大宗商品价格波动论文范文

一、基于全样本时期VECM模型的初步考察

（一）变量选取与数据处理本文选取五大经济体（美国、欧元区、日本、加拿大和英国，以下简称“G5”）1997年第四季度至2012年第四季度的数据作为研究样本。因变量选取汤姆森-路透的CRB指数代表国际大宗商品价格。本文选取CRB指数，主要原因有两个方面：一是CRB指数包括了核心商品的价格波动，能够更好地反映大宗商品市场总体价格的变动，避免了选取单一商品价格出现的特定需求冲击和供给冲击的影响；二是相对道琼斯、穆迪、IMF等大宗商品价格指数，CRB指数更受市场交易者和投资者的青睐，成为反映大宗商品价格的主导指数和基准。解释变量包括实际国内生产总值（GDP）、通货膨胀（CPI）、短期利率（IR）、广义货币供给量（M），其中产出GDP代表实体经济需求因素，货币供应量和利率反映货币层面的因素。数据来自中经网数据库，货币单位均折算为美元。对于货币供应量，各国的划分和界定不同，我们选取各国的广义货币供应量指标，美国采用M2，欧元区采取M3，日本采用M2+CDs，加拿大采用M2+，英国采用M4，中国采用M2，然后按照各国的GDP权重进行加权构造全球流动性指标M2，以消除经济规模差异对流动性测度带来的影响。各国利率采用3个月期短期利率，考虑数据的可获得性，美国、欧元区和英国采用3个月期银行间拆借利率，加拿大采用3个月期商业汇票利率，日本采用3个月期存款单利率，中国采用3个月期国库券利率。各国CPI数据采用的是以2005年为基期的CPI指数，数据来自中经网。对于各国GDP、货币供应量原始数据，本文运用X12方法进行季节调整，剔除季节因素和不规则因素，最后根据名义汇率将各国GDP、M2转换为以美元计价，同时剔除通胀因素。全球性指标的构建方法参照了Giese＆Tuxen（2007）的做法：首先采用GDP和实际汇率数据将各个国家（地区）的GDP进行加权来计算全球GDP，然后用每个国家（地区）折算后的GDP占全球GDP的比重作为权重wit，运用该权重构建全球GDP、全球流动性、全球通货膨胀和全球短期利率。除全球短期利率外，全球GDP、全球流动性和全球通货膨胀均取对数。第i个国家在第t时间内的权重计算公式。基于上述方法，本文构造四组指标如表1所示。A组的全球性指标构建只包括G5国家数据，不包括中国，即G5国家的GDP（GDPG5）、流动性（M2G5）、短期利率（IRG5）、通货膨胀（CPIG5）；B组的全球性指标构建包括中国和G5国家即G5和中国的GDP（GDPG6）、G5和中国的流动性（M2G6）、G5和中国的短期利率（IRG6）、G5和中国的通货膨胀（CPIG6）；C组是在A组指标中将中国GDP作为一个独立的解释变量加入；D组指标是在A组指标中将中国M2作为一个独立的解释变量纳入。这样，通过比较A、B两组数据的结果，可以发现包括中国与不包括中国的全球指标对大宗商品价格的影响是否存在差异；通过比较C、D两组数据与A组数据结果的差异，可以分别考察中国产出和货币供应量对大宗商品价格的影响。

（二）平稳性检验、协整检验和格兰杰非因果关系检验为防止数据为非平稳时间序列而出现“伪回归”现象造成结果无效，在建立VAR模型之前，需要对时间序列数据进行平稳性检验。本文运用ADF单位根对所有变量进行平稳性检验（见表2），检验中按照SIC准则在最大滞后12期内选取，结合各变量的实际走势，确定在平稳性检验中是否加入常数项、趋势项。可以看出，所有序列均在90%的置信水平下为非平稳序列，而所有序列的一阶差分均在90%的置信水平下为平稳序列，即所有序列为一阶单整I（1）。为判断它们之间是否存在长期均衡关系，本文采用Johansen协整检验方法对每一组数据进行检验。①结果发现，在95%的置信水平下，四组数据都至少存在一个长期协整关系，因此可以构建误差修正（VECM）模型。VAR模型滞后期的选择，根据LR、FPE、AIC、SC、HQ准则中的大多数标准，选择滞后期数是P=2，进行协整检验时的滞后期是（P-1）期，即1期。变量之间的长期均衡关系是否具有因果性，可以通过Granger非因果关系检验来验证。根据前面的分析，模型的滞后阶数选择为2，检验结果如表3所示。可以看出，在95%的置信水平下，四组数据中的自变量都是国际大宗商品价格的格兰杰原因。

