國際大宗商品期貨價格波動、物價水平與貨幣政策的影響

呂志平

內容摘要：本文以貨幣政策平抑物價水平波動為研究的切入點，探討了在開放經濟條件下以國際大宗商品價格為代表的外部市場價格波動對我國貨幣政策實施效果的影響。

關鍵詞：國際大宗商品；期貨價格；貨幣政策；實施效果

國際大宗商品期貨價格波動與我國物價水平的相關性分析

國際大宗商品作為生產要素性質的原材料，幾乎囊括了我國所有制造類行業。在勞動生產率不變的前提下，大宗商品基礎性原材料向產成品價格傳導過程中，主要是依據原材料在產成品中的成本占比，如果原材料在產成品成本中占比越高，向下游傳導的價格壓力就會越大。這里用直接消耗系數度量大宗商品在產成品中的成本占比，根據2007年135個部門的投入產出表數據，包含大宗商品的農業、有色金屬、原油幾大部門在其它產業中合計的直接消耗系數排名均位于前十位，如表1所示。意味著作為生產要素的大宗商品在產業鏈中是各個產業部門重要的基本原材料，成本占比位于前列，因而其價格波動非常容易向下游產業鏈傳導，進而擴散到其它部門，引起整體社會的物價水平波動，如圖1所示。

（一）研究方法與數據說明

本文通過對CRB與CPI之間的關系分析，探討國際大宗商品期貨價格波動與我國物價水平之間的聯動性。研究中，數據選取是以定基數據進行實證分析，這樣可以保證數據的連續變化和實時數據之間傳導的關系。所選取的數據為2002-2011年期間的CRB綜合指數和CPI指數的月度數據，其中CPI指數是以2005年為基期的月度數據，CRB綜合指數的月度數據本身即為定基數據，因此兩者數據之間具有可比性。其中CPI指數的月度數據來源中經網，CRB綜合指數的月度數據是當月最后一個交易日收盤價，數據來源于wind咨訊。所使用數據處理軟件為Eviews6.0和Stata12.0，共計120個研究樣本。實證分析中為了克服異方差、降低短期波動性，更準確地把握兩者之間的長期走勢，對CPI指數和CRB綜合指數均進行對數化處理，用lnCPI、lnCRB表示各自的原始數據。

（二）CPI指數的季節調整

lnCPI為我國宏觀月度數據，可能存在季節性因素影響，因而進行季節調整分析。圖2顯示lnCPI序列呈循環鋸齒變動，具有明顯的季節性因素，通過X12方法進行季節調整，季節要素被消除后得到lnCPI季節調整后序列lnCPI_sa，如圖3所示。

（三）CPI指數和CRB綜合指數的關系

第一，相關性檢驗。lnCRB與lnCPI_sa相關系數為0.944065，表明CPI指數與CRB綜合指數有很高的相關性。lnCPI_sa與lnCRB時間序列走勢如圖4所示，顯示兩者具有基本相同趨勢。第二，平穩性檢驗。對lnCPI_sa與lnCRB進行ADF單位根檢驗， dlnCPI和dlnCRB表示上述兩者的一階差分。單位根檢驗結果見表2所示。5%的顯著性水平下，lnCPI_sa與lnCRB都存在單位根，為非平穩時間序列；而兩者的一階差分dlnCPI_sa、dlnCRB無單位根。因此lnCPI_sa與lnCRB同階單整，數據之間可能存在協整關系。第三，協整檢驗。采用Johansen檢驗。按照AIC最小原則，最優滯后期為n=1。取lag=n-1=0，對lnCPI_sa與lnCRB進行協整檢驗。檢驗結果如表3所示，在5%的顯著性水平下，lnCPI_sa與lnCRB存在協整關系，即兩者在2002-2011年期間存在長期穩定關系。第四，Granger因果檢驗。取lag=1，對lnCPI_sa與lnCRB進行Granger檢驗，檢驗結果如表4所示。5%的顯著性水平下，“LNCRB does not Granger Cause LNCPI_SA”假設被顯著地拒絕，意味在統計學上意義上lnCRB是lnCPI_sa的格蘭杰原因，即國際大宗商品期貨價格波動是影響我國CPI波動的原因之一；同時，“LNCPI_SA does not Granger Cause LNCRB”假設被顯著接受，即我國CPI不影響國際大宗商品期貨價格波動。第五，利用VAR模型進行差分分解，默認的追蹤期數100期，得出lnCPI_sa與lnCRB彼此之間的貢獻率。圖5中橫軸表示追蹤的期間數，縱軸表示貢獻率（百分數）。圖5中，lnCRB變動對lnCPI_sa的影響逐漸增大，在第100期時已近達到70%。意味著2002-2011年我國物價水平波動的主要影響因素之一是國際大宗商品期貨價格波動所引起的輸入性通脹和預期性通脹。第六，利用VAR模型進行脈沖響應函數分析。脈沖響應函數分析是隨著時間的推移，觀察模型中的各個變量對沖擊是如何反應的。圖6所示，橫軸表示沖擊作用的滯后期間數，縱軸表示lnCPI_sa指數，實線表示脈沖響應函數。圖6中可以看出，當在本期受到國際大宗商品期貨價格一個正沖擊后，我國消費者物價指數持續穩定增長，在33期達到最高，然后逐漸回落。這表明國際大宗商品期貨價格波動經市場傳遞到我國各個產業鏈，給我國消費者物價水平波動帶來了同向的沖擊，而且這一沖擊具有顯著的促進作用和較長的持續性。

