陳文

我國(guó)貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的動(dòng)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(yùn)用協(xié)整理論、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解，研究了我國(guó)貨幣政策變量，M1、M2、利率、信貸與大宗商品價(jià)格的長(zhǎng)期均衡與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，結(jié)果表明，期銅價(jià)格與貨幣政策變量之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，短期內(nèi)，貨幣政策對(duì)期銅價(jià)格的影響顯著，其中，狹義貨幣供給量Ml與期銅價(jià)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(jià)格

一、引 言

隨著商品期貨交易影響的擴(kuò)大和交易額度的增加，關(guān)于大宗商品貨價(jià)格對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的先行指示作用的研究越來(lái)越多，大宗商品價(jià)格對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的影響作用也越來(lái)越明顯?？偟膩?lái)說(shuō)，大宗商品價(jià)格作為消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的重要組成部分，分析其變動(dòng)和傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)貨幣政策的制定和執(zhí)行十分關(guān)鍵（Svensson，2005），事實(shí)上，近十年來(lái)，國(guó)際大宗商品市場(chǎng)經(jīng)歷了價(jià)格的大幅上漲與2008年國(guó)際金融危機(jī)后的急劇下跌，繼而從2009年開(kāi)始，推行貨幣擴(kuò)張與救市政策，促使大宗商品價(jià)格得到恢復(fù)，許多國(guó)家出現(xiàn)了以大宗商品價(jià)格為代表的大范圍的物價(jià)上漲，在我國(guó)，M2存量呈現(xiàn)“加速度”上漲態(tài)勢(shì)，2000年，M2約為13萬(wàn)億元，2013年3月末，我國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量M2達(dá)103.61萬(wàn)億元，首次突破百萬(wàn)億元大關(guān)，這無(wú)疑對(duì)大宗商品市場(chǎng)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。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(xué)者通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，通過(guò)資產(chǎn)組合等渠道，貨幣政策變量對(duì)商品價(jià)格產(chǎn)生顯著影響，并至少在一定程度上，商品價(jià)格變動(dòng)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(huì)對(duì)商品的價(jià)格產(chǎn)生影響，Gamer（1989）采用1951～1987年之間的月度數(shù)據(jù)對(duì)商品期貨指數(shù)與貨幣政策之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)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(shì)可以作為商品期貨價(jià)格的指示。李敬輝等（2005）實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)大宗商品價(jià)格與貨幣供給和真實(shí)利率存在密切關(guān)系，并且大宗商品價(jià)格的波動(dòng)幅度往往要超過(guò)通貨膨脹的波動(dòng)幅度。

還有很多實(shí)證研究表明貨幣政策通過(guò)貨幣供應(yīng)量對(duì)商品價(jià)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(jià)格的關(guān)鍵因素，黃健柏等建立誤差修正模型發(fā)現(xiàn)國(guó)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。孫澤生等（2014）發(fā)展了一個(gè)包含貨幣因素的大宗商品價(jià)格模型，基于VAR模型研究了貨幣供應(yīng)量與商品價(jià)格之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)貨幣流動(dòng)性對(duì)商品價(jià)格存在顯著的正向影響和較長(zhǎng)的持續(xù)效應(yīng)；也有學(xué)者實(shí)證發(fā)現(xiàn)利率也能影響商品價(jià)格。Frankel（1986）利用無(wú)套利條件推導(dǎo)出石油價(jià)格與利率之間存在著理論上的關(guān)聯(lián)，Krichene（2008）認(rèn)為，商品價(jià)格的上漲是和一般的相對(duì)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(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，利率對(duì)大宗商品的價(jià)格有著重要的影響。Pagano（2012）構(gòu)建了一個(gè)包含貨幣政策和商品價(jià)格指數(shù)的VAR系統(tǒng)，對(duì)以美國(guó)為例，對(duì)貨幣政策與商品價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)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(jià)格關(guān)系的研究主要以美國(guó)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(guó)，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(duì)象，通過(guò)構(gòu)建包含協(xié)整分析的模型來(lái)考察貨幣因素與大宗商品價(jià)格之間的長(zhǎng)期均衡與短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，系統(tǒng)考察貨幣政策變量對(duì)大宗商品價(jià)格的影響時(shí)滯、持續(xù)時(shí)間和作用強(qiáng)度。

二、研究方法與數(shù)據(jù)

