陳文

我國貨幣政策對大宗商品價格的動態(tài)影響研究

陳文

本文基于2001年12月至2013年12月的月度數(shù)據(jù)，以銅為例，運用協(xié)整理論、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，研究了我國貨幣政策變量，M1、M2、利率、信貸與大宗商品價格的長期均衡與短期動態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明，期銅價格與貨幣政策變量之間存在著長期的均衡關(guān)系，短期內(nèi)，貨幣政策對期銅價格的影響顯著，其中，狹義貨幣供給量Ml與期銅價格的關(guān)系更為密切，利率的影響效應(yīng)不夠顯著。

貨幣政策 大宗商品 期銅價格

一、引 言

隨著商品期貨交易影響的擴大和交易額度的增加，關(guān)于大宗商品貨價格對宏觀經(jīng)濟指標的先行指示作用的研究越來越多，大宗商品價格對宏觀經(jīng)濟政策的影響作用也越來越明顯?？偟膩碚f，大宗商品價格作為消費者價格指數(shù)（CPI）的重要組成部分，分析其變動和傳導(dǎo)機制對貨幣政策的制定和執(zhí)行十分關(guān)鍵（Svensson，2005），事實上，近十年來，國際大宗商品市場經(jīng)歷了價格的大幅上漲與2008年國際金融危機后的急劇下跌，繼而從2009年開始，推行貨幣擴張與救市政策，促使大宗商品價格得到恢復(fù)，許多國家出現(xiàn)了以大宗商品價格為代表的大范圍的物價上漲，在我國，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，推動了大宗商品價格的相應(yīng)變化，導(dǎo)致物價總水平的明顯上漲。因此本文選取具有代表性的大宗商品銅為例，考察貨幣政策沖擊所產(chǎn)生的影響。

許多學者通過研究發(fā)現(xiàn)，通過資產(chǎn)組合等渠道，貨幣政策變量對商品價格產(chǎn)生顯著影響，并至少在一定程度上，商品價格變動是貨幣政策沖擊的結(jié)果，如，F(xiàn)rankel（1984）首次提出貨幣政策環(huán)境會對商品的價格產(chǎn)生影響，Gamer（1989）采用1951～1987年之間的月度數(shù)據(jù)對商品期貨指數(shù)與貨幣政策之間的關(guān)系進行了實證研究，發(fā)現(xiàn)商品期貨指數(shù)可以作為貨幣政策管理的信息變量。Barsky and Kilian （2002，2004）發(fā)現(xiàn)貨幣政策的態(tài)勢可以作為商品期貨價格的指示。李敬輝等（2005）實證研究發(fā)現(xiàn)大宗商品價格與貨幣供給和真實利率存在密切關(guān)系，并且大宗商品價格的波動幅度往往要超過通貨膨脹的波動幅度。

還有很多實證研究表明貨幣政策通過貨幣供應(yīng)量對商品價格產(chǎn)生影響，如Belke等（2008）就發(fā)現(xiàn)全球貨幣供應(yīng)量是決定大宗商品價格的關(guān)鍵因素，黃健柏等建立誤差修正模型發(fā)現(xiàn)國際期銅價格與廣義貨幣供給量具有短期動態(tài)關(guān)系。孫澤生等（2014）發(fā)展了一個包含貨幣因素的大宗商品價格模型，基于VAR模型研究了貨幣供應(yīng)量與商品價格之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣流動性對商品價格存在顯著的正向影響和較長的持續(xù)效應(yīng)；也有學者實證發(fā)現(xiàn)利率也能影響商品價格。Frankel（1986）利用無套利條件推導(dǎo)出石油價格與利率之間存在著理論上的關(guān)聯(lián)，Krichene（2008）認為，商品價格的上漲是和一般的相對低的利率以及美元價值的實質(zhì)貶值有關(guān)。商品價格的上漲即使不是全部原因，也是部分的因為利率和美元的下降。Frankel（2008）、Akram（2009）和Roache（2008）均通過實證研究發(fā)現(xiàn)，利率對大宗商品的價格有著重要的影響。Pagano（2012）構(gòu)建了一個包含貨幣政策和商品價格指數(shù)的VAR系統(tǒng)，對以美國為例，對貨幣政策與商品價格之間的關(guān)系進行了系統(tǒng)研究。

