劉璐 張幫正
摘要:以工業(yè)產(chǎn)出為例,采用向量自回歸模型和大型近似因子模型,在全樣本和滾動(dòng)樣本框架下,就國際大宗商品金融化對(duì)中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)、傳導(dǎo)渠道和作用機(jī)制進(jìn)行了遞進(jìn)式的實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn):(1)國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)存在放大效應(yīng),且該放大效應(yīng)在國際金融危機(jī)期間及2014年以來顯著增強(qiáng);(2)渠道檢驗(yàn)顯示,金融化主要通過信息渠道影響工業(yè)產(chǎn)出,成本渠道傳導(dǎo)受阻。進(jìn)一步將金融化經(jīng)由信息渠道影響工業(yè)產(chǎn)出的作用機(jī)理分解為信息顯示機(jī)制和信號(hào)扭曲機(jī)制,實(shí)證結(jié)果表明,總體上信號(hào)扭曲機(jī)制起主導(dǎo)作用,金融化引入信息噪音、扭曲國際大宗商品價(jià)格信號(hào),干擾國內(nèi)市場(chǎng)主體的行為決策,從而加劇產(chǎn)出波動(dòng)。
關(guān)鍵詞:大宗商品;金融化;價(jià)格波動(dòng);實(shí)體經(jīng)濟(jì);工業(yè)產(chǎn)出;信息渠道;信號(hào)扭曲機(jī)制
文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A
文章編號(hào):1002-2848-2020(04)-0039-15
一、研究背景
21世紀(jì)以來,在衍生品交易管制放松、互聯(lián)網(wǎng)泡沫破裂以及全球流動(dòng)性擴(kuò)張的疊加刺激下,以往集中于傳統(tǒng)金融市場(chǎng)的機(jī)構(gòu)投資者開始積極參與商品期貨交易,大量金融資本加速涌入大宗商品市場(chǎng),這一趨勢(shì)被稱為大宗商品金融化[1-2]。隨著金融資本的不斷進(jìn)場(chǎng),國際大宗商品價(jià)格動(dòng)態(tài)發(fā)生顯著改變,呈現(xiàn)出劇烈波動(dòng)的異常景象[3-4]。作為生產(chǎn)生活中不可或缺的基礎(chǔ)物質(zhì)資料,大宗商品的價(jià)格變動(dòng)關(guān)系到國民經(jīng)濟(jì)的各個(gè)方面,其金融化趨勢(shì)的影響勢(shì)必會(huì)傳導(dǎo)至實(shí)體經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域。
近年來,我國大宗商品對(duì)外依存度持續(xù)攀升,國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)作為中國經(jīng)濟(jì)外部沖擊來源的重要性與日俱增。據(jù)海關(guān)總署統(tǒng)計(jì),2017年我國原油進(jìn)口量達(dá)4.2億噸,同比增長10.1%,天然氣進(jìn)口量6857萬噸,同比增長26.9%,大豆進(jìn)口量9554萬噸,同比增長13.9%;2018年,各主要大宗商品的進(jìn)口量繼續(xù)保持增長,天然氣進(jìn)口量同比增長31.9%,銅進(jìn)口量增長12.9%,原油進(jìn)口量增長10.1%。在這一背景下,國際大宗商品金融化對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的潛在影響不容小覷。
國內(nèi)外學(xué)者對(duì)大宗商品金融化問題進(jìn)行了積極探析,研究成果日益豐富。多數(shù)研究主要基于內(nèi)部視角探討金融化給大宗商品市場(chǎng)自身帶來的改變,重點(diǎn)關(guān)注金融化對(duì)價(jià)格形成機(jī)制的影響,熱點(diǎn)議題包括大宗商品價(jià)格是否存在投機(jī)泡沫[5-6]、金融投機(jī)和基本面因素的驅(qū)動(dòng)力對(duì)比[3,7]、金融化力量對(duì)跨類商品相關(guān)性的影響[1]、大宗商品與股票市場(chǎng)的關(guān)聯(lián)機(jī)制[8-9]?;谕獠恳暯强疾齑笞谏唐方鹑诨瘜?duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)影響的文獻(xiàn)則較為有限。Sockin等[10]證明在不完全信息條件下,金融投資者在期貨市場(chǎng)的非基本面交易將產(chǎn)生信息噪音,扭曲大宗商品價(jià)格信號(hào),從而干擾生產(chǎn)者決策。Brogaard等[11]發(fā)現(xiàn)金融化以來指數(shù)商品的信息效率顯著下降,且商品指數(shù)化投資會(huì)削弱企業(yè)做出最優(yōu)經(jīng)營決策的能力。國內(nèi)方面,盡管越來越多學(xué)者認(rèn)識(shí)到國際大宗商品金融化的加速深化不可避免地會(huì)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響,但不論是理論分析還是經(jīng)驗(yàn)研究均相當(dāng)匱乏,多數(shù)文獻(xiàn)僅在定性層面上進(jìn)行簡(jiǎn)單論述。如張翔等[12]對(duì)金融化與中國宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證考察,但只初步探究了影響效應(yīng),對(duì)內(nèi)在機(jī)理的挖掘尚不夠深入。
鑒于此,本文從宏觀視角出發(fā),以工業(yè)總產(chǎn)出為著眼點(diǎn),嘗試在理論分析的基礎(chǔ)上構(gòu)建實(shí)證框架,運(yùn)用向量自回歸(VAR)模型與大型近似因子模型,定量分析2002—2016年國際大宗商品金融化對(duì)中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響。本文的主要貢獻(xiàn)在于:第一,基于統(tǒng)一的實(shí)證框架,就國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的影響效應(yīng)、傳導(dǎo)渠道和作用機(jī)制進(jìn)行了遞進(jìn)式的深入探究,一方面豐富了大宗商品金融化實(shí)體經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn),另一方面也有助于深化認(rèn)識(shí)國際大宗商品金融化給中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)帶來的風(fēng)險(xiǎn)和挑戰(zhàn)。第二,在傳導(dǎo)渠道分析中,不僅考慮了傳統(tǒng)的成本渠道,還對(duì)以往研究較少關(guān)注的信息渠道進(jìn)行了檢驗(yàn),并發(fā)現(xiàn)后者起主導(dǎo)作用,從而為政府部門通過預(yù)期管理來防范國際大宗商品金融化風(fēng)險(xiǎn)提供了決策支持。第三,進(jìn)一步將金融化在信息渠道中的作用機(jī)理分解為信息顯示機(jī)制和信號(hào)扭曲機(jī)制,并從全球高維經(jīng)濟(jì)信息集中提取基本面因子,實(shí)現(xiàn)了對(duì)兩種機(jī)制的有效分離和量化比較,進(jìn)而為大宗商品金融化的負(fù)外部性提供了來自中國實(shí)體部門的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。
二、理論分析
