別為0.302、0.064，但滯后2階對當(dāng)前價(jià)格產(chǎn)生明顯的負(fù)向影響，影響系數(shù)為0.156。

2) 國內(nèi)鉬精礦市場具有顯著的高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)特征，且價(jià)格波動(dòng)信息所引起的市場沖擊并不具有累積效應(yīng)。即國內(nèi)鉬精礦市場具有一定的市場化運(yùn)作特征，受供需關(guān)系調(diào)控，具有一定程度的自我調(diào)節(jié)能力。

3) 國內(nèi)鉬精礦價(jià)格波動(dòng)具有非對稱性，即市場波動(dòng)對價(jià)格下跌信息更敏感。當(dāng)市場價(jià)格發(fā)生單位波動(dòng)時(shí)，上漲信息帶來0.837倍的正向市場沖擊，下跌信息帶來2.178倍的負(fù)向市場沖擊。

3.2 討論

綜上，國內(nèi)鉬精礦市場具有高風(fēng)險(xiǎn)高報(bào)酬的行業(yè)特征，價(jià)格波動(dòng)具有明顯的集簇性，不同方向的價(jià)格波動(dòng)信息對市場的沖擊不同，即價(jià)格下跌所引起鉬精礦市場價(jià)格波動(dòng)要大于價(jià)格上漲信息所引起的波動(dòng)，且這些波動(dòng)沖擊并不具有長期效應(yīng)。出現(xiàn)此種情況的原因有以下三點(diǎn)。

1) 產(chǎn)業(yè)鏈參與主體的異質(zhì)信念。市場參與者的決策行為主要是根據(jù)自身所掌握的信息來對價(jià)格波動(dòng)進(jìn)行響應(yīng)，政策及宏觀經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定性反而會(huì)加劇不同主體間的異質(zhì)信念，使得樂觀的市場參與主體更加狂熱，而悲觀的參與者則對市場前景更加的悲觀，從而各自強(qiáng)化了對市場極點(diǎn)的判斷。而鉬精礦產(chǎn)品具有較低的供給價(jià)格彈性，在產(chǎn)業(yè)鏈不同主體反復(fù)博弈中，趨利者在獲得高額報(bào)酬同時(shí)也承擔(dān)著高風(fēng)險(xiǎn)。

2) 礦業(yè)特有的強(qiáng)資產(chǎn)專用性。鉬礦開發(fā)企業(yè)一次投入高，固定資產(chǎn)投資比重大且具有很強(qiáng)的專用性，當(dāng)市場下行時(shí)，高額的沉淀成本及較高的退出壁壘，加劇鉬精礦市場經(jīng)濟(jì)價(jià)格波動(dòng)。

3) 鉬精礦產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈較短，主體依賴下游鋼鐵行業(yè)需求拉動(dòng)，縱向較短的產(chǎn)業(yè)鏈流動(dòng)和橫向產(chǎn)業(yè)鏈的集中化使得鉬產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈各環(huán)節(jié)穩(wěn)定性較高。當(dāng)發(fā)生市場信息變動(dòng)時(shí)，鉬礦企業(yè)能在較短時(shí)間內(nèi)明確沖擊的大小及影響范圍，使得鉬精礦的供需處于可控范圍之內(nèi)。但是，鉬精礦產(chǎn)品產(chǎn)業(yè)鏈上各節(jié)點(diǎn)主體在信息獲取能力及風(fēng)險(xiǎn)的應(yīng)對能力存在較大差異，引起產(chǎn)業(yè)鏈上各節(jié)點(diǎn)之間接受信息時(shí)發(fā)生扭曲，導(dǎo)致鉬精礦價(jià)格在短期波動(dòng)中出現(xiàn)集簇現(xiàn)象。

4 結(jié)論與啟示

本文以2003年1月—2019年5月份國內(nèi)鉬精礦月度價(jià)格數(shù)據(jù)為樣本，基于多種GARCH簇模型對鉬精礦價(jià)格波動(dòng)的特征進(jìn)行實(shí)證分析。實(shí)證結(jié)果表明：第一，國內(nèi)鉬精礦市場具有高風(fēng)險(xiǎn)高報(bào)酬行業(yè)特征；第二，國內(nèi)鉬精礦市場的價(jià)格波動(dòng)具有集簇性，即當(dāng)期的鉬精礦價(jià)格信息對滯后期的價(jià)格信息具有一定的記憶性，波動(dòng)形式上呈現(xiàn)大波動(dòng)后面跟隨大波動(dòng)，小波動(dòng)后面跟隨小波動(dòng)；第三，鉬精礦波動(dòng)存在“杠桿效應(yīng)”，即價(jià)格下跌信息引起的鉬精礦市場的價(jià)格波動(dòng)要大于價(jià)格上漲信息引發(fā)的波動(dòng)；第四，外部沖擊對鉬精礦價(jià)格波動(dòng)的沖擊僅具有短期效應(yīng)。通過研究結(jié)果映射出，我國鉬精礦產(chǎn)業(yè)鏈存在著縱向偏短、橫向較為集中的特點(diǎn)，參與主體在進(jìn)行投資時(shí)，存在著投機(jī)心理，且缺乏一定的市場信息獲取和風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對能力。

基于此，研究結(jié)論深入了對當(dāng)前國內(nèi)鉬精礦市場認(rèn)知，進(jìn)而為充分發(fā)揮鉬資源戰(zhàn)略礦產(chǎn)資源的作用提出以下建議。

1) 積極開拓鉬礦產(chǎn)業(yè)下游市場，助力產(chǎn)業(yè)升級改造。政府應(yīng)制定合理有效的產(chǎn)業(yè)政策，給予一定的科技創(chuàng)新補(bǔ)貼，支持新產(chǎn)品技術(shù)攻關(guān)，開發(fā)鉬在高效節(jié)能產(chǎn)業(yè)、電子核心基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)、生物醫(yī)學(xué)工程產(chǎn)業(yè)及太陽能產(chǎn)業(yè)等領(lǐng)域的新應(yīng)用[15]，提高產(chǎn)品附加值，多元化鉬礦資源深加工路線，提高鉬礦產(chǎn)品的市場競爭力，發(fā)揮政府科技政策的引導(dǎo)激勵(lì)作用。

2) 構(gòu)建鉬礦產(chǎn)業(yè)鏈公共信息發(fā)布平臺，降低市場負(fù)面沖擊效應(yīng)。政府應(yīng)及時(shí)公布最新的鉬礦市場動(dòng)態(tài)及相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策解讀文件，確保信息傳送的暢通與及時(shí)，引導(dǎo)市場參與主體進(jìn)行理性投資，完善鉬礦產(chǎn)業(yè)市場的準(zhǔn)入與退出機(jī)制，降低杠桿效應(yīng)帶來市場波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。

致謝感謝西安建筑科技大學(xué)科技大學(xué)資源工程學(xué)院江松老師、西華大學(xué)土木建筑與環(huán)境學(xué)院張鑫老師等同行專家對本文中模型的建立提供了寶貴的建議及審核。