任森春 刁其波

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽蚌埠 233030）

人民幣匯率對(duì)大宗商品價(jià)格影響研究
——基于非線性STR模型的分析

任森春 刁其波

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)，安徽蚌埠 233030）

采用2006年6月至2016年9月人民幣實(shí)際有效匯率和大宗商品價(jià)格指數(shù)月度數(shù)據(jù)為研究樣本，考查人民幣匯率對(duì)大宗商品價(jià)格的非線性影響。結(jié)果表明：人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格的影響具有明顯非線性非對(duì)稱性效應(yīng)；低機(jī)制狀態(tài)下，人民幣實(shí)際有效匯率波動(dòng)對(duì)大宗商品價(jià)格影響不顯著；高機(jī)制狀態(tài)下，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格影響顯著。

人民幣實(shí)際有效匯率；大宗商品價(jià)格；非線性；平滑轉(zhuǎn)換回歸模型

2005年7月我國(guó)啟動(dòng)人民幣匯率改革，實(shí)行浮動(dòng)匯率制度。國(guó)際資本流動(dòng)以及國(guó)際貿(mào)易發(fā)展使人民幣匯率更加市場(chǎng)化，國(guó)外投資者對(duì)人民幣資產(chǎn)配置變化加大了國(guó)家調(diào)控匯率難度。推進(jìn)人民幣國(guó)際化進(jìn)程，市場(chǎng)對(duì)人民幣需求將增加，且人民幣呈現(xiàn)長(zhǎng)期升值趨勢(shì)；但短期受美聯(lián)儲(chǔ)加息預(yù)期變化等國(guó)際因素影響，人民幣匯率波動(dòng)會(huì)成為常態(tài)。

大宗商品價(jià)格劇烈波動(dòng)對(duì)國(guó)家工業(yè)生產(chǎn)及通貨膨脹等產(chǎn)生較大影響。中國(guó)作為世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)重要推動(dòng)者，對(duì)能源商品、基礎(chǔ)原材料和農(nóng)副產(chǎn)品需求量增長(zhǎng)迅速，國(guó)內(nèi)生產(chǎn)無(wú)法滿足需求，必須大量進(jìn)口大宗商品。目前我國(guó)已成為全球最大大宗商品消費(fèi)國(guó)。據(jù)有關(guān)數(shù)據(jù)顯示①數(shù)據(jù)來(lái)源：中國(guó)海關(guān)總署網(wǎng)頁(yè)（http://www.customs.gov.cn/tabid/49666/Default.aspx）。：2016年前三季度，我國(guó)大豆累計(jì)進(jìn)口6 118.8萬(wàn)噸，同期增長(zhǎng)2.6%，而累積金額同期減少0.1%；進(jìn)口原油28 350.8萬(wàn)噸，累計(jì)同比增長(zhǎng)14%，累積金額減少15.5%；銅礦石進(jìn)口量增長(zhǎng)31.9%，進(jìn)口金額僅增長(zhǎng)13.9%。進(jìn)口量上升情況下，進(jìn)口金額減少或增長(zhǎng)遠(yuǎn)低于進(jìn)口量增長(zhǎng)，理論上應(yīng)表現(xiàn)為大宗商品價(jià)格下降或進(jìn)口國(guó)貨幣購(gòu)買力增強(qiáng)，而大宗商品價(jià)格指數(shù)從2016年2月開始企穩(wěn)回升，指數(shù)總體呈上升趨勢(shì)；人民幣相對(duì)于美元的購(gòu)買力也在走弱，一定程度上反映出人民幣匯率對(duì)大宗商品價(jià)格傳遞不完全性特征。