理論上,大宗商品價(jià)格波動(dòng)是大宗商品金融化影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的載體,因此本部分依次闡釋金融化與大宗商品價(jià)格波動(dòng)的關(guān)系、國際大宗商品價(jià)格沖擊與中國工業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系,在此基礎(chǔ)上提煉出國際大宗商品金融化影響中國工業(yè)產(chǎn)出的傳導(dǎo)渠道和作用機(jī)制。
(一)金融化與大宗商品價(jià)格波動(dòng)
近十多年來,對(duì)沖基金、投資銀行等金融投資者在國際大宗商品市場(chǎng)中的參與度和重要性不斷提升。這些金融機(jī)構(gòu)并不具有商業(yè)性動(dòng)機(jī),而主要是利用商品期貨進(jìn)行指數(shù)化投資、資產(chǎn)配置、量化交易等投機(jī)性活動(dòng)?,F(xiàn)有研究一般將金融投資者在期貨市場(chǎng)中的投機(jī)交易稱作金融投機(jī),有別于傳統(tǒng)貿(mào)易商的囤貨投機(jī)行為,金融投機(jī)不以實(shí)物供需為基礎(chǔ),是由外生的金融投資決策所驅(qū)動(dòng)的非基本面力量[13-14]。
部分學(xué)者基于庫存理論認(rèn)為,若金融投機(jī)催生價(jià)格泡沫,則商品價(jià)格與庫存水平都會(huì)上升,而在2003—2008年全球大宗商品價(jià)格急劇上漲階段,庫存并未顯著增加,說明商品價(jià)格劇烈波動(dòng)的根源在于基本面,投機(jī)未產(chǎn)生重要影響[5]。但這一論斷是建立在完全信息假設(shè)上的,現(xiàn)實(shí)中大宗商品市場(chǎng)參與者往往面臨嚴(yán)重的信息摩擦,無法及時(shí)掌握商品供求的全部信息。在不完全信息條件下,市場(chǎng)波動(dòng)的原因既包括基本面沖擊(信息),也可能源自非基本面沖擊(噪音)[15-16]。Stein[17]認(rèn)為,期貨市場(chǎng)新投機(jī)者的進(jìn)入或投機(jī)交易的增加會(huì)帶來信息噪音,這將對(duì)現(xiàn)貨市場(chǎng)既有參與者產(chǎn)生負(fù)信息外部性:一是使其交易意愿降低,二是致使其做出錯(cuò)誤決策,由此加劇市場(chǎng)動(dòng)蕩甚至造成福利損失。Kaufmann[18]指出,大部分非商業(yè)交易者可視為噪音交易者,其投機(jī)預(yù)期將阻礙其他參與者進(jìn)行理性套利,從而造成大宗商品價(jià)格對(duì)其基礎(chǔ)價(jià)值的偏離。因此,在信息摩擦環(huán)境中,金融投機(jī)具有噪音屬性,能夠在不改變庫存水平的情況下引發(fā)商品價(jià)格波動(dòng)[10]。
盡管在金融化趨勢(shì)下,涌入大宗商品市場(chǎng)的機(jī)構(gòu)投資者大多進(jìn)行純粹的金融投機(jī)[1,4],但金融交易者有時(shí)也會(huì)關(guān)注基本面信息,致使其行為具有內(nèi)生性[14],在這種情況下,金融資本與商品價(jià)格的關(guān)聯(lián)機(jī)制實(shí)際上仍來自基本面而非金融投機(jī)[19]。Gilbert等[20]發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)的指數(shù)基金持倉變動(dòng)能夠預(yù)測(cè)綜合商品指數(shù)的未來走勢(shì),表明指數(shù)基金行為一定程度上受宏觀經(jīng)濟(jì)信息驅(qū)動(dòng)。Fishe等[21]基于異質(zhì)信念理論指出,在資金規(guī)模、風(fēng)險(xiǎn)容忍和信心程度等方面占優(yōu)勢(shì)的基金公司是大宗商品交易的強(qiáng)信念方,會(huì)推動(dòng)價(jià)格向其預(yù)期方向變動(dòng),若強(qiáng)信念方交易是信息驅(qū)動(dòng)的,那么將有助于商品價(jià)格回歸基礎(chǔ)價(jià)值,若其行為是非信息化的或受噪音驅(qū)動(dòng),則將導(dǎo)致價(jià)格脫離供求基本面。事實(shí)上,監(jiān)管當(dāng)局旨在通過加強(qiáng)金融持倉限制來穩(wěn)定商品市場(chǎng)的政策有效性正日益受到質(zhì)疑,一味限制金融資本參與并不一定能平抑市場(chǎng)過度波動(dòng),反而可能降低定價(jià)效率[10]。因此,金融化對(duì)大宗商品價(jià)格波動(dòng)具有“雙刃劍”作用:一方面,金融資本不斷進(jìn)場(chǎng)并進(jìn)行投機(jī)交易,會(huì)帶來大量信息噪音,降低市場(chǎng)有效性,加劇價(jià)格波動(dòng);另一方面,金融投資者參與度的提升也有可能為市場(chǎng)注入更多基本面信息,有助于提升信息含量,促進(jìn)價(jià)格發(fā)現(xiàn)。
(二)國際大宗商品價(jià)格沖擊與中國工業(yè)產(chǎn)出
根據(jù)文獻(xiàn)資料與現(xiàn)實(shí)情況,國際大宗商品價(jià)格沖擊主要通過以下渠道傳導(dǎo)至我國實(shí)體部門。
1.成本渠道
傳統(tǒng)觀點(diǎn)通常將大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)機(jī)制歸結(jié)為成本效應(yīng),表現(xiàn)為國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)將使中國工業(yè)產(chǎn)出反向變化。長期以來,我國對(duì)原油、銅、鐵礦石等工業(yè)基礎(chǔ)原料存在較強(qiáng)的進(jìn)口依賴。進(jìn)口大宗商品價(jià)格上漲直接的后果是推高國內(nèi)原材料采購價(jià)格,導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本上升,壓縮利潤空間,迫使供給曲線左移,從而造成產(chǎn)出下降和價(jià)格上漲;反之,國際大宗商品價(jià)格下跌有利于降低國內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)成本,擴(kuò)大利潤空間,促使供給曲線右移,推動(dòng)產(chǎn)出增加和價(jià)格下降。國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)的成本沖擊效應(yīng)得到了國內(nèi)學(xué)者的廣泛關(guān)注。如林伯強(qiáng)等[22]發(fā)現(xiàn),能源價(jià)格上漲增加了中國多數(shù)產(chǎn)業(yè)尤其是工業(yè)部門的生產(chǎn)成本,致使各行業(yè)產(chǎn)出普遍下降;胡援成等[23]證實(shí)國際大宗商品價(jià)格會(huì)隨美元貶值而急劇上漲,帶動(dòng)我國原材料和初級(jí)產(chǎn)品購進(jìn)價(jià)格走高,進(jìn)而對(duì)價(jià)格水平和經(jīng)濟(jì)增長造成不利影響;龍少波等[24]的研究表明,國際大宗商品價(jià)格下跌引致的生產(chǎn)成本下降是造成2012年以來我國PPI持續(xù)走低的最主要原因。
2.信息渠道
