高鶴溪

一、引 言

進(jìn)入新世紀(jì)以來，以2008年國際金融危機(jī)為分界點(diǎn)，此前國際大宗商品市場呈現(xiàn)價(jià)格大漲趨勢，之后價(jià)格則呈迅猛下降態(tài)勢，在此背景下，各國紛紛推出以擴(kuò)張性貨幣政策為核心的救市政策，國際大宗價(jià)格在貨幣沖擊下，呈現(xiàn)恢復(fù)性增長態(tài)勢，對于我國而言，尤其是加入世界貿(mào)易組織以來，中國人民銀行一直以保持人民幣幣值穩(wěn)定并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長為政策目標(biāo)，貨幣政策明顯呈現(xiàn)周期性變化，特別是我國M2存量呈現(xiàn)“加速度”上漲態(tài)勢，2000年,M2約為13萬億元，2013年3月末，我國廣義貨幣供應(yīng)量M2達(dá)103.61萬億元,首次突破百萬億元大關(guān)，這無疑對大宗商品市場產(chǎn)生了重要影響，推動(dòng)了大宗商品價(jià)格的相應(yīng)變化，導(dǎo)致物價(jià)總水平的明顯上漲，控制通脹也一直是我國政府實(shí)施宏觀調(diào)控的主要目標(biāo)。因此，關(guān)注貨幣政策對大宗商品價(jià)格的影響機(jī)制，厘清貨幣因素對大宗商品價(jià)格波動(dòng)的影響機(jī)理，可以為我國政府改善宏觀調(diào)控和優(yōu)化政策組合提供現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

傳統(tǒng)研究大多基于供需框架來解釋大宗商品價(jià)格波動(dòng)的機(jī)理，但許多學(xué)者紛紛發(fā)現(xiàn)許多大宗商品價(jià)格的最終供需變化極為有限，依賴此框架的解釋力大打折扣，由于大宗商品依賴金融市場，價(jià)格具有彈性，因此，在一定程度上，貨幣因素會對價(jià)格產(chǎn)生影響。Belke等（2008）就發(fā)現(xiàn)全球貨幣供應(yīng)量是決定大宗商品價(jià)格的關(guān)鍵因素，Krichene（2008）認(rèn)為，商品價(jià)格的上漲是和一般的相對低的利率以及美元價(jià)值的實(shí)質(zhì)貶值有關(guān)。商品價(jià)格的上漲即使不是全部原因，也是部分的因?yàn)槔屎兔涝南陆?。Frankel（2008）、Akram（2009）和 Roache（2008）均通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，利率對大宗商品的價(jià)格有著重要的影響。黃健柏等建立誤差修正模型發(fā)現(xiàn)國際期銅價(jià)格與廣義貨幣供給量具有短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

基于以上研究成果，本文選取貨幣供應(yīng)量、利率作為貨幣因素的代理變量，選取銅為研究對象，通過構(gòu)建包含協(xié)整分析的模型來考察貨幣因素與大宗商品價(jià)格之間的長期均衡與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

二、研究方法

（1）廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)

為了考察貨幣供應(yīng)量、利率對期銅價(jià)格的短期動(dòng)態(tài)沖擊，本文運(yùn)用Koop等提出的廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)法(GIRF)來進(jìn)行分析。從本文研究的問題來說，脈沖響應(yīng)函數(shù)的分析結(jié)果可以刻畫貨幣供應(yīng)量、利率的變動(dòng)引起的我國期銅價(jià)格變動(dòng)的動(dòng)態(tài)過程。廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)的基本思路為：

δj代表來自第j個(gè)變量的沖擊，n是該沖擊響應(yīng)時(shí)期數(shù)，而t-1則代表沖擊發(fā)生時(shí)所有可獲得的信息集。（1）式表明，n期沖擊響應(yīng)的GIRF值，實(shí)際上是考慮δj沖擊對xt+n期望值所導(dǎo)致的差異。進(jìn)一步，假設(shè) εt～N（0，Ω），沖擊的條件期望值可以表示為：

其中ej為第個(gè)元素為1、其他元素為0的單位向量。設(shè)定δj＝，即以一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差來衡量沖擊的大小，衡量時(shí)期t對第j個(gè)方程施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊在時(shí)期t+n的期望值的廣義沖擊響應(yīng)函數(shù)為：

由 (3)式可以看出，與正交化沖擊響應(yīng)不同，GIRF方法的分析結(jié)果并不依賴于VAR系統(tǒng)中各個(gè)內(nèi)生變量的排序。

（2）方差分解理論

Sims依據(jù)VAR（∞）的表現(xiàn)形式，提出了定量地把握變量間影響關(guān)系的方差分解方法：

各個(gè)括號內(nèi)的內(nèi)容是第j個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)εj從無限過去到現(xiàn)在時(shí)點(diǎn)對yt影響的總和。求其方差，假定εt序列無關(guān)，則：