（一）協(xié)整理論與動(dòng)態(tài)均衡

本文運(yùn)用JJ檢驗(yàn)法的最大特征根檢驗(yàn)，即原假設(shè)為H0：變量間最多有n個(gè)線性無(wú)關(guān)的協(xié)整向量，其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為TR＝－Tln（1-λn＋1）。如果TR大于臨界值，則拒絕原假設(shè)。檢驗(yàn)從n=0開(kāi)始依次進(jìn)行，若此假設(shè)不能被拒絕，檢驗(yàn)即告結(jié)束;如果拒絕n＝n0-1的原假設(shè)，同時(shí)接受n＝n0的原假設(shè)，則說(shuō)明變量間存在n＝n0個(gè)協(xié)整向量，可通過(guò)參數(shù)建立協(xié)整方程，分析變量之間的長(zhǎng)期均衡。

協(xié)整檢驗(yàn)反映了經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的穩(wěn)定機(jī)制，但是變量間的因果關(guān)系還需要進(jìn)一步通過(guò)Granger檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。為簡(jiǎn)便說(shuō)明，設(shè)變量時(shí)間序列Xt和Yt間的Granger因果關(guān)系回歸檢驗(yàn)式為：

檢驗(yàn)Xt對(duì)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(jì)值都不顯著，則H0不能被拒絕，即Xt對(duì)Yt不存在Granger因果性；反之，如果Xt的任何一個(gè)滯后變量回歸的估計(jì)值是顯著的，則Xt對(duì)Yt存在Granger因果關(guān)系。

（二）脈沖響應(yīng)函數(shù)、方差分解和動(dòng)態(tài)沖擊

為便于明確貨幣政策的隨機(jī)變動(dòng)對(duì)大宗商品價(jià)格波動(dòng)影響的強(qiáng)度、方向、時(shí)效以及相對(duì)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(lái)進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)分析。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以描述經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中的一個(gè)內(nèi)生變量對(duì)殘差（新息）沖擊的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后對(duì)于內(nèi)生變量的當(dāng)期和未來(lái)值所產(chǎn)生的動(dòng)態(tài)影響。例如，對(duì)于包含四個(gè)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(gè)沖擊），會(huì)使Y1t的當(dāng)前值立即發(fā)生變化，并通過(guò)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(huì)引起Y1t未來(lái)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(duì)沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)，并找出變量間的時(shí)滯關(guān)系。

脈沖響應(yīng)函數(shù)是追蹤系統(tǒng)對(duì)一個(gè)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(cè)均方誤差分解成系統(tǒng)中各內(nèi)生變量沖擊所作的貢獻(xiàn)，其基本思想是把系統(tǒng)中每個(gè)內(nèi)生變量的變動(dòng)分解為與方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)聯(lián)的各組成部分，以了解各擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)內(nèi)生變量的相對(duì)重要程度。脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解是對(duì)協(xié)整分析結(jié)果的補(bǔ)充，能夠更好地研究均衡經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的變量間的動(dòng)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(jī)構(gòu)人民幣貸款余額作為貨幣政策總量目標(biāo)的代理變量。我國(guó)銀行間同業(yè)拆借市場(chǎng)自1984年建立以來(lái)取得了長(zhǎng)足的發(fā)展，能夠基本反映貨幣市場(chǎng)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(jià)格目標(biāo)的代理變量。另外，本文選擇我國(guó)銅市場(chǎng)作為大宗商品市場(chǎng)的代表，因?yàn)殂~是具有代表性的大宗商品種類，且是我國(guó)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(shí)間序列長(zhǎng)度可更好地滿足實(shí)證分析需要，對(duì)于期銅價(jià)格（SHFE_P）選用滬銅連三收盤價(jià)，數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。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(duì)M1、M2、利率（IR）、金融信貸余額（XD）、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(duì)數(shù)，以減少異方差，分別記為L(zhǎng)M1、LM2、LIR、LXD、LSHFE_P.