除成本效應(yīng)外,大宗商品價(jià)格變動(dòng)還具有信息效應(yīng),表現(xiàn)為國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)將使中國工業(yè)產(chǎn)出同向變化。Sockin等[10]基于理論分析指出,在不完全信息條件下,以大宗商品為投入要素的生產(chǎn)者無法充分掌握經(jīng)濟(jì)基本面狀況,此時(shí)大宗商品價(jià)格變動(dòng)具有信號(hào)傳遞功能,能夠引導(dǎo)生產(chǎn)者決策,大宗商品價(jià)格上漲會(huì)向生產(chǎn)者傳遞經(jīng)濟(jì)強(qiáng)勁、需求旺盛的信號(hào),致使其增加投入、擴(kuò)大生產(chǎn)。基于相同的邏輯,國際大宗商品價(jià)格沖擊也可通過信息渠道傳導(dǎo)至我國實(shí)體部門:在信息不對(duì)稱的現(xiàn)實(shí)環(huán)境中,國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)將影響國內(nèi)市場(chǎng)主體對(duì)全球經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的判斷和預(yù)期,從而引發(fā)其行為決策調(diào)整,由此產(chǎn)生實(shí)體經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。具體地,大宗商品價(jià)格上漲預(yù)示經(jīng)濟(jì)前景向好,這將提振市場(chǎng)信心,刺激投資消費(fèi)需求,推動(dòng)產(chǎn)出增長;反之,大宗商品價(jià)格下跌會(huì)釋放經(jīng)濟(jì)形勢(shì)惡化的不利信號(hào),打擊市場(chǎng)信心,造成需求低迷,抑制產(chǎn)出擴(kuò)張。
近年來,國際經(jīng)貿(mào)局勢(shì)動(dòng)蕩加劇,中國經(jīng)濟(jì)不確定性也大幅上升,在復(fù)雜多變的信息環(huán)境中,大宗商品價(jià)格的信號(hào)功能日趨重要。作為工業(yè)制成品出口大國,中國以歐美發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體為主要出口對(duì)象,而發(fā)達(dá)國家實(shí)體需求是國際大宗商品價(jià)格的主要驅(qū)動(dòng)力[25],因此國際大宗商品價(jià)格上漲會(huì)向國內(nèi)出口企業(yè)傳遞外需強(qiáng)勁的有利信號(hào),促使其增加投資、擴(kuò)大生產(chǎn);反之,國際大宗商品價(jià)格下跌釋放的外需疲軟信號(hào)會(huì)拉低出口企業(yè)信心,進(jìn)而減少投資、縮減生產(chǎn)。此外,中國需求也是國際大宗商品價(jià)格的動(dòng)因之一[26],因而國際大宗商品價(jià)格上漲也有助于國內(nèi)市場(chǎng)主體形成對(duì)中國經(jīng)濟(jì)前景的樂觀預(yù)期,從而增加投資和消費(fèi),并對(duì)產(chǎn)出形成正向影響;反之,國際大宗商品價(jià)格下跌將導(dǎo)致悲觀預(yù)期并對(duì)產(chǎn)出造成負(fù)向影響。
綜上,國際大宗商品價(jià)格沖擊主要可通過成本渠道和信息渠道影響中國工業(yè)產(chǎn)出,二者作用方向相反,綜合影響效應(yīng)取決于哪種渠道占主導(dǎo)地位。
(三)國際大宗商品金融化影響中國工業(yè)產(chǎn)出的渠道和機(jī)制
如前所述,大宗商品價(jià)格波動(dòng)是大宗商品金融化影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)的載體,因此與國際大宗商品價(jià)格沖擊的傳導(dǎo)途徑一致,國際大宗商品金融化也將通過成本或信息渠道影響中國工業(yè)產(chǎn)出。結(jié)合金融化對(duì)商品價(jià)格波動(dòng)的雙刃劍作用可以推測(cè),無論在何種渠道中,金融化對(duì)工業(yè)產(chǎn)出均可能存在兩種作用機(jī)制:一種與基本面因素有關(guān),另一種與金融投機(jī)有關(guān)。
在成本渠道中:
(1)由基本面驅(qū)動(dòng)的國際大宗商品價(jià)格上漲(下跌)會(huì)推高(降低)國內(nèi)生產(chǎn)成本,進(jìn)而對(duì)工業(yè)產(chǎn)出形成負(fù)向(正向)沖擊,若金融化強(qiáng)化了基本面的驅(qū)動(dòng)效力,則將加劇成本上升(下降)幅度,產(chǎn)出下降(上升)程度隨之增大。
(2)由金融投機(jī)引致的國際大宗商品價(jià)格上漲(下跌)亦會(huì)導(dǎo)致國內(nèi)生產(chǎn)成本上升(下降),若金融化帶來了更多的投機(jī)泡沫,則也會(huì)使成本上升(下降)幅度增加,從而放大產(chǎn)出的下降(上升)程度。
在信息渠道中:
(1)由基本面引發(fā)的國際大宗商品價(jià)格上漲(下降)會(huì)向國內(nèi)市場(chǎng)主體傳遞全球經(jīng)濟(jì)強(qiáng)勁(疲軟)的信號(hào),提振(打擊)市場(chǎng)信心,進(jìn)而擴(kuò)張(抑制)工業(yè)產(chǎn)出。若金融化提升了商品價(jià)格的信息含量,則有助于其發(fā)揮信號(hào)功能,導(dǎo)致工業(yè)產(chǎn)出對(duì)大宗商品價(jià)格沖擊的響應(yīng)增強(qiáng),本文將這一作用機(jī)制稱作“信息顯示機(jī)制”。隨著金融化進(jìn)程的深化,大宗商品的金融屬性日益凸顯。作為宏觀預(yù)測(cè)常用的領(lǐng)先因子,金融資產(chǎn)價(jià)格具有前瞻性,含有未來經(jīng)濟(jì)狀況的預(yù)期信息[27]。不少研究證實(shí),企業(yè)經(jīng)理人會(huì)根據(jù)金融市場(chǎng)價(jià)格信號(hào)進(jìn)行投資決策,股價(jià)的信息含量增加將顯著提高企業(yè)的投資—股價(jià)敏感度[28-29],這意味著在金融化趨勢(shì)下,大宗商品價(jià)格變動(dòng)的信息效應(yīng)會(huì)隨其金融屬性的增強(qiáng)而增強(qiáng)。
(2)受信息摩擦干擾,國內(nèi)市場(chǎng)主體無法準(zhǔn)確區(qū)分國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)的原因,可能會(huì)將由金融投機(jī)引發(fā)的價(jià)格上漲(下跌)當(dāng)作基本面利好(利空)的信號(hào),進(jìn)而增加(減少)投資和消費(fèi),導(dǎo)致產(chǎn)出擴(kuò)張(收縮)。若金融化帶來了更多的投機(jī)噪音,則將加劇大宗商品價(jià)格信號(hào)的扭曲程度,從而對(duì)市場(chǎng)主體行為產(chǎn)生更強(qiáng)的干擾作用,進(jìn)一步放大產(chǎn)出的變化,本文將這一作用機(jī)制稱作“信號(hào)扭曲機(jī)制”。盡管直接以大宗商品為研究對(duì)象的文獻(xiàn)尚不多見,但在金融經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域,金融資產(chǎn)價(jià)格的非基本面沖擊(噪音)會(huì)干擾實(shí)際經(jīng)濟(jì)決策、引發(fā)資源錯(cuò)配的觀點(diǎn)獲得了越來越多學(xué)者的支持。Goldstein等[30]利用理論模型證實(shí),非知情投機(jī)者能夠利用金融市場(chǎng)價(jià)格與企業(yè)投資行為的反饋關(guān)系來操縱股價(jià)獲利,這將加劇錯(cuò)誤定價(jià),致使企業(yè)做出次優(yōu)決策、降低經(jīng)濟(jì)效率。Dessaint等[16]發(fā)現(xiàn),產(chǎn)品市場(chǎng)同行股價(jià)的非基本面下跌會(huì)導(dǎo)致企業(yè)大幅縮減投資,其原因在于當(dāng)經(jīng)理人以股價(jià)作為信息源探尋投資機(jī)會(huì)時(shí),其識(shí)別并濾出信息噪音的能力有限,以至于將噪音引致的價(jià)格下降視為增長前景不佳的信號(hào)。Subrahmanyam等[27]的研究也表明,非基本面的金融交易行為會(huì)干擾市場(chǎng)主體決策進(jìn)而影響總產(chǎn)出。Sockin等[10]將上述邏輯運(yùn)用到了大宗商品市場(chǎng),其理論分析表明,由于存在信息摩擦,生產(chǎn)廠商無法準(zhǔn)確識(shí)別市場(chǎng)波動(dòng)原因,而金融投機(jī)帶來的信息噪音會(huì)扭曲大宗商品價(jià)格信號(hào),誤導(dǎo)生產(chǎn)者將由投機(jī)引發(fā)的價(jià)格波動(dòng)歸因于基本面變化,從而干擾其投入產(chǎn)出決策。Brogaard等[11]則進(jìn)一步提供了實(shí)證證據(jù),基于雙重差分模型研究發(fā)現(xiàn),自大宗商品金融化以來,指數(shù)化投資產(chǎn)生的噪音使得指數(shù)商品的信息效率顯著下降,相較于使用非指數(shù)商品的生產(chǎn)企業(yè),使用指數(shù)商品的企業(yè)具有更差的經(jīng)營績(jī)效,表明商品指數(shù)化投資通過扭曲價(jià)格信號(hào)而產(chǎn)生了負(fù)外部性,致使企業(yè)做出非有效的經(jīng)營決策。