在人民幣匯率長(zhǎng)期持續(xù)升值、短期波動(dòng)背景下，大宗商品價(jià)格頻繁、劇烈波動(dòng)使我國(guó)政府宏觀調(diào)控、進(jìn)出口企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理以及投資者決策面臨挑戰(zhàn)。大宗商品特別是能源類商品價(jià)格持續(xù)上漲增加我國(guó)進(jìn)口成本和企業(yè)負(fù)擔(dān)；農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲可能帶來(lái)通貨膨脹等問題。匯率代表貨幣相對(duì)購(gòu)買力，在國(guó)際貿(mào)易中是影響大宗商品價(jià)格的最直接因素，研究人民幣匯率對(duì)大宗商品價(jià)格影響機(jī)制具有重要意義。

一、文獻(xiàn)回顧

有關(guān)大宗商品影響因素的研究多從市場(chǎng)供求、貨幣政策、金融市場(chǎng)以及投機(jī)行為等方面分析。在市場(chǎng)供求方面，傳統(tǒng)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，供不應(yīng)求，價(jià)格必然上升。張珣等[1]以石油能源類大宗商品為例，提出早期多由供給驅(qū)動(dòng)、重大政治事件對(duì)產(chǎn)油國(guó)沖擊使全球原油供給急劇萎縮，國(guó)際油價(jià)暴漲。Mackey[2]研究表明，能源類商品價(jià)格彈性較小，供給方多處于寡頭壟斷地位，控制國(guó)際石油產(chǎn)量，對(duì)石油國(guó)際定價(jià)具有重要影響。20世紀(jì)90年代開始，隨著新興市場(chǎng)發(fā)展，工業(yè)生產(chǎn)對(duì)石油的需求不斷增加，引發(fā)國(guó)際油價(jià)大幅上漲。2008年金融危機(jī)爆發(fā)，世界經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)趨緩，經(jīng)濟(jì)體對(duì)石油需求銳減，導(dǎo)致能源類大宗商品價(jià)格下降。

在貨幣政策方面，現(xiàn)有研究貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格影響主要從影響效果、影響機(jī)制和途徑等入手，大宗商品以美元計(jì)價(jià)，貨幣政策變化影響大宗商品變化程度。以國(guó)際油價(jià)為例，Chanbers[3]在美國(guó)股市和石油價(jià)格分析中發(fā)現(xiàn)，牛市中油價(jià)增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)高于熊市下降速度，學(xué)者將此現(xiàn)象歸因于美國(guó)貨幣政策變化。全球流動(dòng)性變化對(duì)大宗商品價(jià)格有長(zhǎng)期穩(wěn)定影響，張?zhí)祉擺4]基于1993年1月至2014年12月月度數(shù)據(jù)考查貨幣政策對(duì)國(guó)際大宗商品價(jià)格動(dòng)態(tài)變化影響機(jī)制研究表明，國(guó)際大宗商品價(jià)格共同成分與全球流動(dòng)性過剩間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，在價(jià)格預(yù)警方面，我國(guó)應(yīng)將西方國(guó)家的貨幣政策作為重要監(jiān)控因素。貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格影響主要通過利率和貨幣供應(yīng)量途徑。多恩布什超調(diào)理論可用于分析利率對(duì)大宗商品的影響，F(xiàn)rankel[5-7]通過實(shí)證分析，論證利率下降會(huì)促使大宗商品價(jià)格上升，且利率每降低1%，大宗商品價(jià)格提高4%～6%。Belke[8]以VAR模型分析貨幣供應(yīng)量對(duì)大宗商品價(jià)格的影響，研究結(jié)果表明長(zhǎng)期內(nèi)，全球流動(dòng)性過剩是大宗商品價(jià)格變化的主要驅(qū)動(dòng)因素。