綜上可得，現(xiàn)有研究成果關(guān)于貨幣政策與大宗商品價格關(guān)系的研究主要以美國為例，在研究方法上主要采用VAR分析框架，本文立足現(xiàn)有研究，將研究視野拓展到我國，選取狹義貨幣供應(yīng)量、廣義貨幣供應(yīng)量、利率、信貸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格之間的長期均衡與短期動態(tài)關(guān)系，系統(tǒng)考察貨幣政策變量對大宗商品價格的影響時滯、持續(xù)時間和作用強度。

二、研究方法與數(shù)據(jù)

（一）協(xié)整理論與動態(tài)均衡

本文運用JJ檢驗法的最大特征根檢驗，即原假設(shè)為H0：變量間最多有n個線性無關(guān)的協(xié)整向量，其檢驗統(tǒng)計量為TR＝－Tln（1-λn＋1）。如果TR大于臨界值，則拒絕原假設(shè)。檢驗從n=0開始依次進行，若此假設(shè)不能被拒絕，檢驗即告結(jié)束;如果拒絕n＝n0-1的原假設(shè)，同時接受n＝n0的原假設(shè)，則說明變量間存在n＝n0個協(xié)整向量，可通過參數(shù)建立協(xié)整方程，分析變量之間的長期均衡。

協(xié)整檢驗反映了經(jīng)濟系統(tǒng)的穩(wěn)定機制，但是變量間的因果關(guān)系還需要進一步通過Granger檢驗進行驗證。為簡便說明，設(shè)變量時間序列Xt和Yt間的Granger因果關(guān)系回歸檢驗式為：

檢驗Xt對Yt存在Granger非因果性的零假設(shè)H0∶β1＝β2…＝βp＝0，如果公式中Xt的滯后變量的回歸系數(shù)估計值都不顯著，則H0不能被拒絕，即Xt對Yt不存在Granger因果性；反之，如果Xt的任何一個滯后變量回歸的估計值是顯著的，則Xt對Yt存在Granger因果關(guān)系。

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解和動態(tài)沖擊

為便于明確貨幣政策的隨機變動對大宗商品價格波動影響的強度、方向、時效以及相對重要性，本文基于向量自回歸（VAR）模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解來進行短期動態(tài)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以描述經(jīng)濟系統(tǒng)中的一個內(nèi)生變量對殘差（新息）沖擊的反應(yīng)，即在隨機誤差項上施加一個標準差大小的沖擊后對于內(nèi)生變量的當期和未來值所產(chǎn)生的動態(tài)影響。例如，對于包含四個內(nèi)生變量的一階滯后期的VAR模型：

如果新息ε1t發(fā)生變化（產(chǎn)生一個沖擊），會使Y1t的當前值立即發(fā)生變化，并通過模型作用使Y2t的下一期取值發(fā)生變化，由于滯后影響，Y2t的變化又會引起Y1t未來值的變化。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以描述這一連串的連鎖反應(yīng)作用下系統(tǒng)對沖擊的動態(tài)反應(yīng)，并找出變量間的時滯關(guān)系。

脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對一個內(nèi)生變量的沖擊效果，而方差分解則是將系統(tǒng)的預(yù)測均方誤差分解成系統(tǒng)中各內(nèi)生變量沖擊所作的貢獻，其基本思想是把系統(tǒng)中每個內(nèi)生變量的變動分解為與方程隨機擾動項相關(guān)聯(lián)的各組成部分，以了解各擾動項對內(nèi)生變量的相對重要程度。脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解是對協(xié)整分析結(jié)果的補充，能夠更好地研究均衡經(jīng)濟系統(tǒng)的變量間的動態(tài)特征。