圖1?國際大宗商品金融化影響中國工業(yè)產(chǎn)出的渠道和機(jī)制
如圖1所示,無論是在成本渠道還是在信息渠道中,金融化都會(huì)導(dǎo)致國際大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的影響增強(qiáng),即金融化對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)存在放大效應(yīng),其作用機(jī)制既可能由基本面解釋,也可能與金融投機(jī)有關(guān)。如果前者占主導(dǎo)地位,那么大宗商品金融化的實(shí)體經(jīng)濟(jì)效應(yīng)僅是經(jīng)濟(jì)基本面的客觀反映,宏觀調(diào)控的基本思路無需改變;若是后者發(fā)揮主導(dǎo)作用,則說明在金融化影響下,大宗商品市場(chǎng)成為國際金融風(fēng)險(xiǎn)向國內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)傳遞的新通道,政府部門須密切關(guān)注并采取有效措施應(yīng)對(duì)。
三、研究設(shè)計(jì)
(一)變量選取及數(shù)據(jù)說明
鑒于數(shù)據(jù)可得性,本文樣本區(qū)間為2002年3月—2016年12月,國際大宗商品數(shù)據(jù)來自Bloomberg數(shù)據(jù)庫,中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局與Wind數(shù)據(jù)庫。
(1)國際大宗商品價(jià)格(CRB)。參照龍少波等[24-25]的做法,采用CRB指數(shù)代表國際大宗商品價(jià)格,取日收盤價(jià)的月平均值。選擇CRB指數(shù)的主要原因:首先,CRB指數(shù)涵蓋了能源、農(nóng)產(chǎn)品、金屬三大類共19種核心商品,可較好地刻畫國際大宗商品市場(chǎng)的總體價(jià)格走勢(shì),有助于揭示金融化的一般性影響,避免個(gè)體異質(zhì)性的干擾;其次,與其他商品指數(shù)相比,CRB指數(shù)在編制目標(biāo)和原則上更側(cè)重于標(biāo)尺性,是宏觀領(lǐng)域重要的觀測(cè)指標(biāo)。
(2)工業(yè)產(chǎn)出(Y)。借鑒譚小芬等[31]的研究,采用工業(yè)增加值同比增速代表工業(yè)產(chǎn)出,該指標(biāo)由國家統(tǒng)計(jì)局按不變價(jià)計(jì)算,反映剔除價(jià)格因素后的實(shí)際工業(yè)產(chǎn)出變化情況。
(3)價(jià)格水平(P)。以工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)(PPI)代表工業(yè)部門的價(jià)格水平。
(4)原材料成本(COST)。在成本渠道中,國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)將直接影響國內(nèi)工業(yè)生產(chǎn)的原材料投入成本。參考胡援成等[23,32]的研究,采用工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價(jià)格指數(shù)(PPIRM)衡量原材料成本。
(5)市場(chǎng)主體信心(CF)。在信息渠道中,國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)通過改變國內(nèi)市場(chǎng)主體對(duì)全球經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的預(yù)期和信心來影響工業(yè)產(chǎn)出,本文采用企業(yè)家信心指數(shù)刻畫市場(chǎng)主體信心。目前,我國最具權(quán)威性的信心指數(shù)為國家統(tǒng)計(jì)局景氣監(jiān)測(cè)中心編制的消費(fèi)者信心指數(shù)和企業(yè)家信心指數(shù),本文選擇后者的主要原因如下:首先,在信息渠道中,國際大宗商品價(jià)格沖擊最有可能通過傳遞外需信號(hào)來影響國內(nèi)企業(yè)的出口和投資行為,因此企業(yè)家信心與信息渠道的聯(lián)系更為緊密;其次,與投資和出口相比,消費(fèi)對(duì)中國經(jīng)濟(jì)增長的拉動(dòng)作用較弱;再次,消費(fèi)者對(duì)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的關(guān)注度以及收集、吸收和處理經(jīng)濟(jì)信息的能力通常弱于企業(yè)家,因此,企業(yè)家行為更易受到信息效應(yīng)的影響;最后,有經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明,企業(yè)家信心對(duì)中國經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響明顯強(qiáng)于消費(fèi)者信心[33]。信心指數(shù)為季度頻率,采用三次樣條插值將其轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù)。
(6)金融化指標(biāo)(FIN)。借鑒Bruno等[8,12]的研究,采用Workings?T指標(biāo)(后文簡(jiǎn)稱“T指標(biāo)”)作為金融化代理變量。大宗商品金融化最直觀的表現(xiàn)是大宗商品市場(chǎng)中金融投資者的相對(duì)重要性上升、金融交易活動(dòng)增加。美國商品期貨交易委員會(huì)(CFTC)將所有可報(bào)告交易者分為“商業(yè)交易者”和“非商業(yè)交易者”兩大類。商業(yè)交易者普遍從事與現(xiàn)貨有關(guān)的經(jīng)營活動(dòng),一般被視為套期保值者;而非商業(yè)交易者則無現(xiàn)貨背景,主要包括各類金融投資者。T指標(biāo)將非商業(yè)持倉與商業(yè)持倉進(jìn)行比較,衡量超過滿足商業(yè)套保需求的非商業(yè)持倉相對(duì)規(guī)模,而這部分持倉基本上是由金融投資者所貢獻(xiàn)的,其值越大,表明金融投資者的貢獻(xiàn)度和相對(duì)重要性越大,大宗商品市場(chǎng)的金融化程度越高[8]。T指標(biāo)計(jì)算公式如下:
其中,NCSi,t和NCLi,t分別為t時(shí)刻商品i的非商業(yè)空頭與非商業(yè)多頭持倉量,CSi,t和CLi,t分別為商業(yè)
空頭與商業(yè)多頭持倉量。為刻畫國際大宗商品市場(chǎng)整體的金融化程度,先計(jì)算CRB指數(shù)成分商品各自的T指標(biāo);然后基于指數(shù)權(quán)重對(duì)成分商品的T指標(biāo)進(jìn)行加權(quán)求和,得到最終的金融化指標(biāo),記作FIN。持倉量原始數(shù)據(jù)頻率為周,取月平均值計(jì)算月度金融化指標(biāo)。