我國物價水平波動與貨幣政策實施效果的分析

（一）2007-2008年物價水平波動與緊縮性貨幣政策實施效果

我國自2003年開始注重存款準備金貨幣工具的使用。雖然在2003-2006年7月期間僅調整過1次存款準備金——由7%調整到7.5% ，保持了一個相對穩定的貨幣政策，但隨著我國物價水平不斷攀升，自2006年7月我國開始采取從嚴的緊縮性貨幣政策，存款準備金政策調節也進入了頻繁的調整階段。2006年7-12月我國連續3次調高存款準備金率回籠資金、在公開市場發行票據對沖流動性，但我國物價水平CPI并沒有停留在2006年7月的1%，而是一路上漲突破了3%；2007年貨幣政策收緊的力度不斷加大，2007年連續10次調高準備金率，信貸規模逐月降低，公開業務市場發行大量票據、采用正回購等手段，但物價水平CPI%超過5%嚴重通貨膨脹的界限，在2007年底最高達到了6.9%；2008年我國貨幣政策前三季度依然從緊，汶川大地震后依然不斷調高存款準備金率，但2008年上半年物價水平CPI依然一路上升，在4月份達到了8.5%，5月份以后開始逐步回落，到10月份降至4%，11月-12月回落至3%以下。這意味著我國緊縮性貨幣政策連續實施了2年，物價水平回落到正常水平，實現了預定目標物價穩定。

（二）2010-2011年物價水平波動與緊縮性貨幣政策實施效果

在2010-2011年期間，2010年1月我國物價上漲的壓力再次顯現。針對此次物價水平的通脹，我國2010年連續6次調高存款準備金率回籠資金、在公開市場除了發行短期央行票據對沖流動性外，并首次發行3年期的央行票據凍結流動性，但是我國CPI依然一路上漲突破3%，2010年11、12月CPI%為5.1%、4.6%。2011年貨幣政策收緊的力度不斷加大，2011年連續7次調高準備金率，致使我國存款準備金率曾調至歷史最高水平21.5%，后在2011年12月回落至20.5%，信貸規模逐月大幅度降低，雖然公開業務市場發行央行票據相比前期減少了2/3、正回購也有所減少，但調高了央行票據的票面利率，然而2011年上半年CPI%依然沒有回落的跡象，超過了5%嚴重通貨膨脹的界限，并在2011年7月最高達到了6.5%，在8月份以后開始逐步回落，至12月CPI%依然在4.1%。這也意味著我國緊縮貨幣政策在連續實施了2年的時間里也沒有使物價回落到正常水平，直至2012年6月CPI%才回落至3%以下。此次貨幣政策比2007-2008年貨幣政策更嚴厲，實施時間為2年半，最終實現了其預定目標物價穩定。

（三）2008-2009年物價水平波動與擴張性貨幣政策實施效果

由于2008年全球金融危機爆發，在2009年年初我國物價出現了負增長，一致持續至10月份。此時對應的貨幣政策中，大型金融機構存款準備金率維持在15.5%不變，銀行信貸規模大幅度增長，有的月份中月度同比增長高達567%，公開業務市場上發行的央行票據比2008年略微減少，但是正回購力度加大。可以看出我國2009年的貨幣政策整體在銀行信貸方面非常寬松。2009年11月我國物價水平就恢復了正增長，2009年12月我國物價水平CPI為1.9% 。這意味著我國擴張性貨幣政策在4萬億刺激性財政政策的配合下，用了一年不到的時間就達成了預期的實施目標。