（三）基于协整约束的误差修正模型（VECM）按照VAR模型的常规分析方法，在建立模型前，需检验各时间序列的平稳性。如某些时间序列不平稳，要对其进行差分，将其变得平稳后再建立模型。但在差分的过程中，会失去很多信息，而且只是衡量了变量之间的短期变动关系，而忽略了长期的均衡关系，以至于影响VAR模型的可决系数。但是，基于协整关系的VAR模型，可以在不对变量进行差分的前提下，直接检验相同单整阶数的变量之间是否存在协整关系。如果存在协整关系，那么就可以建立向量自回归误差修正（VECM）模型。因此，本文对四组数据分别建立VECM模型，模型的滞后阶数为（P-1）期，即1期。1.脉冲响应结果分析脉冲响应函数描述的是，一个变量的冲击对模型内生变量当前值和未来值所带来的影响。图2描述了国际大宗商品价格对A组、B组、C组和D组变量冲击的响应。可以看出，除利率外，其他经济变量与大宗商品价格的关系都符合经济理论。短期利率与大宗商品价格的变动趋势与理论背离，可能的原因在于，经济周期掩盖了利率对大宗商品价格的影响。A组和B组分别表示国际大宗商品价格对包括中国与不包括中国的全球指标的脉冲响应，比较两组的结果，可以发现：（1）两组数据都表明，来自GDP的1单位标准差的正向冲击会使大宗商品价格上涨，在第3期前后达到峰值，之后影响程度有所下降并趋于平稳，但仍然保持正向影响，表明实际需求冲击对大宗商品价格的影响具有持续性。同时，两组数据中，国际大宗商品价格对GDP的响应程度都是最高的，表明经济增长是影响大宗商品价格的最主要决定因素。（2）两组数据都表明，来自流动性的1单位标准差的正向冲击，导致大宗商品价格短期内迅速上涨，在第2期前后达到峰值，随后逐渐下跌直到为零。然而，两组数据中国际大宗商品价格对流动性的反应存在明显的差异：在包括中国的B组数据中，国际大宗商品价格对流动性的反应在第4期趋于零；而在不包含中国的A组数据中，国际大宗商品价格对流动性的反应在第4期明显大于零，直到第7期前后趋于零。这表明，中国流动性对大宗商品价格的影响并不如发达国家显著和持久，导致纳入中国后的流动性对大宗商品价格的影响更快地趋近于零。（3）根据大宗商品价格对中国和发达国家的GDP与货币供应量的脉冲响应参数，可以看出，纳入中国后全球产出对国际大宗商品价格的影响程度提高，前10期大宗商品价格对GDPG5的脉冲响应参数最大值为0.058，平均值为0.027，而大宗商品价格对GDPG6的脉冲响应参数最大值为0.070，平均值为0.036。纳入中国后的全球流动性对大宗商品价格的影响程度下降，前10期国际大宗商品价格对M2G5的脉冲响应参数最大值为0.043，平均值为0.016，而大宗商品价格对M2G6的脉冲响应参数最大值为0.019，平均值为0.005。这表明，中国因素对国际大宗商品价格的影响主要通过需求渠道而非流动性水平。（4）利率1单位标准差的正向冲击，会导致大宗商品价格先上涨，第2期达到峰值后开始下跌并趋近于零甚至转为负，其中的原因可能在于，当利率提高时，经济往往处于繁荣时期，由于货币政策效应存在时滞，货币政策紧缩前期大宗商品价格受需求的影响仍呈上涨趋势，当货币政策的效应开始显现后，大宗商品价格才开始下跌。（5）大宗商品价格对CPI的反应均为先正后负，表明通胀上升首先会引起大宗商品价格上涨，然后随着通胀引发的政策紧缩导致大宗商品价格出现下跌。C、D两组的脉冲响应结果表明，国际大宗商品价格对中国GDP的1单位标准差正向冲击的反应是正向的，但是在第4期时出现了反转。