在金融市場(chǎng)方面，隨著大宗商品金融化速度加快，其價(jià)格波動(dòng)呈現(xiàn)金融時(shí)間序列波動(dòng)性特征。大量機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)入大宗商品市場(chǎng)使商品市場(chǎng)與資本證券市場(chǎng)聯(lián)系更緊密，市場(chǎng)間資金流動(dòng)是大宗商品定價(jià)重要影響因素[9]。同時(shí)，因投資者持有兩個(gè)市場(chǎng)資產(chǎn)，當(dāng)其中一種資產(chǎn)市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)上升，為滿足流動(dòng)性需求，投資者會(huì)改變投資策略，加劇市場(chǎng)不確定性，增加風(fēng)險(xiǎn)蔓延。風(fēng)險(xiǎn)蔓延會(huì)逐步擴(kuò)散至其他國(guó)家金融市場(chǎng)，中國(guó)大宗商品定價(jià)存在金融化問題，且美國(guó)股票市場(chǎng)會(huì)廣泛影響中國(guó)商品現(xiàn)貨定價(jià)[10]。此外，市場(chǎng)投資者非理性行為將加劇商品市場(chǎng)價(jià)格波動(dòng)[11]。

Trostle[12]研究表明，在投機(jī)行為方面，機(jī)構(gòu)投資者不斷涌入大宗商品現(xiàn)貨及期貨市場(chǎng)很大程度上造成商品價(jià)格逐步背離經(jīng)濟(jì)基本面。張俊曉等[13]認(rèn)為2005年后投機(jī)因素對(duì)大宗商品價(jià)格影響程度逐步加深，并成為2006—2008年大宗商品價(jià)格上漲的重要原因。Kaufmarm[14]分析石油期貨和現(xiàn)貨價(jià)格，發(fā)現(xiàn)投機(jī)行為放大基本面因素引起大宗商品價(jià)格上漲。但亦有研究反對(duì)以上觀點(diǎn)。Hamilton[15]認(rèn)為基本面供需因素是大宗商品價(jià)格決定性影響因素，投機(jī)不會(huì)造成大宗商品價(jià)格大幅上漲。Korniotis[16]從實(shí)證角度入手，通過對(duì)比金屬行業(yè)期貨市場(chǎng)與大宗商品價(jià)格關(guān)系得出兩個(gè)市場(chǎng)均與大宗商品價(jià)格有長(zhǎng)期穩(wěn)定相關(guān)性，否定投機(jī)因素對(duì)大宗商品價(jià)格的影響。

匯率與大宗商品價(jià)格研究，多側(cè)重于匯率對(duì)單一產(chǎn)品的價(jià)格影響。Akram[17]通過研究匯率與主要農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格關(guān)系提出，匯率對(duì)玉米、棉花和豆油價(jià)格聯(lián)動(dòng)效應(yīng)較明顯，而對(duì)小麥價(jià)格預(yù)測(cè)作用不顯著。國(guó)內(nèi)側(cè)重于以實(shí)證方法研究匯率對(duì)進(jìn)出口價(jià)格的影響，陳六傅等[18]利用VAR方法估計(jì)1990—2005年人民幣名義有效匯率對(duì)進(jìn)口價(jià)格的影響，結(jié)果表明，名義有效匯率對(duì)我國(guó)進(jìn)口價(jià)格影響雖顯著但程度較低；名義有效匯率每上升1%，進(jìn)口價(jià)格降低不超過0.01%。曹偉等[19]從非對(duì)稱性角度研究1995—2009年原油進(jìn)口匯率傳遞率動(dòng)態(tài)變化，認(rèn)為人民幣貶值對(duì)進(jìn)口原油價(jià)格影響遠(yuǎn)大于升值影響。張曉莉等[20]運(yùn)用多元協(xié)整模型、誤差修正模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)等方法，分析人民幣兌美元匯率與國(guó)內(nèi)大宗農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格間關(guān)系。實(shí)證結(jié)果表明，人民幣兌美元匯率升值與大宗農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲存在正相關(guān)關(guān)系，美元貶值可能會(huì)導(dǎo)致大宗農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格升高。