三、貨幣政策變量與期銅價(jià)格的長(zhǎng)期均衡關(guān)系

（一）單位根檢驗(yàn)

采用ADF檢驗(yàn)方法對(duì)五個(gè)變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，考察其時(shí)間序列是否存在單位根從而判斷其平穩(wěn)性，檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。

表1 各時(shí)間序列單位根檢驗(yàn)

由表1可知，所有對(duì)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(guò)了平穩(wěn)性檢驗(yàn)，說(shuō)明數(shù)列是1階單整的。由此可以推測(cè)LM1、LM2、LIR、LXD、LSHFE_P可能存在協(xié)整關(guān)系，即這五個(gè)不平穩(wěn)序列的線性組合有可能是平穩(wěn)的。可以通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)分析貨幣政策變量和期銅價(jià)格之間是否存在長(zhǎng)期均衡的關(guān)系。

（二）協(xié)整分析

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

表2 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

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

表3 五個(gè)變量的標(biāo)準(zhǔn)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(guó)期銅價(jià)格與M1、M2、利率、金融信貸之間存在著一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系：在樣本期內(nèi)，M1、M2和金融信貸對(duì)我國(guó)期銅價(jià)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(guó)期銅價(jià)格將分別上升3.2530%、9.5669%和12.6532%，而利率對(duì)我國(guó)期銅價(jià)格的彈性分別是-2.5533，表明利率每上升1%，我國(guó)期銅價(jià)格將下降2.5533?？梢钥闯鲈谖覈?guó)貨幣政策與大宗商品價(jià)格的穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中，M1、M2和金融信貸對(duì)我國(guó)期銅價(jià)格有一定的促進(jìn)作用，利率對(duì)我國(guó)期銅價(jià)格具有抑制作用，且金融信貸對(duì)期銅價(jià)格的長(zhǎng)期拉動(dòng)作用最大。

（三）格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

上述結(jié)果反映了我國(guó)期銅價(jià)格與貨幣政策變量入間存在的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但這些關(guān)系并不能被確認(rèn)能夠構(gòu)成統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系，即無(wú)法辨別出變量間的時(shí)間因果方向，對(duì)此的進(jìn)一步驗(yàn)證要通過(guò)Granger因果檢驗(yàn)進(jìn)行。為全面反映問(wèn)題，本研究分別對(duì)1到4階的滯后期進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4：

表4 變量的Granger因果檢驗(yàn)

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(yàn)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(jià)格的Granger原因，M2在1月的滯后期是期銅價(jià)格的Granger原因，顯示M1與M2對(duì)期銅價(jià)格具有預(yù)測(cè)作用，且M1的預(yù)測(cè)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(jià)格的Granger原因，表明利率對(duì)期銅價(jià)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(jià)格之間則不存在Granger因果關(guān)系，說(shuō)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(duì)期銅價(jià)格的預(yù)測(cè)作用不明顯。

此外，期銅價(jià)格在3月、4月的滯后期是M2的Granger原因，顯示前期期銅價(jià)格能夠影響后期的貨幣供應(yīng)量M2.而期銅價(jià)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(jià)格對(duì)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(shí)間序列LM1、LM2、LIR、LXD、LSHFE_P是協(xié)整的，可以對(duì)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(zhǎng)率、M2增長(zhǎng)率、利率變化率、信貸增長(zhǎng)率和期銅收益間的關(guān)系，這能夠?qū)νㄟ^(guò)協(xié)整分析得到的絕對(duì)數(shù)量變化關(guān)系做出補(bǔ)充?；贒M1、DM2、DIR、DXD、DSHFE_P五個(gè)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(shuō)明模型是穩(wěn)定的，可以對(duì)其進(jìn)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(dāng)一個(gè)誤差項(xiàng)發(fā)生變化，或者說(shuō)模型受到某項(xiàng)沖擊時(shí)，各個(gè)變量對(duì)該結(jié)構(gòu)性沖擊的動(dòng)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(guó)貨幣政策沖擊對(duì)期銅價(jià)格的動(dòng)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(dāng)本期貨幣供給量Ml、M2一個(gè)正的沖擊后，期銅價(jià)格立即出現(xiàn)上漲。在第0期，Ml沖擊效應(yīng)（0.582）達(dá)到最大，然后在第1期由正轉(zhuǎn)負(fù)，并在第2期負(fù)向作用達(dá)到最大，之后緩慢上升，在正值與負(fù)值之間交替波動(dòng)，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(dá)到正向最大值0.02，之后急劇下降，在第6期達(dá)到負(fù)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(duì)期銅價(jià)格的動(dòng)態(tài)影響滯后于M1.不難發(fā)現(xiàn)，我國(guó)貨幣供給量沖擊對(duì)期銅價(jià)格影響顯著。當(dāng)實(shí)施擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)，M1對(duì)期銅市場(chǎng)的瞬時(shí)作用明顯，表明我國(guó)貨幣政策M(jìn)1的信息公告效應(yīng)較強(qiáng)。隨著市場(chǎng)資金環(huán)境的寬松，期銅需求大于供給的狀況會(huì)帶來(lái)期銅價(jià)格上漲。同時(shí)，持續(xù)的期銅價(jià)格上漲也會(huì)吸引部分實(shí)體經(jīng)濟(jì)資金通過(guò)各種渠道進(jìn)入期銅市場(chǎng)，進(jìn)一步推動(dòng)期銅市場(chǎng)的繁榮.但從長(zhǎng)期來(lái)看，Ml對(duì)期銅市場(chǎng)影響力要大于M2。