這就是第j個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)對第i個(gè)變量從無限過去到現(xiàn)在時(shí)點(diǎn)的影響用方差加以評價(jià)的結(jié)果。此外還假定擾動(dòng)項(xiàng)向量的協(xié)方差矩陣是對角矩陣，則yt的方差是上述方差的k項(xiàng)簡單和：

yi的方差可以分解成k種不相關(guān)的影響，因此為了測定各個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)相對yi的方差有多大程度的影響，定義了如下尺度：

RVC是相對方差貢獻(xiàn)度，即根據(jù)第j個(gè)變量基于沖擊的方差對yi的方差的相對貢獻(xiàn)度來觀測第j個(gè)變量對第i個(gè)變量的影響。實(shí)際上，不可能直到s=∞的項(xiàng)和來評價(jià)。如果模型滿足平穩(wěn)項(xiàng)條件，則隨著q的增大呈現(xiàn)幾何級數(shù)性的衰減，所以只需取有限的s項(xiàng)即可。

三、實(shí)證分析

（1）變量選取與數(shù)據(jù)處理

本文選用貨幣供應(yīng)量和利率作為貨幣因素的代理變量,其中,貨幣供應(yīng)量取M2,利率（IR）采用銀行間同業(yè)拆借7天加權(quán)平均利率,它對我國資金市場的供求關(guān)系反映較為靈敏，一般作為基準(zhǔn)利率，期銅價(jià)格（SHFE_P）選用滬銅連三收盤價(jià)，數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫。本文選取2001年12月至2013年12月的月度數(shù)據(jù)，為消除時(shí)間序列中的不規(guī)則因素和季節(jié)因素，用X12法對貨幣供應(yīng)量(M2)、利率（IR）、期銅價(jià)格（SHFE_P）進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，調(diào)整后的數(shù)據(jù)均取自然對數(shù)，以減少異方差。

（2）協(xié)整檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)之前，必須進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確保時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，避免偽回歸。通常，ADF檢驗(yàn)是檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性最常用的方法，其檢驗(yàn)原理是對序列Xt的一階差分進(jìn)行如式（8）所示的線性回歸：

檢驗(yàn)序列是否存在單位根可以通過檢驗(yàn)ρ值來實(shí)現(xiàn)。通過觀察原序列的曲線圖，顯示其呈非線性變化，并且序列的均值不為0，因此在進(jìn)行單位根檢驗(yàn)時(shí)，選擇的方程的具體形式為含有常數(shù)項(xiàng)和趨勢項(xiàng)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1：

表1 各時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)

由表1可知，所有對數(shù)序列都是非平穩(wěn)的，而1階差分序列在1%水平下顯著，通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說明數(shù)列是1階單整的。

在確定序列是平穩(wěn)序列后，就可以對時(shí)間序列進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，本文選擇Johansen協(xié)整檢驗(yàn)（Johansen，1988）方法。其基本思想是，首先建立一個(gè) VAR（p)模型

VAR模型可以從長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系兩個(gè)層面研究各變量對其他變量的影響，鑒于這一優(yōu)越性，本文構(gòu)建包含InSHFE_P、InM2、InIR三變量的無約束限制VAR模型，以分析各變量對期銅價(jià)格波動(dòng)的影響。

首先確定VAR模型滯后階數(shù)。依據(jù)最小化原理，結(jié)合 LR、FPE、AIC、SC、HQ五個(gè)準(zhǔn)則進(jìn)行綜合判斷，五個(gè)準(zhǔn)則中有三個(gè)準(zhǔn)則選擇滯后期數(shù)為3，因此將VAR模型滯后期數(shù)確定為3。

接下來判斷VAR模型的穩(wěn)定性，圖1表明VAR模型的AR多項(xiàng)式根的模都小于1，沒有根位于單位圓外，說明所估計(jì)的VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

圖1 VAR模型特征根位置圖

基于以上分析，本文將VAR模型設(shè)定為：

其中，Yt是由 InSHFE_P、InM2、InIR構(gòu)成的三維內(nèi)生變量，Yt－1、Yt－2、Yt－3為滯后 1、2、3期的內(nèi)生變量，C＝（C1,C2,C3）T是 VAR模型的截距向量，A1、A2、A3為滯后內(nèi)生變量對應(yīng)的參數(shù)矩陣，μt為誤差項(xiàng)向量。

針對上述VAR模型，選擇有截距項(xiàng)的檢驗(yàn)形式進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，協(xié)整方程中包含截距項(xiàng)，并且根據(jù)VAR模型確定滯后階數(shù)為2階，由檢驗(yàn)結(jié)果可知在5%的顯著性水平下，r=1,表明三組時(shí)間序列之間存在協(xié)整關(guān)系，存在一個(gè)共同的協(xié)整向量，表明期銅價(jià)格、貨幣供應(yīng)量、利率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。如表2所示：

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（3）廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)

確定變量之間存在協(xié)整關(guān)系滯后，本文將通過構(gòu)建VAR模型，使用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)衡量來自隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對系統(tǒng)的短期動(dòng)態(tài)影響。得到分析結(jié)果(見圖2),考慮到時(shí)間跨度為短期，故將沖擊響應(yīng)期設(shè)定為10期。