為與工業(yè)產(chǎn)出指標(biāo)相匹配,上述變量均采用同比變化率形式,這一處理也可消除季節(jié)因素的影響。采用ADF方法對(duì)各變量序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn),結(jié)果見表1,所有變量均為平穩(wěn)序列。
(二)計(jì)量模型構(gòu)建
本文建立向量自回歸(VAR)模型,在統(tǒng)一框架下完成對(duì)以下三個(gè)問題的遞進(jìn)式分析:
(1)國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出具有怎樣的影響效應(yīng);
(2)該影響效應(yīng)主要通過何種渠道傳導(dǎo)產(chǎn)生,是以成本渠道為主還是信息渠道為主;
(3)在主要傳導(dǎo)渠道中,金融化具體的作用機(jī)制是怎樣的,究竟是由基本面驅(qū)動(dòng)還是與金融投機(jī)有關(guān)。VAR模型的基本形式如下:
其中,Xt為內(nèi)生變量向量,Zt為外生變量向量,εt為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)向量。
1.基準(zhǔn)VAR模型
為考察國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的綜合影響效應(yīng),首先以國際大宗商品價(jià)格(CRB)、中國工業(yè)產(chǎn)出(Y)和價(jià)格水平(P)作為內(nèi)生變量,構(gòu)建基準(zhǔn)VAR模型M1(CRB,Y,P),并以金融化指標(biāo)(FIN)作為外生變量,對(duì)控制金融化前后的模型估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較。若控制金融化前國際大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的影響強(qiáng)于控制金融化后,則說明金融化導(dǎo)致大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響增強(qiáng),即金融化對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)存在放大效應(yīng);反之,則說明金融化導(dǎo)致大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)產(chǎn)出的影響減弱,即金融化對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)存在平抑效應(yīng)。
2.擴(kuò)展VAR模型
為確定國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的傳導(dǎo)渠道,在基準(zhǔn)模型的基礎(chǔ)上加入渠道變量,構(gòu)建擴(kuò)展模型。針對(duì)成本渠道,引入原材料成本(COST),建立M2(CRB,COST,Y,P);針對(duì)信息渠道,引入市場(chǎng)主體信心(CF),建立M3(CRB,CF,Y,P)。同樣以金融化指標(biāo)作為外生變量,分別對(duì)M2和M3在控制金融化前后的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行比較,對(duì)比兩種渠道的傳導(dǎo)強(qiáng)度。
由于VAR結(jié)果依賴于變量排序,依據(jù)經(jīng)濟(jì)邏輯以及相關(guān)文獻(xiàn)設(shè)定變量順序:
(1)借鑒胡援成等[23,31]的研究,將國際大宗商品價(jià)格排在中國經(jīng)濟(jì)變量之前,這也符合Kilian[34]的假定,即大宗商品價(jià)格是同期宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的前定變量。
(2)對(duì)國內(nèi)變量的排序參照陳彥斌等[33]的做法,遵循市場(chǎng)主體信心在前、實(shí)體經(jīng)濟(jì)指標(biāo)在后的原則,這一安排也與信息渠道的傳導(dǎo)路徑相一致,即國際大宗商品價(jià)格→國內(nèi)市場(chǎng)主體信心→中國實(shí)體經(jīng)濟(jì);將原材料成本排在國際大宗商品價(jià)格與工業(yè)產(chǎn)出之間,用于刻畫成本渠道的傳導(dǎo)路徑,即國際大宗商品價(jià)格→國內(nèi)生產(chǎn)成本→中國實(shí)體經(jīng)濟(jì)。
(3)與多數(shù)文獻(xiàn)一致,將產(chǎn)出變量排在價(jià)格水平之前
經(jīng)驗(yàn)證,將價(jià)格水平P排在工業(yè)產(chǎn)出Y之前,估計(jì)結(jié)果未發(fā)生明顯改變,說明本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。。
3.含大宗商品價(jià)格分解成分的VAR模型
為進(jìn)一步檢驗(yàn)金融化影響工業(yè)產(chǎn)出的作用機(jī)制,本文把國際大宗商品價(jià)格分解為基本面成分(Fundamental)和噪音成分(Noise),并建立VAR模型M4(Fundamental,Noise,Y,P)
大宗商品價(jià)格分解的相關(guān)內(nèi)容將在第五部分進(jìn)行具體說明。。同樣以金融化指標(biāo)作為外生變量,比較控制金融化前后的模型估計(jì)結(jié)果。若控制金融化前后,F(xiàn)undamental對(duì)產(chǎn)出的影響差異更大,則說明金融化的影響主要來自經(jīng)濟(jì)基本面;若Noise對(duì)產(chǎn)出的影響差異更大,則說明金融化的影響主要源于金融投機(jī)。
最后,考慮到樣本區(qū)間涵蓋了國際金融危機(jī)這一極端沖擊事件,可能對(duì)變量系統(tǒng)存在結(jié)構(gòu)性影響,故在各VAR模型中引入代表金融危機(jī)的虛擬變量,其在2007年7月—2009年12月取值為1、其余時(shí)段取值為0,以避免估計(jì)偏誤。本文根據(jù)SIC準(zhǔn)則選擇最優(yōu)滯后階數(shù),并進(jìn)行滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)。
四、實(shí)證結(jié)果與分析
(一)影響效應(yīng)分析及傳導(dǎo)渠道檢驗(yàn)
1.全樣本回歸
基于全樣本估計(jì)基準(zhǔn)和擴(kuò)展VAR模型。未控制金融化情況下各主要變量的脈沖響應(yīng)情況如圖2所示,圖2(a)為基準(zhǔn)模型(M1)中工業(yè)產(chǎn)出和價(jià)格水平對(duì)國際大宗商品價(jià)格沖擊的響應(yīng)結(jié)果,圖2(b)為成本渠道模型(M2)中原材料成本對(duì)大宗商品價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)以及工業(yè)產(chǎn)出對(duì)成本沖擊的響應(yīng)結(jié)果,圖2(c)為信息渠道模型(M3)中市場(chǎng)主體信心對(duì)大宗商品價(jià)格沖擊的脈沖響應(yīng)以及工業(yè)產(chǎn)出對(duì)信心沖擊的響應(yīng)結(jié)果。