（三）變量及數(shù)據(jù)處理

本文選用貨幣供應(yīng)量、利率、金融信貸余額作為貨幣政策的代理變量，其中，選擇Ml、M2和金融機構(gòu)人民幣貸款余額作為貨幣政策總量目標的代理變量。我國銀行間同業(yè)拆借市場自1984年建立以來取得了長足的發(fā)展，能夠基本反映貨幣市場的資金供求狀況，本文選擇銀行間7天同業(yè)拆借加權(quán)平均利率作為貨幣政策價格目標的代理變量。另外，本文選擇我國銅市場作為大宗商品市場的代表，因為銅是具有代表性的大宗商品種類，且是我國上市交易較早、發(fā)育較成熟的期貨品種，數(shù)據(jù)的可得性和時間序列長度可更好地滿足實證分析需要，對于期銅價格（SHFE_P）選用滬銅連三收盤價，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)，為消除時間序列中的不規(guī)則因素和季節(jié)因素，用X12法對M1、M2、利率（IR）、金融信貸余額（XD）、期銅價格（SHFE_P）進行季節(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，分別記為LM1、LM2、LIR、LXD、LSHFE_P.

三、貨幣政策變量與期銅價格的長期均衡關(guān)系

（一）單位根檢驗

采用ADF檢驗方法對五個變量進行單位根檢驗，考察其時間序列是否存在單位根從而判斷其平穩(wěn)性，檢驗結(jié)果如表1所示。

表1 各時間序列單位根檢驗

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，說明數(shù)列是1階單整的。由此可以推測LM1、LM2、LIR、LXD、LSHFE_P可能存在協(xié)整關(guān)系，即這五個不平穩(wěn)序列的線性組合有可能是平穩(wěn)的?？梢酝ㄟ^對變量進行協(xié)整檢驗來分析貨幣政策變量和期銅價格之間是否存在長期均衡的關(guān)系。

（二）協(xié)整分析

對 同 階 單 整 序 列 LM1、LM2、LIR、LXD、LSHFE_P進行Johansen協(xié)整檢驗，結(jié)果如表2。

表2 協(xié)整檢驗結(jié)果

協(xié)整檢驗結(jié)果說明在10%的顯著水平下，五個變量間存在且只存在一個協(xié)整關(guān)系，其協(xié)整系數(shù)如表3所示。

表3 五個變量的標準協(xié)整向量系數(shù)

依據(jù)協(xié)整系數(shù)可以得到協(xié)整方程如下：

協(xié)整方程表明我國期銅價格與M1、M2、利率、金融信貸之間存在著一種長期穩(wěn)定的關(guān)系：在樣本期內(nèi)，M1、M2和金融信貸對我國期銅價格的彈性分別是3.2530、9.5669和12.6532，即M1、M2和金融信貸各自每增加1%，我國期銅價格將分別上升3.2530%、9.5669%和12.6532%，而利率對我國期銅價格的彈性分別是-2.5533，表明利率每上升1%，我國期銅價格將下降2.5533?？梢钥闯鲈谖覈泿耪吲c大宗商品價格的穩(wěn)定經(jīng)濟系統(tǒng)中，M1、M2和金融信貸對我國期銅價格有一定的促進作用，利率對我國期銅價格具有抑制作用，且金融信貸對期銅價格的長期拉動作用最大。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗

上述結(jié)果反映了我國期銅價格與貨幣政策變量入間存在的長期均衡關(guān)系，但這些關(guān)系并不能被確認能夠構(gòu)成統(tǒng)計意義上的因果關(guān)系，即無法辨別出變量間的時間因果方向，對此的進一步驗證要通過Granger因果檢驗進行。為全面反映問題，本研究分別對1到4階的滯后期進行檢驗，結(jié)果如表4：

表4 變量的Granger因果檢驗

滯后階數(shù)Granger因果性1 2 3 4 P值0.1037 LSHFE_P≠＞LXD 0.0189結(jié)論LXD≠＞LSHFE_P 接受結(jié)論接受拒絕P值0.7231 0.0919結(jié)論接受拒絕P值0.6802 0.0209結(jié)論 P值接受 0.8625拒絕 0.0124拒絕

由Granger因果關(guān)系檢驗可知，在10%的顯著性水平下，M1在1月、2月、3月、4月的滯后期都是期銅價格的Granger原因，M2在1月的滯后期是期銅價格的Granger原因，顯示M1與M2對期銅價格具有預(yù)測作用，且M1的預(yù)測作用更加顯著；在5%的顯著性水平下，的利率在2月、3月、4月的滯后期都是都是期銅價格的Granger原因，表明利率對期銅價格也具有引導(dǎo)關(guān)系，但是滯后期大于M1、M2.金融信貸與期銅價格之間則不存在Granger因果關(guān)系，說明由于信貸受到管制，銀行貸款的自主性還不夠高，導(dǎo)致金融信貸對期銅價格的預(yù)測作用不明顯。