現(xiàn)有關(guān)于大宗商品價(jià)格影響因素研究大多是分類研究，匯率側(cè)重點(diǎn)在于研究其與石油以及農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格間相關(guān)關(guān)系。而石油或農(nóng)產(chǎn)品僅是大宗商品中一種，單獨(dú)研究一種商品很難全面反映匯率對(duì)全部大宗商品作用機(jī)制。此外，研究匯率與進(jìn)出口商品價(jià)格多偏向于線性協(xié)整檢驗(yàn)，難以較好擬合因外部沖擊而導(dǎo)致的非線性效應(yīng)。從非對(duì)稱性角度研究匯率與大宗商品價(jià)格關(guān)系者較少，觀察匯率與大宗商品價(jià)格指數(shù)趨勢(shì)圖可發(fā)現(xiàn)二者作用機(jī)制非完全線性相關(guān)關(guān)系，二者是否存在非線性機(jī)制是本文研究重點(diǎn)?；诖耍疚囊肫交D(zhuǎn)換回歸（STR）模型從非線性角度研究人民幣匯率對(duì)大宗商品價(jià)格影響機(jī)制，實(shí)證分析人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格指數(shù)的非線性效應(yīng)。

二、模型假定

本文將人民幣有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格指數(shù)影響機(jī)制的基礎(chǔ)模型假定為：

其中，CCPI（China Commodity Price Index）為中國(guó)大宗商品價(jià)格指數(shù)，REER（Real Effective Exchange Rate）為人民幣實(shí)際有效匯率，表示剔除通貨膨脹對(duì)貨幣本身價(jià)值影響后人民幣相對(duì)購(gòu)買力，m表示匯率滯后階數(shù)，n表示大宗商品價(jià)格滯后階數(shù)，εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。為考查匯率對(duì)大宗商品價(jià)格是否存在非線性影響，采用平滑轉(zhuǎn)換回歸（STR）模型檢驗(yàn)，進(jìn)一步在上述基礎(chǔ)模型中引入轉(zhuǎn)換函數(shù)，構(gòu)造非線性模型。具體表示為：

式中，G（γ，c；st）是值域?yàn)閇0，1]的連續(xù)有界函數(shù)，稱為轉(zhuǎn)換函數(shù)，根據(jù)轉(zhuǎn)換函數(shù)形式不同，STR模型可分為指數(shù)型STR（ESTR）和邏輯斯蒂型STR（LSTR），其中，ESTR轉(zhuǎn)換函數(shù)，G（γ，c；st）=1-exp（-γ（st-c））2，γ＞0；邏輯斯蒂型STR分為兩種形式，當(dāng)G（γ，c；st）=[1+exp（-γ（st-c））]-1，γ＞0，則為L(zhǎng)STR1模型；G（γ，c；st）=[1+exp（-γ（stc1）（st-c2））]-1，γ＞0，c1≤c2，則為L(zhǎng)STR2模型。γ為轉(zhuǎn)換函數(shù)斜率，值越大表示變量在兩種機(jī)制間轉(zhuǎn)換速度越快，當(dāng)γ趨向于0時(shí)，非線性部分不存在，模型變成假定基礎(chǔ)線性回歸模型。c為閾值，表示狀態(tài)轉(zhuǎn)換時(shí)刻，即“轉(zhuǎn)折點(diǎn)”，st為轉(zhuǎn)換變量。當(dāng)st在閾值c左右取值時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G（γ，c；st）值域會(huì)單調(diào)變化，反映變量轉(zhuǎn)變前后效果差異。轉(zhuǎn)換函數(shù)引入實(shí)現(xiàn)線性函數(shù)間平滑轉(zhuǎn)換，使STR模型較好描述時(shí)間序列在機(jī)制間的平滑過渡，模型建立中的非線性檢驗(yàn)也為判斷變量間非線性效應(yīng)提供依據(jù)。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取及穩(wěn)定性檢驗(yàn)