由圖2(a)可知,國際大宗商品價(jià)格上漲對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出和價(jià)格水平均存在顯著正向影響,符合信息渠道的傳導(dǎo)效果,而與成本渠道效果相悖。圖2(b)顯示,CRB?1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊使原材料成本COST顯著上升;面對(duì)COST?1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊,工業(yè)產(chǎn)出Y先是短暫上升,從第2期起始終呈負(fù)向響應(yīng),但各期系數(shù)均不顯著,由此可見,成本渠道傳導(dǎo)存在時(shí)滯,且作用效果較弱。圖2(c)顯示,面對(duì)CRB?1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊,信心指數(shù)CF前6期內(nèi)呈顯著正向響應(yīng);面對(duì)CF?1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊,產(chǎn)出Y的響應(yīng)系數(shù)在第2期變?yōu)轱@著,在第8期達(dá)到最大且始終為正。因此,信息渠道的響應(yīng)結(jié)果與理論預(yù)期基本一致,即國際大宗商品價(jià)格上漲傳遞全球經(jīng)濟(jì)基本面向好的信號(hào),提振國內(nèi)市場(chǎng)主體信心,從而對(duì)工業(yè)產(chǎn)出形成正向影響。
對(duì)比兩種渠道的響應(yīng)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),工業(yè)產(chǎn)出對(duì)信心沖擊的響應(yīng)程度明顯強(qiáng)于對(duì)成本沖擊的響應(yīng)程度,表明國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)主要通過信息渠道影響中國工業(yè)產(chǎn)出,成本渠道的傳導(dǎo)作用相對(duì)有限,可能的原因有:
(1)處于產(chǎn)業(yè)鏈上游的企業(yè)大多為國有企業(yè),通常掌握有效的對(duì)沖手段和較強(qiáng)的成本轉(zhuǎn)嫁能力,受原材料價(jià)格波動(dòng)的影響較小[31];
(2)我國工業(yè)生產(chǎn)對(duì)一些重要的進(jìn)口大宗商品原料存在剛性需求,導(dǎo)致產(chǎn)出對(duì)成本變動(dòng)的敏感性較低[35];
(3)針對(duì)能源資源依賴度較高的行業(yè),政府部門通過財(cái)政補(bǔ)貼、優(yōu)惠貸款、價(jià)格管制等方式緩解企業(yè)的成本壓力,一定程度上保障了工業(yè)生產(chǎn)的穩(wěn)定。
在控制金融化之后,各變量的響應(yīng)路徑與未控制金融化的情況基本一致,但響應(yīng)幅度有所改變
篇幅所限,控制金融化后的脈沖響應(yīng)結(jié)果未在正文中報(bào)告,如有需要可向筆者索取。。與未控制金融化的情況相比,控制金融化之后,基準(zhǔn)模型中工業(yè)產(chǎn)出和價(jià)格水平對(duì)大宗商品價(jià)格沖擊的響應(yīng)幅度均出現(xiàn)下降;成本渠道模型中,原材料成本對(duì)大宗商品價(jià)格沖擊的響應(yīng)幅度略有減弱,而工業(yè)產(chǎn)出對(duì)成本沖擊的響應(yīng)幅度則有所增加,但響應(yīng)系數(shù)仍不顯著,故綜合來看,控制金融化之后,國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的成本效應(yīng)仍十分微弱,金融化所引發(fā)的變化并不明顯;信息渠道模型中,市場(chǎng)主體信心對(duì)大宗商品價(jià)格沖擊的響應(yīng)幅度以及工業(yè)產(chǎn)出對(duì)信心沖擊的響應(yīng)程度均下降,其綜合結(jié)果是,大宗商品價(jià)格變動(dòng)對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的信息效應(yīng)較控制金融化之前明顯減弱。
基準(zhǔn)模型和擴(kuò)展模型在控制金融化前后的方差分解對(duì)比結(jié)果見表2,其中基準(zhǔn)模型(M1)展示了大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)比例(CRB→Y);
成本渠道模型(M2)依次給出了大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)成本波動(dòng)的貢獻(xiàn)比例(CRB→COST)、
成本沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)比例(COST→Y);
信息渠道模型(M3)依次展現(xiàn)了大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)信心波動(dòng)的貢獻(xiàn)比例(CRB→CF)、
信心沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)比例(CF→Y)。
從表2可以看出,在未控制金融化的情況下:
(1)國際大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)我國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度總體較高,截至第2年末穩(wěn)定在24%左右。
(2)從成本渠道來看,大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)成本波動(dòng)的貢獻(xiàn)比例呈先升后降趨勢(shì),2年之后穩(wěn)定在54%左右;成本沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度較低,截至第2年末僅有約1%。該結(jié)果表明,雖然國際大宗商品價(jià)格對(duì)國內(nèi)原材料成本具有較強(qiáng)的驅(qū)動(dòng)作用,但工業(yè)產(chǎn)出對(duì)成本變動(dòng)的敏感性較低,致使成本效應(yīng)傳導(dǎo)受阻。
(3)從信息渠道來看,大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)信心波動(dòng)的貢獻(xiàn)度至第2年末達(dá)25%左右;信心沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度在第9期之后保持在12%左右。因此,國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)能夠顯著影響國內(nèi)市場(chǎng)主體信心,而信心變動(dòng)對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)也具有重要解釋力,且遠(yuǎn)強(qiáng)于成本變動(dòng)對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的解釋力。由此可知,信息渠道是國際大宗商品價(jià)格影響中國工業(yè)產(chǎn)出的主要傳導(dǎo)途徑。
在控制金融化的情況下:
(1)大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度至第2年末穩(wěn)定在20%左右,較控制金融化之前明顯下降。
(2)在成本渠道中,大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)成本波動(dòng)的貢獻(xiàn)度在第24期約為52%,較未控制金融化的情況略有下降;成本沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度較控制金融化之前明顯上升,至第2年末為3.4%左右,但解釋力仍非常有限。綜合來看,控制金融化前后成本效應(yīng)的差異并不顯著。
(3)在信息渠道中,大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)信心波動(dòng)的貢獻(xiàn)度至第2年末穩(wěn)定在18%左右,較控制金融化之前顯著降低;信心沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度在第24期為4%左右,較控制金融化之前大幅下降。因此,與控制金融化前相比,控制金融化之后信息效應(yīng)明顯減弱。