圖2 脈沖響應(yīng)結(jié)果

由圖2可見，短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量、利率對期銅價(jià)格有一定的影響。貨幣供應(yīng)量的變化對期銅價(jià)格有顯著的正向影響，來自貨幣供應(yīng)量一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊首先使期銅價(jià)格累計(jì)下降0.0015單位，然后從第2期開始迅速上升，達(dá)到0.02個(gè)單位后，貨幣供應(yīng)量對期銅價(jià)格的影響漸趨穩(wěn)定，維持在0.02單位左右，這表明貨幣供應(yīng)量對期銅價(jià)格的影響持續(xù)性較好，但具有一定滯后性。

對于利率而言，一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊將立即導(dǎo)致期銅價(jià)格累計(jì)上升幅度達(dá)0.014單位，但此后逐漸下降，從第3期開始，開始為負(fù)，并在第四期累計(jì)達(dá)到-0.013單位，此后負(fù)向影響逐漸減弱。這表明利率對期銅價(jià)格的影響總體為負(fù)，也存在一定的滯后性。

（4）方差分解

采用Cholesky正交化處理消除殘差項(xiàng)之間的同期相關(guān)和序列相關(guān)后，基于VAR模型對期銅價(jià)格預(yù)測誤差進(jìn)行方差分解，以考察貨幣供應(yīng)量、利率對期銅價(jià)格預(yù)測誤差變動(dòng)的貢獻(xiàn)（見表3）。結(jié)果表明，在期銅價(jià)格波動(dòng)中，大約95.98%以上可由期銅價(jià)格自身的波動(dòng)得到解釋，大約0.8194%可以由貨幣供應(yīng)量的波動(dòng)解釋，利率的波可以解釋3.1960%。

表3 方差分解結(jié)果

顯然，除期銅價(jià)格自身以外的兩種擾動(dòng)比較中，利率貢獻(xiàn)率最大，其次是貨幣供應(yīng)量。這主要是由于貨幣供應(yīng)量對期銅價(jià)格的影響不是很直接或其政策作用傳導(dǎo)到了其他相關(guān)貨幣政策中，如與貨幣量相關(guān)的利率因素，而利率相對于采用調(diào)整貨幣供應(yīng)量而言比較迅速。

四、結(jié)論與建議

本文通過協(xié)整檢驗(yàn)、廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解模型對2001年12月到2013年12月期銅數(shù)據(jù)進(jìn)行的實(shí)證檢驗(yàn)表明：（1）貨幣供應(yīng)量、利率與期銅價(jià)格之間存在長期均衡關(guān)系；（2）短期內(nèi)貨幣供應(yīng)量、利率都是影響期銅價(jià)格的因素，但貨幣供應(yīng)量對期銅價(jià)格具有正向影響，而利率對期銅價(jià)格總體具有負(fù)向影響，且兩者的影響都具有一定滯后性。（3）對期銅價(jià)格預(yù)測誤差的方差進(jìn)行分解，除自身以外的兩種擾動(dòng)比較中，利率貢獻(xiàn)率相對貨幣供應(yīng)量較大。

基于研究結(jié)論，本文提出如下建議：

（1）縮短貨幣政策影響的滯后期

實(shí)證結(jié)果表明，利率與貨幣供應(yīng)量等貨幣因素對期銅價(jià)格的影響具有明顯時(shí)滯效應(yīng)。因此，應(yīng)提高政策調(diào)整的主動(dòng)性，逐步建立及時(shí)、高效、完備的大宗商品價(jià)格監(jiān)測預(yù)警體系，通過建立與完善數(shù)據(jù)采集、加工和處理的調(diào)控信息系統(tǒng)，提高調(diào)控主體的決策能力及決策效率，努力抵消政策效果的滯后效應(yīng)。

（2）推進(jìn)利率市場化改革

實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，利率相對貨幣供應(yīng)量的影響作用較大，但利率對期銅價(jià)格的影響主要體現(xiàn)在前期階段，隨后其影響力不斷減弱。這是由于我國每次利率上調(diào)幅度較小，且不具持久效應(yīng)，因此要增加利率調(diào)節(jié)的有效性，就應(yīng)該實(shí)行利率的市場化改革，使利率能適時(shí)、準(zhǔn)確地影響大宗商品價(jià)格的變動(dòng)及風(fēng)險(xiǎn)，從而達(dá)到調(diào)控的目的。

（3）大力發(fā)展大宗商品期貨市場

貨幣因素對期銅價(jià)格具有顯著影響，從側(cè)面說明大宗商品金融屬性的不斷增強(qiáng)，各種投機(jī)力量也會進(jìn)一步加劇大宗商品價(jià)格波動(dòng)，我國應(yīng)當(dāng)加快建設(shè)大宗商品期貨市場的進(jìn)程，通過完善的期貨市場，可以將中國巨大的大宗商品需求量合理體現(xiàn)在大宗商品期貨價(jià)格中。

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