国际大宗商品价格对中国流动性的1单位标准差的正向冲击为正，但是在第6期也出现了反转，原因可能在于，流动性扩张引起大宗商品价格和物价指数上升，导致央行开始紧缩货币政策或高利率，从而引起大宗商品价格下跌。根据国际大宗商品价格对G5和中国的产出冲击、流动性冲击的脉冲反应结果，可以看出：（1）G5国家需求冲击对大宗商品价格的影响高于中国需求冲击。从前10期的脉冲响应结果看，发达国家需求冲击的影响普遍高于中国，前10期G5国家产出冲击对大宗商品价格的脉冲响应参数平均值为0.03，而中国产出冲击对大宗商品价格脉冲响应参数的平均值为0.004，远远小于发达国家；前6期G5国家产出冲击对大宗商品价格的脉冲响应参数平均值为0.04，而中国产出冲击对大宗商品价格脉冲响应参数的平均值为0.014，也小于发达国家。（2）G5国家流动性冲击对大宗商品价格的影响大于中国流动性冲击。从前10期的脉冲响应结果看，发达国家需求冲击的影响大多大于中国，前10期G5国家流动性冲击对大宗商品价格的脉冲响应参数平均值为0.015，而中国流动性冲击对大宗商品价格脉冲响应参数的平均值为0.002，远远小于发达国家；前6期G5国家流动性冲击对大宗商品价格的脉冲响应参数平均值为0.017，而中国流动性冲击对大宗商品价格脉冲响应参数的平均值为0.01，也小于发达国家。总之，无论是从需求冲击还是货币冲击来看，中国对大宗商品价格的影响程度低于发达国家。2.方差分解结果分析方差分解的主要思想是把系统中每个内生变量（共m个）的波动按其成因分解为与各方程信息相关联的m个组成部分，从而了解各信息对模型内生变量的相对重要性，是将内生变量的预测均方误差分解成系统中各变量的随机冲击所做的贡献度。本文选取各组国际大宗商品价格波动标准差第9期的结果进行分析，A组结果中各变量对大宗商品价格贡献度依次为全球需求（27.82%）、通货膨胀（20.66%）、全球短期利率（14.46%）、全球流动性（12.30%）；B组的结果依次为全球需求（58.48%）、通货膨胀（12.41%）、全球短期利率（9.75%）、全球流动性（2.04%）；C组的结果依次为全球需求（52.02%）、中国需求（16.35%）、全球短期利率（10.25%）、全球流动性（7.13%）、通货膨胀（3.80%）；D组的结果依次为：全球需求（52.38%）、通货膨胀（13.38%）、全球流动性（9.56%）、中国流动性（5.37%）、全球短期利率（5.18%）。在四组结果中，全球需求对于大宗商品价格波动的贡献度都是最大的。通过比较A、B两组结果，可以发现：（1）需求面对国际大宗商品价格的解释力大于货币层面。包括中国因素后，全球货币供应量对大宗商品价格的解释程度反而下降，而需求面对大宗商品价格的解释程度提高，表明中国因素对大宗商品价格的影响主要是通过实体经济的需求来起作用。（2）不包括中国因素的A组指标方差分解结果表明，利率和货币供应量对国际大宗商品价格波动的贡献度大致相同。通过比较C、D两组数据与A组数据的方差分解结果发现，中国因素对国际大宗商品价格的影响小于发达国家，但影响程度不容忽视。C组数据中，5个发达国家GDP对大宗商品价格波动的贡献度达到52.02%，中国GDP对大宗商品价格波动的贡献度达到16.35%；D组数据中，5个发达国家的货币供应量对大宗商品价格波动的贡献度达到9.56%，中国货币供应量对大宗商品价格波动的贡献度达到5.37%。总体看来，尽管中国因素对国际大宗商品价格影响较为明显，但是，无论是从需求层面还是货币供应量来看，中国因素对国际大宗商品价格波动的贡献度小于发达国家。