綜上可知:
(1)從綜合影響效應(yīng)來看,控制金融化之前大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響明顯強(qiáng)于控制金融化之后,意味著金融化使得大宗商品價(jià)格變動(dòng)對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響顯著增強(qiáng),即國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)存在明顯的放大效應(yīng)。
(2)從成本渠道來看,控制金融化之前大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)原材料成本的影響強(qiáng)于控制金融化之后,而成本沖擊對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響則弱于控制金融化之后,二者作用一定程度上相互抵消。更為重要的是,無論是否控制金融化,工業(yè)產(chǎn)出對(duì)成本沖擊的反應(yīng)均十分微弱,導(dǎo)致成本渠道傳導(dǎo)受阻。
(3)從信息渠道來看,控制金融化之前大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)市場(chǎng)主體信心的影響顯著強(qiáng)于控制金融化之后,信心沖擊對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響也遠(yuǎn)強(qiáng)于控制金融化之后,二者作用相互疊加,其綜合結(jié)果是金融化導(dǎo)致大宗商品價(jià)格變動(dòng)的信息效應(yīng)顯著增強(qiáng),從而對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)產(chǎn)生了明顯的放大效應(yīng)。
2.滾動(dòng)樣本回歸
采用滾動(dòng)窗口估計(jì)各VAR模型,以期更加全面地把握國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出影響的動(dòng)態(tài)時(shí)變特征。
控制金融化前后國際大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)貢獻(xiàn)度的時(shí)變情況如圖3所示,分別由未控制金融化和控制金融化的基準(zhǔn)模型(M1)經(jīng)滾動(dòng)窗口估計(jì)而得
本文也采用了不同的滾動(dòng)窗口和方差分解預(yù)測(cè)期,實(shí)證結(jié)果未發(fā)生顯著改變,說明滾動(dòng)樣本結(jié)論具有穩(wěn)健性。。可以看出:
(1)在未控制金融化的情況下,國際大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度在2009—2014年普遍超過20%,近年來則呈下降趨勢(shì),這與經(jīng)濟(jì)新常態(tài)下我國大宗商品原材料需求增長放緩且國家大力推進(jìn)節(jié)能降耗工作、資源使用效率顯著提升有關(guān)。
(2)在2009—2016年多數(shù)時(shí)段內(nèi),控制金融化之前大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度均明顯高于控制金融化之后,說明國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)存在放大效應(yīng)。
(3)相比于其他時(shí)期,在2009年以及2014下半年至2016上半年期間,控制金融化前后的貢獻(xiàn)度差異更大,表明這些時(shí)段內(nèi)金融化的放大效應(yīng)相對(duì)更強(qiáng)。
控制金融化前后成本沖擊和信心沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)貢獻(xiàn)度的時(shí)變情況如圖4所示,分別由成本渠道模型(M2)和信息渠道模型(M3)經(jīng)滾動(dòng)窗口估計(jì)而得
在樣本前期,多數(shù)區(qū)段未能通過滯后結(jié)構(gòu)檢驗(yàn),可能是由于存在結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)導(dǎo)致模型不穩(wěn)定,為保證結(jié)果可靠性,刪除相關(guān)數(shù)據(jù)點(diǎn),最終貢獻(xiàn)度序列從2010年4月開始。。可以看出:
(1)在未控制金融化的情況下,成本沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度遠(yuǎn)低于信心沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度,表明信息渠道的傳導(dǎo)作用遠(yuǎn)強(qiáng)于成本渠道,且二者差異自2015年以來逐步擴(kuò)大,意味著近年來信息渠道相對(duì)于成本渠道的重要性進(jìn)一步提升。
(2)2012年以來,相較于控制金融化前,在控制金融化之后,成本沖擊和信心沖擊對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度均明顯下降,且后者降幅更大,說明金融化對(duì)信息渠道傳導(dǎo)力的強(qiáng)化作用超過對(duì)成本渠道的強(qiáng)化作用,即國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)的放大效應(yīng)主要通過信息渠道產(chǎn)生。
由理論分析可知,信息渠道發(fā)揮作用的前提在于經(jīng)濟(jì)環(huán)境存在信息摩擦,且可進(jìn)一步推知,信息摩擦程度越嚴(yán)重,信息渠道的重要性越高,傳導(dǎo)效果越強(qiáng)。2009年及2014年以來,國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)的放大效應(yīng)較其他時(shí)期更加明顯。2009年為國際金融危機(jī)加劇惡化階段,全球金融市場(chǎng)劇烈動(dòng)蕩,外部環(huán)境具有高度不確定性,信息摩擦尤為嚴(yán)重,金融化經(jīng)由信息渠道對(duì)國內(nèi)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的影響增強(qiáng)。2014年以來,中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài),國際經(jīng)濟(jì)也步入深度調(diào)整階段,增大了信息環(huán)境的復(fù)雜性和不確定性,從而強(qiáng)化了信息渠道的傳導(dǎo)作用,導(dǎo)致國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)的放大效應(yīng)進(jìn)一步增強(qiáng)。
(二)作用機(jī)制檢驗(yàn)
前文證實(shí),國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)具有放大效應(yīng),且信息渠道是該放大效應(yīng)的主要傳導(dǎo)途徑。根據(jù)理論分析,金融化經(jīng)由信息渠道放大產(chǎn)出波動(dòng)的作用機(jī)理包含信號(hào)扭曲機(jī)制和信息顯示機(jī)制,本部分進(jìn)一步將國際大宗商品價(jià)格分解為基本面成分和噪音成分來對(duì)作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。