此外，期銅價格在3月、4月的滯后期是M2的Granger原因，顯示前期期銅價格能夠影響后期的貨幣供應(yīng)量M2.而期銅價格在1月、2月、3月、4月都是利率、金融信貸的Granger原因，表明期銅價格對利率、金融信貸具有顯著作用。

（四）脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解分析

由于時間序列LM1、LM2、LIR、LXD、LSHFE_P是協(xié)整的，可以對其一階差分序列DM1、DM2、DIR、DXD、DSHFE_P建立VAR模型，其意義在于研究M1增長率、M2增長率、利率變化率、信貸增長率和期銅收益間的關(guān)系，這能夠?qū)νㄟ^協(xié)整分析得到的絕對數(shù)量變化關(guān)系做出補充?；贒M1、DM2、DIR、DXD、DSHFE_P五個變量建立的VAR模型VAR特征方程的特征根倒數(shù)的模小于1，說明模型是穩(wěn)定的，可以對其進行脈沖響應(yīng)函數(shù)和差方分解分析。

VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)可以反映當一個誤差項發(fā)生變化，或者說模型受到某項沖擊時，各個變量對該結(jié)構(gòu)性沖擊的動態(tài)響應(yīng)。下面本文利用廣義脈沖響應(yīng)函數(shù)方法分析我國貨幣政策沖擊對期銅價格的動態(tài)效應(yīng)，結(jié)果如圖1和圖2所示。

圖1 脈沖響應(yīng)

圖2 脈沖響應(yīng)

根據(jù)圖1所示，當本期貨幣供給量Ml、M2一個正的沖擊后，期銅價格立即出現(xiàn)上漲。在第0期，Ml沖擊效應(yīng)（0.582）達到最大，然后在第1期由正轉(zhuǎn)負，并在第2期負向作用達到最大，之后緩慢上升，在正值與負值之間交替波動，直到第8期逐漸接近于0；M2的沖擊效應(yīng)則逐漸增大，并在第5期達到正向最大值0.02，之后急劇下降，在第6期達到負向最大值0.02.之后緩慢上升，在第8期后逐漸收斂于0.M2對期銅價格的動態(tài)影響滯后于M1.不難發(fā)現(xiàn)，我國貨幣供給量沖擊對期銅價格影響顯著。當實施擴張性貨幣政策時，M1對期銅市場的瞬時作用明顯，表明我國貨幣政策M1的信息公告效應(yīng)較強。隨著市場資金環(huán)境的寬松，期銅需求大于供給的狀況會帶來期銅價格上漲。同時，持續(xù)的期銅價格上漲也會吸引部分實體經(jīng)濟資金通過各種渠道進入期銅市場，進一步推動期銅市場的繁榮.但從長期來看，Ml對期銅市場影響力要大于M2。

如圖2所示，利率對期銅價格的即期沖擊效應(yīng)為0.003，前4期下降至低點（-0.02），而后在第5期上升至0.002，至第8期影響基本消失。信貸對期銅價格的沖擊在第0期為0.02，前2期下降至低點（-0.005），而后在第3期上升至0.01，至第4期影響基本消失.從影響的時效性和幅度來看，利率和信貸對上證指數(shù)影響程度較弱，圖4顯示利率調(diào)整對期銅市場有短期影響，且不穩(wěn)定，利率影響期銅市場的理論效應(yīng)沒有充分體現(xiàn)。這主要由于我國市場利率的覆蓋面較小，市場利率在整個利率體系和資金配置中的有效性不足。

綜合可得，就貨幣政策對期銅價格動態(tài)影響的直接方式而言，貨幣供應(yīng)量的調(diào)整對期銅價格影響顯著，并且Ml與期銅價格的聯(lián)系相對更為緊密。同時，我國利率調(diào)整對期銅市場的直接影響程度較小，價格型貨幣工具的作用有待提高。