（四）總結

以上分析看出貨幣政策在治理物價通脹方面，2010-2011年相比2007-2008年而言，所用經濟手段更加嚴厲，持續時間更長（2年半的時間），才能達到預期政策的效果。但是在治理通脹預期目標的同時，我國普遍出現了中小企業資金流短缺、企業融資難度加大、大量中小企業破產倒閉的現象，因而貨幣政策整體而言存在一定的失效性。而貨幣政策在治理2009年的通貨緊縮方面則是比較有效的，僅使用了較為寬松的信貸政策配合財政政策，并且持續時間較短（僅半年多時間），就達到預期了的實施效果。

國際大宗商品期貨價格波動與我國貨幣政策之間的關系

雖然國際大宗商品期貨價格與國內物價波動關系緊密，但由于貨幣政策在治理物價通脹和物價緊縮時效果不一樣，因而國際大宗商品期貨價格波動與不同的貨幣政策關系亦不相同。物價緊縮性背景下，擴張性貨幣政策在財政政策的配合下可以基本抵消國外價格波動對國內物價水平的影響，這里財政因子的權重更大一些，所以本文并不對國際大宗商品期貨價格波動與我國擴張性貨幣政策之間的關系進行后續研究。而在物價通脹背景下，純粹的緊縮性貨幣政策在應付國外價格傳導因素所導致的物價波動時，財政政策的作用非常有限，所以這里主要探討國際大宗商品期貨價格波動與我國緊縮性貨幣政策之間的關系。如圖7所示，國際大宗商品期貨價格波動與貨幣政策處于調節物價水平的兩端，兩者是相反的兩股力量。國際大宗商品期貨價格波動代表了國際市場價格波動，代表了外部經濟和預期因素。而我國貨幣政策以穩定物價水平為目標，要將物價水平控制在一定范圍內，抑制通貨膨脹。

由于期貨市場的價格發現功能使得國際大宗商品期貨價格為大宗商品現貨市場的預期價格，具有風向標的作用；其所產生的價格預期，形成了一種客觀的心理活動。各種研究表明預期對經濟活動具有重要的意義，指導著市場消費者和企業的各種行為。凱恩斯經濟分析中就已經提到預期對經濟、投資的影響，在凱恩斯經濟模型中，預期的形成更多的是被置于心理學領域。與凱恩斯不同，以薩伊法則為基礎的傳統古典經濟學，將預期置于經濟學領域，并將預期進行客觀測量，形成以經濟模型為基礎的經濟預測。其中1941年梅茨勒提出了外推預期的觀點，其認為p*t=pt-1+ε（pt-1-pt-2） ，pt-1 代表t-1時期的價格，pt-2 代表t-2時期的價格，ε 為預期系數；1956年卡根在外推預期的基礎上推出了適應性預期p*t=p*t-1+η（pt-1-p*t-1），η 為適應系數；1961年穆斯提出理性預期觀點p*=Et-1[pt/It-1] ，It-1表示t-1時期所能獲得信息。但是在現實中完全的理性預期是不存在的，更多的是存在理性預期滯后現象，這是因為大眾在收集信息和處理信息時，短期內以過去價格數據、信息為基礎所形成的預期影響比現行的各種因素作用所形成的預期影響更強一些，易產生預期偏差，但隨著時間的推移，人們會利用一切信息來逐漸修正他們對事物認知的偏差。1980年我國學者黃達等人根據理性預期滯后現象提出了粘性預期觀點，即短期內認為“價格變動趨勢的持續性不變”。粘性預期具有以下幾個內容：短期內預期可能會出現誤差；長期內預期是基本正確的；預期是具有粘性的，短期內預期不會很快發生改變。粘性預期理論從長期來看是一種理性預期的理論，但是從短期來看，它又是非理性的，是理性預期滯后現象。粘性預期形成的公式為：p*=Et-1[p] 。這里的p*不一定與實際的情況相符，由于粘性作用具有慣性特性，p*短期內存在系統誤差，這是與理性特性不一致的地方。但是從長期看這一公式取得的結果與理性預期相一致。

借鑒理性預期觀點在宏觀經濟模型中的運用，將粘性預期觀點運用到宏觀經濟模型中，可以推出公眾的粘性預期行為可以短期抵消政府的政策效果，尤其是使貨幣政策對宏觀經濟的調控作用有限。例如當微觀經濟主體預期物價上漲時，即使宏觀政策單純采取緊縮性貨幣政策，由于微觀經濟主體預期粘性的存在，使得“價格上漲”預期依然存在，仍會導致物價短期繼續上揚，貨幣政策實施效果不佳；反之，亦然。由于粘性預期所導致的貨幣政策實施時間長、強度大，且超出貨幣政策預期的強度和時間長度，從這個意義上來說，公眾的粘性預期以及預期的強化會使得貨幣政策實施效果在一定程度上受到影響。

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