二、基于递归VECM模型的进一步考察

近年来，中国经济市场化程度、需求结构、开放程度发生了很大变化，将1997-2012年作为整个样本进行检验可能忽略了这些变化带来的效应。因此，本文采用递归VECM方法检验中国的需求面和货币供应量对大宗商品价格影响是否会随时间发生变化。具体做法如下：分别将C组数据、D组数据中1997年第四季度到2005年第一季度的数据估计出第一个VECM方程，然后每次增加一个季度建立一个VECM方程，一直添加到2012年第四季度为止，这样每组共32个VECM方程。根据C、D两组各32个VECM方程，本文选取VECM方程的方差分解结果达到稳定的一期（第7期）进行分析，C组国家选取发达国家GDP、中国GDP对大宗商品价格变动的贡献度，D组国家选取发达国家M2和中国M2对大宗商品价格变动的贡献度，通过比较需求面和货币供应量对大宗商品价格贡献度的变动趋势，来研究中国因素对国际大宗商品价格的变化如何随时间的推移而变化。

（一）中国GDP与发达国家GDP的递归结果比较图3显示了发达国家GDP和中国GDP对国际大宗商品价格波动贡献度的变动趋势。可以看出：（1）从2005-2012年整体来看，相对于G5国家的GDP，中国GDP对国际大宗商品价格波动的贡献度更小。这意味着，尽管中国从2003年开始进入快速增长期，但是对大宗商品价格波动的贡献度仍然小于发达国家。不过，从2007年到2008年第三季度，中国GDP和G5国家GDP对大宗商品价格贡献度的差异在缩小，表明中国需求对大宗商品价格的影响相对于G5国家的作用在增大。主要原因在于，这一时期中国经济处于投资膨胀和经济过热时期，而美国等发达经济体实际已经进入房地产周期下滑和经济放缓阶段。（2）比较金融危机前后GDP对大宗商品价格的贡献度，可以发现，全球金融危机爆发前，无论是发达国家还是中国的GDP对国际大宗商品价格波动的解释能力都相对更小；在全球金融危机爆发后，无论是G5国家的GDP还是中国的GDP，其对大宗商品价格波动的解释能力都趋于增大且明显大于危机前。这个变化表明，在金融危机期间总需求冲击更显著地影响到国际大宗商品价格的变动。原因可能是，危机后全球需求的下滑，尤其是欧美发达国家经济增长的放缓，重重地冲击了国际大宗商品价格。因此，2009年第一季度后，中国GDP和G5国家的GDP对大宗商品价格贡献度的差异在扩大，表明这一时期主要是发达经济体的经济复苏状况主导着大宗商品价格走势。（3）中国需求对大宗商品价格影响相对增大的时期主要有2005年、2006年下半年到2007年上半年以及2008年。在上述时期，中国经济增长相对于欧美国家更为强劲。在全球金融危机期间，正是中国需求给2008年下半年价格暴跌之后的大宗商品市场提供了支持。原因在于，中国政府出台经济刺激政策，基础设施项目投资需要进口石油、铜和铁矿石等大宗商品。

（二）中国M2与发达国家M2的递归结果比较图4显示了中国货币供应量（M2CHINA）和G5国家货币供应量（M2G5）对国际大宗商品价格贡献度的变动趋势，从中可以看出：（1）中国货币供应量M2对国际大宗商品价格的贡献度小于G5国家货币供应量的贡献度。从平均水平看，中国货币供应对大宗商品价格的贡献度仅为G5国家的50%左右。尽管近十年中国货币供应量增长迅速，但是由于人民币境外流通量有限以及人民币国际化程度较低，货币因素对大宗商品价格的影响主要来源于发达经济体。尤其是从2005年到2007年年中，G5国家货币供应量对大宗商品价格的贡献度很大，随后由于欧美国家收缩货币政策，其贡献度减小，尤其是在金融危机期间，发达国家流动性对国际大宗商品价格的贡献度急剧减小，明显低于危机前的水平。与此同时，流动性扩张也推动了大宗商品市场的金融化趋势，2003-2008年，与大宗商品相连的指数基金的投资增长了19倍，从130亿美元增至2600亿美元，也在一定程度上改变了大宗商品市场的运行方式。（2）中国货币供应量对大宗商品价格的贡献度在以下三个时期大于G5发达经济体：2005年第三季度至2005年第四季度、2008年第三季度至2009年第三季度、2010年第三季度至2011年第二季度。2005年第三季度至2005年第四季度和2010年第三季度至2011年第二季度这两个时期，中国流动性对国际大宗商品价格波动解释力呈增大趋势，原因可能在于：前者与人民币汇率形成机制改革带来的热钱流入有关，后者与人民币重启升值进程以及欧债危机恶化有关。而2008年第三季度至2009年第三季度中国流动性对大宗商品价格的贡献度大幅增大，与当时政府推出4万亿元人民币的财政刺激计划以及随后的巨额货币投放和信贷扩张密切相关。（3）美联储量化宽松货币政策推升了大宗商品价格。2009年年初到2010年第一季度以及2010年第四季度到2012年年末，发达国家（G5）的流动性对大宗商品价格的贡献都呈增大趋势，这与美联储推出量化宽松政策的时点正好吻合。根据栗亮（2014）对美联储退出策略的时机预测，美联储将会在2015年退出QE和提高利率，基于我们的实证结果可以预测，届时大宗商品市场将会受到不利冲击。总之，从经济增长、流动性水平与大宗商品价格的关系看：2002-2004年，经济增长、货币供应量共同主导大宗商品价格的走势；2005-2008年上半年，货币政策主导大宗商品市场；2008年金融危机爆发后大宗商品市场的主导因素转向经济增长；在2009年美联储推行QE政策后，货币供应量对大宗商品价格的影响程度略有提高。