人民幣實(shí)際有效匯率（REER）是以對(duì)外貿(mào)易比重為權(quán)重，對(duì)貿(mào)易伙伴雙邊匯率加權(quán)平均得到的匯率指數(shù)?？紤]本國(guó)通貨膨脹以及對(duì)外貿(mào)易因素，并且剔除價(jià)格變動(dòng)影響，因此可較準(zhǔn)確反映我國(guó)匯率水平，該指數(shù)廣泛運(yùn)用于國(guó)際組織經(jīng)貿(mào)研究。本文REER數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)際清算銀行（BIS）數(shù)據(jù)庫(kù)。大宗商品價(jià)格指數(shù)（CCPI）數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)流通產(chǎn)業(yè)網(wǎng)，指數(shù)涵蓋能源、鋼鐵、礦產(chǎn)品、有色金屬、橡膠、農(nóng)產(chǎn)品、牲畜、油料油脂、食糖等9類26種商品。樣本區(qū)間均為2006年6月至2016年9月月度數(shù)據(jù)。

建模時(shí)間序列數(shù)據(jù)要求數(shù)據(jù)穩(wěn)定，否則會(huì)出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象。上述兩組數(shù)據(jù)ADF檢驗(yàn)結(jié)果見表1。

由表1可知，實(shí)際有效匯率和大宗商品價(jià)格指數(shù)原始序列均不平穩(wěn)，但對(duì)二者一階差分處理后，數(shù)據(jù)均平穩(wěn)?；谏鲜鰴z驗(yàn)結(jié)果，對(duì)差分處理的CCPI（DCCPI）和REER（DREER）平穩(wěn)數(shù)據(jù)建模。

（二）滯后階數(shù)及轉(zhuǎn)換函數(shù)形式選取

STR模型中線性部分滯后階數(shù)確定可參照VAR模型，即假定最大滯后階數(shù)為8階，利用AIC、SC等準(zhǔn)則，D.W.值和t值剔除不必要滯后項(xiàng)，最終確定時(shí)間序列數(shù)據(jù)最佳滯后階數(shù)為1階，檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表1 REER和CCPI的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

非線性部分檢驗(yàn)基于轉(zhuǎn)換函數(shù)三級(jí)泰勒展開式進(jìn)行，設(shè)定原假設(shè)H0:α1=α2=α3，拒絕原假設(shè)則意味接受非線性，接受原假設(shè)則不存在非線性。Terasvirta提出以F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ褪欠翊嬖诜蔷€性。序貫檢驗(yàn)如下：

原假設(shè)H04、H03、H02分別對(duì)應(yīng)統(tǒng)計(jì)量F4、F3、F2，如果拒絕H03的p值最小，則選擇ESTR模型，反之選擇LSTR模型。根據(jù)上述檢驗(yàn)過程，變量檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

表2 滯后階數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

表3 非線性檢驗(yàn)結(jié)果

由表3可知，以人民幣實(shí)際有效匯率一期滯后DREER（t）作為轉(zhuǎn)換變量，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)p值為6.0176e-03，顯然拒絕原假設(shè)，認(rèn)為人民幣實(shí)際有效匯率與大宗商品價(jià)格指數(shù)存在非線性關(guān)系。此時(shí)非線性轉(zhuǎn)換模型為L(zhǎng)STR1，即轉(zhuǎn)換函數(shù)G（γ，c；st）=[1+exp（-γ（st-c））]-1，γ＞0。

（三）參數(shù)估計(jì)

根據(jù)JMulTi軟件采用BFGS迭代法對(duì)初始參數(shù)γ和c設(shè)置初始區(qū)間為[0.50，10]和[-3.56，4.29]。取步長(zhǎng)為1/30，即等距取出30個(gè)可能參數(shù)值，構(gòu)造900對(duì)組合，構(gòu)造二元網(wǎng)格，給定任意一組γ和c值，取遍上述網(wǎng)格組合，最終確定殘差平方和最小γ和c初始值分別為10和2.9366。搜索結(jié)果見圖1和圖2。將數(shù)值帶入轉(zhuǎn)換函數(shù)，確定最優(yōu)結(jié)果。經(jīng)過多次調(diào)整，剔除不顯著變量，最終得到估計(jì)結(jié)果（見表4）。