如圖2所示，利率對(duì)期銅價(jià)格的即期沖擊效應(yīng)為0.003，前4期下降至低點(diǎn)（-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(duì)期銅價(jià)格的沖擊在第0期為0.02，前2期下降至低點(diǎn)（-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(shí)效性和幅度來(lái)看，利率和信貸對(duì)上證指數(shù)影響程度較弱，圖4顯示利率調(diào)整對(duì)期銅市場(chǎng)有短期影響，且不穩(wěn)定，利率影響期銅市場(chǎng)的理論效應(yīng)沒(méi)有充分體現(xiàn)。這主要由于我國(guó)市場(chǎng)利率的覆蓋面較小，市場(chǎng)利率在整個(gè)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(duì)期銅價(jià)格動(dòng)態(tài)影響的直接方式而言，貨幣供應(yīng)量的調(diào)整對(duì)期銅價(jià)格影響顯著，并且Ml與期銅價(jià)格的聯(lián)系相對(duì)更為緊密。同時(shí)，我國(guó)利率調(diào)整對(duì)期銅市場(chǎng)的直接影響程度較小，價(jià)格型貨幣工具的作用有待提高。

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

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(gè)內(nèi)生變量（Ml、M2、信貸余額、利率和期銅價(jià)格）的VAR模型，通過(guò)協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解實(shí)證分析了我國(guó)貨幣政策對(duì)期銅價(jià)格的動(dòng)態(tài)影響。實(shí)證結(jié)果表明：

（1）我國(guó)期銅價(jià)格與M1、M2、利率和信貸之間存在著長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，M1、M2和信貸對(duì)我國(guó)期銅價(jià)格有一定的促進(jìn)作用，利率對(duì)我國(guó)期銅價(jià)格具有抑制作用，且信貸對(duì)期銅價(jià)格的長(zhǎng)期拉動(dòng)作用最大。

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

（3）短期內(nèi)，貨幣政策對(duì)期銅價(jià)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(shí)，狹義貨幣供給量Ml對(duì)期銅價(jià)格的動(dòng)態(tài)影響更為顯著。以利率作為貨幣政策變量時(shí)，我國(guó)貨幣市場(chǎng)利率對(duì)期銅價(jià)格的影響較弱，，利率變動(dòng)影響期銅價(jià)格的預(yù)期理論效應(yīng)并未充分體現(xiàn)。

鑒于貨幣政策對(duì)期銅市場(chǎng)影響的有效性，結(jié)合我國(guó)貨幣政策最終目標(biāo)，雖然穩(wěn)定幣值和促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍是央行的首要任務(wù)，但貨幣政策應(yīng)適當(dāng)關(guān)注大宗商品市場(chǎng)價(jià)格的波動(dòng)，并將銅等大宗商品價(jià)格作為重要的參考依據(jù)，可以適時(shí)建立大宗商品價(jià)格波動(dòng)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(guó)貨幣政策的效果，就必須理順貨幣市場(chǎng)與資本市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)關(guān)系，發(fā)揮利率在大宗商品市場(chǎng)的傳導(dǎo)和調(diào)控效應(yīng)。這需要積極推動(dòng)我國(guó)利率的市場(chǎng)化進(jìn)程，形成以基準(zhǔn)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(jià)格型工具有效結(jié)合起來(lái)。

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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(zhǎng)沙人，中南大學(xué)商學(xué)院碩士研究生，研究方向：金融機(jī)構(gòu)與市場(chǎng)研究；湖南長(zhǎng)沙，410083