方差分解是計算各種結(jié)構(gòu)性沖擊對研究變量預(yù)測誤差方差的貢獻程度，從而進一步評價特定變量變化中的各種結(jié)構(gòu)性沖擊的相對重要性。由表5可以看到，在第1期，期銅價格預(yù)測方差全部是由期銅價格自身擾動所引起的，在第2期和第3期，M1擾動在期銅價格變動預(yù)測方差中的比例由2.33%增加到4.58%，在第11期達到6.19%并在此后維持基本穩(wěn)定，最終在第15期達到6.21%。而M2在第2期和第5期，其擾動在期銅價格變動預(yù)測方差中的比例由0.63%增加到3.23%，在第11期達到4.98%并在此后維持基本穩(wěn)定.而利率與信貸對期銅價格變動預(yù)測方差的比例最終在第15期保持在2.95%和2.21%，表明期銅價格除自身以外，Ml和M2對其變動解釋作用強。

表5 方差分解結(jié)果

四、結(jié) 論

本文采用2001年12月至2013年12月的月度數(shù)據(jù)，建立五個內(nèi)生變量（Ml、M2、信貸余額、利率和期銅價格）的VAR模型，通過協(xié)整檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解實證分析了我國貨幣政策對期銅價格的動態(tài)影響。實證結(jié)果表明：

（1）我國期銅價格與M1、M2、利率和信貸之間存在著長期的均衡關(guān)系，M1、M2和信貸對我國期銅價格有一定的促進作用，利率對我國期銅價格具有抑制作用，且信貸對期銅價格的長期拉動作用最大。

（2）Granger因果關(guān)系檢驗結(jié)果表明，M1、M2、利率對期銅價格具有預(yù)測作用，而信貸由于受到管制，導(dǎo)致其對期銅價格的引導(dǎo)作用不明顯。

（3）短期內(nèi)，貨幣政策對期銅價格的影響顯著，以不同層次貨幣供應(yīng)量作為貨幣政策變量時，狹義貨幣供給量Ml對期銅價格的動態(tài)影響更為顯著。以利率作為貨幣政策變量時，我國貨幣市場利率對期銅價格的影響較弱，，利率變動影響期銅價格的預(yù)期理論效應(yīng)并未充分體現(xiàn)。

鑒于貨幣政策對期銅市場影響的有效性，結(jié)合我國貨幣政策最終目標，雖然穩(wěn)定幣值和促進經(jīng)濟增長仍是央行的首要任務(wù)，但貨幣政策應(yīng)適當關(guān)注大宗商品市場價格的波動，并將銅等大宗商品價格作為重要的參考依據(jù)，可以適時建立大宗商品價格波動的監(jiān)控體系。此外，利率作為重要的貨幣政策變量，它的效應(yīng)并未得到充分體現(xiàn)。要提高我國貨幣政策的效果，就必須理順貨幣市場與資本市場的聯(lián)動關(guān)系，發(fā)揮利率在大宗商品市場的傳導(dǎo)和調(diào)控效應(yīng)。這需要積極推動我國利率的市場化進程，形成以基準利率為引導(dǎo)，各種利率保持合理利益和分層有效傳導(dǎo)的利率體系，使貨幣政策的數(shù)量型工具和價格型工具有效結(jié)合起來。

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A Study on the Dynamic Impact of Chinese Monetary Policy on Commodity Prices

CHEN Wen
School of Business,Central South University,Changsha 410083

This paper is based on the monthly data from December,2001 to December,2013,by using cointegration theory, impulse response function and variance decomposition,uses copper as an example to study the relationship between long-term equilibrium and short-term dynamic of China's monetary policy variables,M1,M2,interest rate,credit and the price of commodities.The results show that there is a long-term equilibrium relationship between copper futures prices and monetary policy variables.In the short term,monetary policy has a significant impact on the copper futures prices,among which the relationship between the Ml and copper futures prices are much closer while the effect of interest rate is not significant enough.

Monetary Policy;Commodities;Copper Futures Prices

F821

A

陳文，女，湖南長沙人，中南大學商學院碩士研究生，研究方向：金融機構(gòu)與市場研究；湖南長沙，410083