（四）實(shí)證結(jié)果分析

從模型線性部分而言，人民幣實(shí)際有效匯率與大宗商品價(jià)格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與前文所述實(shí)際情況相符，如果人民幣貶值，表現(xiàn)為人民幣實(shí)際有效匯率上升，購(gòu)買大宗商品本幣增加，表現(xiàn)為大宗商品價(jià)格上升。系數(shù)為-0.71122，說明人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格影響較小，大宗商品價(jià)格還受其他外生變量影響，如國(guó)民生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量等。國(guó)民生產(chǎn)總值是國(guó)家實(shí)體經(jīng)濟(jì)實(shí)力表現(xiàn)，對(duì)大宗商品價(jià)格影響具有持續(xù)性特征；貨幣供應(yīng)量和利率水平在短期內(nèi)通過改變貨幣相對(duì)購(gòu)買力間接影響大宗商品價(jià)格。

在模型非線性部分中，轉(zhuǎn)換變量DREER（t）系數(shù)為-11.18328，因此非線性部分非轉(zhuǎn)換函數(shù)部分主要由DREER（t）決定，而模型非線性部分由轉(zhuǎn)換函數(shù)決定，轉(zhuǎn)換函數(shù)越小，非線性效應(yīng)效果越小。從整體模型而言，因非線性部分存在，會(huì)削弱線性部分負(fù)相關(guān)效應(yīng)，使人民幣實(shí)際有效匯率和大宗商品價(jià)格指數(shù)負(fù)相關(guān)性減弱。由模型實(shí)證結(jié)果可知，模型閾值c=2.97108，落在位置參數(shù)取值范圍內(nèi)，具有較好合意性。實(shí)證過程證明人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格指數(shù)具有明顯非對(duì)稱性。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量DREER（t）大于2.97108時(shí)，模型非線性效應(yīng)明顯增強(qiáng)。γ=19.32962，說明轉(zhuǎn)換速度較快。

圖1 STR1模型的網(wǎng)格搜索平面

圖2 STR1模型的網(wǎng)格搜索等高線

表4LSTR1估計(jì)結(jié)果

由圖3可知，選取DREER（t）作為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，可較好體現(xiàn)轉(zhuǎn)換平滑性。從模型估計(jì)結(jié)果而言，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量DREER（t）小于模型閾值c（c= 2.97108）時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)G值趨近于0，此時(shí)LSTR1模型退化為簡(jiǎn)單線性模型；當(dāng)DREER（t）大于c時(shí)，實(shí)際有效匯率與大宗商品價(jià)格指數(shù)存在明顯非線性關(guān)系。人民幣實(shí)際有效匯率增量較小時(shí)（低于位置參數(shù)），系數(shù)為-0.71122，表明此時(shí)匯率上升對(duì)大宗商品價(jià)格降低效應(yīng)不顯著；而人民幣實(shí)際有效匯率增量較大時(shí)（大于位置參數(shù)），系數(shù)為-11.8945[-0.71122+（-11.18328）]，此時(shí)實(shí)際有效匯率上升對(duì)大宗商品價(jià)格下降效應(yīng)十分顯著。圖4為轉(zhuǎn)換函數(shù)G（γ，c；DREER（t）時(shí)序圖，可知人民幣實(shí)際有效匯率增長(zhǎng)率與大宗商品價(jià)格增長(zhǎng)率呈現(xiàn)明顯階段性特征。2008年9月至2009年1月，因DREER（t）大于c，轉(zhuǎn)換函數(shù)值無(wú)限趨近于1，直至非線性效應(yīng)完全體現(xiàn)。此階段正值美國(guó)金融危機(jī)擴(kuò)散時(shí)期，金融形勢(shì)動(dòng)蕩使匯率市場(chǎng)較混亂，此時(shí)人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格傳遞較復(fù)雜（G無(wú)限接近于1）。此后，金融危機(jī)沖擊結(jié)束，人民幣實(shí)際有效匯率與大宗商品價(jià)格指數(shù)在非線性和線性機(jī)制間相互轉(zhuǎn)換。2012年我國(guó)進(jìn)一步推進(jìn)匯率改革，銀行間即期外匯市場(chǎng)人民幣兌美元交易價(jià)浮動(dòng)幅度由0.5%擴(kuò)大至1%，進(jìn)一步增強(qiáng)匯率彈性。此階段，人民幣實(shí)際有效匯率與大宗商品價(jià)格指數(shù)表現(xiàn)出非線性特征，人民幣實(shí)際有效匯率上升或下降對(duì)大宗商品價(jià)格影響有非對(duì)稱性效應(yīng)。除2014年末月份外，轉(zhuǎn)換函數(shù)DREER（t）再次出現(xiàn)小于閾值c情況，模型再次退化為線性。