三、结论和政策建议

本文从需求和货币两个层面，分析了国际大宗商品价格波动的原因，发现国际大宗商品价格波动主要取决于总需求。（1）经济增长是大宗商品价格的最主要推动力，如果全球流动性的测度中包括中国，则基本面对国际大宗商品价格的影响会增大，而流动性对国际大宗商品价格的影响会减小。这表明，中国因素对国际大宗商品价格的主要影响渠道是实体经济而非流动性水平。（2）全球金融危机通过打击需求影响到大宗商品定价机制。需求面对国际大宗商品价格的影响在危机中比危机前更显著，全球流动性对国际大宗商品价格的影响在危机前比危机中更显著。（3）无论是全球流动性还是全球需求指标的构建，如果扣除中国因素得到的结果会有偏差，表明中国因素会影响国际大宗商品价格。但是，中国需求对国际大宗商品价格的推动作用小于发达国家，危机前中国需求对大宗商品价格的影响日趋重要，但是危机后的作用相对于发达国家显著下降。（4）除某些特殊时期（如人民币汇率改革或大规模信贷投放）外，中国流动性对国际大宗商品价格的推动作用也远小于发达经济体，平均而言，中国流动性对大宗商品价格的影响程度不到G5经济体的50%。从过去十年来看，大宗商品价格的波动频度扩大，幅度增大。这种波动不仅通过贸易条件造成国民收入的潜在损益，对国内的物价水平和产出稳定也会带来一定的风险。中国是多种大宗商品最大消费国，需要密切注意这种波动给中国经济带来的负面冲击。首先，中国多年来一直奉行以投资驱动的经济增长模式，在基础设施和建筑等方面消耗了大量原材料，使得中国成为大宗商品价格上涨的重要推手。然而，目前中国经济正从依赖投资的增长模式向消费驱动的模式转变。这种转型意味着中国经济增长将会放缓，进而对大宗商品价格形成抑制。不过，中国仍处于城市化和工业化的推进阶段，对大宗商品的需求仍将持续快速增长，加上其他新兴市场对大宗商品的需求日益增大，大宗商品价格仍有可能在高位波动。其次，作为全球第二大经济体，中国需要从资源需求国的角度审视和思考如何争取本国在大宗商品定价中的主导权。目前，大宗商品供应基本形成寡头垄断，供给方可以采取控制供给和囤积库存等蓄意拉升价格的措施，而需求方由于大宗商品是基础性商品，替代性不强，需求弹性很小，在供求博弈中处于不利地位。作为许多大宗商品的全球最大市场，中国应该在全球大宗商品供求平衡中扮演更重要的角色，将日益加大的购买力转变为议价能力，逐步改变供给方对全球大宗商品定价权的垄断，在大宗商品定价上施加更大的影响。最后，应密切关注发达国家货币政策对大宗商品市场的溢出效应。尽管中国的基本面和流动性对大宗商品价格都有一定的影响，但是其影响程度低于发达国家，大宗商品价格的走势仍然受发达国家经济走势和流动性水平影响。由于发达经济体实施大规模刺激政策，对全球流动性形成巨大冲击，这些流动性未来若缺乏有效机制进行回收，必将对大宗商品价格起到助推作用。目前，全球过多地关注中国需求对于大宗商品价格走势的影响，忽视了美联储等发达国家量化宽松货币政策带来的低利率和低信贷成本对大宗商品价格产生的作用。作为一个大宗商品进口大国，中国需要密切关注发达国家货币政策对大宗商品价格的影响。

作者：谭小芬刘阳张明单位：中央财经大学金融学院副教授中央财经大学金融学院2012级硕士研究生中国社会科学院世界经济与政治研究所国际投资研究室主任