圖3 轉(zhuǎn)換函數(shù)散點(diǎn)

圖4 轉(zhuǎn)換函數(shù)時(shí)序

由圖5可知，較之線性模型，LSTR1模型產(chǎn)生的擬合數(shù)據(jù)動(dòng)態(tài)特征與原始數(shù)據(jù)更匹配，本文估計(jì)的非線性模型可更好捕捉不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，人民幣實(shí)際有效匯率與大宗商品價(jià)格指數(shù)間動(dòng)態(tài)關(guān)系。

四、結(jié)論

圖5 模型擬合效果對(duì)比

大宗商品影響因素研究一直是國(guó)際金融領(lǐng)域熱點(diǎn)。運(yùn)用STR模型考查人民幣匯率對(duì)大宗商品價(jià)格影響機(jī)制，對(duì)理清非線性機(jī)制、完善匯率對(duì)大宗商品傳導(dǎo)方式具有重要參考價(jià)值。

本文在傳統(tǒng)線性模型基礎(chǔ)上引入轉(zhuǎn)換函數(shù)，建立平滑轉(zhuǎn)換回歸模型，研究人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格指數(shù)影響的非線性效應(yīng)。實(shí)證結(jié)果表明，人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)大宗商品價(jià)格影響存在非對(duì)稱效應(yīng)，STR模型可很好擬合該效應(yīng)。具體表現(xiàn)為，人民幣實(shí)際有效匯率增量較?。ㄐ∮谖恢脜?shù)）時(shí)，匯率上升對(duì)大宗商品價(jià)格降低效應(yīng)不顯著；而人民幣實(shí)際有效匯率增量較大（大于位置參數(shù)）時(shí)，人民幣實(shí)際有效匯率上升對(duì)大宗商品價(jià)格下降效應(yīng)十分顯著。同時(shí)，從實(shí)證結(jié)果可大致判斷隨著人民幣國(guó)際化進(jìn)程推進(jìn)，人民幣匯率波動(dòng)對(duì)大宗商品價(jià)格非線性沖擊效應(yīng)在逐步減弱，匯率市場(chǎng)化推進(jìn)有利于減緩大宗商品價(jià)格波動(dòng)。

大宗商品價(jià)格劇烈波動(dòng)不利于實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。中國(guó)作為新興經(jīng)濟(jì)體，對(duì)進(jìn)口商品特別是能源類商品需求逐年上升，大宗商品價(jià)格劇烈波動(dòng)不利于我國(guó)進(jìn)出口產(chǎn)業(yè)發(fā)展。因此應(yīng)密切關(guān)注人民幣匯率與大宗商品價(jià)格走勢(shì)，積極推進(jìn)人民幣計(jì)價(jià)大宗商品。以亞投行、“一帶一路”戰(zhàn)略為契機(jī)，積極推進(jìn)人民幣國(guó)際化進(jìn)程，在交易結(jié)算中實(shí)現(xiàn)人民幣廣泛使用。完善大宗商品價(jià)格預(yù)警與預(yù)測(cè)機(jī)制，重點(diǎn)監(jiān)測(cè)各國(guó)匯率波動(dòng)對(duì)大宗商品價(jià)格影響。

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F830.9

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1672-3805(2017)01-0018-08

：2016-12-20

任森春（1965-），男，安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院教授，研究方向?yàn)樯虡I(yè)銀行經(jīng)營(yíng)與管理、非正規(guī)金融。