1.國際大宗商品價(jià)格分解
關(guān)于哪些變量可以代表影響大宗商品價(jià)格的經(jīng)濟(jì)基本面因素,學(xué)術(shù)界尚未達(dá)成共識(shí)。多數(shù)研究?jī)H選取少數(shù)幾個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo),由于指標(biāo)數(shù)量和種類較少,覆蓋的信息范圍較為有限,可能存在信息遺漏。本文選取全球17個(gè)主要發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和新興市場(chǎng)國家的共計(jì)298個(gè)經(jīng)濟(jì)變量構(gòu)建高維經(jīng)濟(jì)信息集,涵蓋勞動(dòng)力市場(chǎng)、國內(nèi)貿(mào)易與消費(fèi)、工業(yè)活動(dòng)、房地產(chǎn)市場(chǎng)、對(duì)外貿(mào)易、物價(jià)指數(shù)、貨幣與信貸、利率、匯率和股票市場(chǎng)指數(shù)等10個(gè)方面
篇幅所限,高維數(shù)據(jù)集的具體信息未在文中給出,如有需要可向筆者索取。。原始數(shù)據(jù)來自于Bloomberg數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫,頻率為月度。
本文采用大型近似因子模型提取基本面因子。設(shè)X為T×N維數(shù)據(jù)集,xi,t為第i個(gè)變量在t時(shí)刻的觀測(cè)值,因子模型的基本形式為
xi,t=λ′ift+ei,t?i=1,…,N;t=1,…,T(3)
其中,ft是r(r 基于上述方法,本文從全球高維經(jīng)濟(jì)信息集中提煉出7個(gè)基本面因子 篇幅所限,因子模型的具體估計(jì)結(jié)果未在正文中報(bào)告,如有需要可向筆者索取。,其累計(jì)解釋力為36%,低于McCracken等[36]基于美國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)集提取的主因子的累計(jì)解釋力(47.6%),這與本文使用全球數(shù)據(jù)導(dǎo)致信息更加分散有關(guān)。接下來,可對(duì)國際大宗商品價(jià)格進(jìn)行成分分解,借鑒陳彥斌等[33]的做法,采用回歸分解法,以大宗商品價(jià)格(CRB)為被解釋變量,以基本面因子為解釋變量,回歸擬合值代表大宗商品價(jià)格中的基本面成分(Fundamental),殘差項(xiàng)則代表由金融投機(jī)等非基本面力量驅(qū)動(dòng)的噪音成分(Noise)。為增強(qiáng)分解結(jié)果的精確度和穩(wěn)健性,運(yùn)用帶結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的最小二乘法進(jìn)行估計(jì),結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)由BaiPerron多重?cái)帱c(diǎn)檢驗(yàn)確定。經(jīng)檢驗(yàn),回歸模型存在三個(gè)結(jié)構(gòu)斷點(diǎn):2002年1月、2004年12月和2008年1月,其中,第二個(gè)斷點(diǎn)與金融資本開始大規(guī)模涌入國際大宗商品市場(chǎng)的時(shí)點(diǎn)相一致[1-2],第三個(gè)斷點(diǎn)則在國際金融危機(jī)期間,回歸模型調(diào)整的R2為0.75,分解回歸效果良好。 2.全樣本回歸 現(xiàn)以分解出的基本面成分(Fundamental)和噪音成分(Noise)與工業(yè)產(chǎn)出(Y)和價(jià)格水平(P)為內(nèi)生變量構(gòu)建VAR模型(M4)。未控制金融化情況下中國工業(yè)產(chǎn)出和價(jià)格水平對(duì)國際大宗商品價(jià)格分解成分的脈沖響應(yīng)情況如圖5所示。 從圖5可以看出,由基本面和噪音成分驅(qū)動(dòng)的國際大宗商品價(jià)格上漲對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出和價(jià)格水平均存在正向影響,再次印證了信息渠道的傳導(dǎo)途徑,但基本面和噪音成分對(duì)各變量的影響強(qiáng)度卻存在顯著差異,工業(yè)產(chǎn)出對(duì)由信息噪音引致的大宗商品價(jià)格沖擊存在較強(qiáng)反應(yīng),而對(duì)由基本面驅(qū)動(dòng)的大宗商品價(jià)格沖擊的反應(yīng)相對(duì)較弱。在控制金融化的情況下,中國工業(yè)產(chǎn)出和價(jià)格水平對(duì)國際大宗商品價(jià)格分解成分的響應(yīng)形態(tài)與未控制金融化的情況相似,但響應(yīng)幅度有所不同 篇幅所限,控制金融化后的脈沖響應(yīng)結(jié)果未在正文中報(bào)告,如有需要可向筆者索取。??傮w來講,與未控制金融化的情況相比,控制金融化之后,工業(yè)產(chǎn)出對(duì)由基本面成分和噪音成分的反應(yīng)程度均出現(xiàn)下降,但從響應(yīng)幅度和顯著程度來看,噪音成分在控制金融化前后的影響差異更大。 控制金融化前后基于大宗商品分解成分的方差分解對(duì)比結(jié)果見表3??梢钥闯觯谖纯刂平鹑诨那闆r下,基本面成分對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度遠(yuǎn)低于噪音成分的貢獻(xiàn)度;在控制金融化之后,基本面成分對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度較控制金融之前略有下降,但降幅非常有限;而控制金融化之后,噪音成分對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度較控制金融化之前明顯下降。總體來看,金融化使噪音成分對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響力顯著增強(qiáng),但對(duì)基本面影響力的強(qiáng)化效果則十分微弱。該結(jié)果說明,金融化對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的放大效應(yīng)主要由噪音成分體現(xiàn),即信號(hào)扭曲機(jī)制占主導(dǎo)地位。 具體來講,在復(fù)雜多變的現(xiàn)實(shí)信息環(huán)境中,國內(nèi)企業(yè)會(huì)根據(jù)國際大宗商品價(jià)格信號(hào)進(jìn)行生產(chǎn)投資決策。而由于存在信息摩擦,企業(yè)無法對(duì)由基本面驅(qū)動(dòng)的和由噪音驅(qū)動(dòng)的大宗商品價(jià)格變動(dòng)進(jìn)行準(zhǔn)確區(qū)分。當(dāng)金融投機(jī)引發(fā)國際大宗商品價(jià)格上漲(下跌)時(shí),國內(nèi)企業(yè)會(huì)做出全球經(jīng)濟(jì)景氣上升(下滑)的錯(cuò)誤判斷,尤其是出口企業(yè)會(huì)將其視為外需強(qiáng)勁(疲軟)的有利信號(hào),進(jìn)而增加(減少)投資并擴(kuò)大(縮減)生產(chǎn),導(dǎo)致產(chǎn)出擴(kuò)張(下降);而金融化給大宗商品市場(chǎng)帶來了更多的投機(jī)噪音,從而對(duì)商品價(jià)格信號(hào)產(chǎn)生了更強(qiáng)的扭曲作用,放大了產(chǎn)出的擴(kuò)張(下降)程度。 3.滾動(dòng)樣本回歸 進(jìn)一步采用滾動(dòng)回歸方法估計(jì)M4,得到控制金融化前后國際大宗商品價(jià)格的基本面成分與噪音成分對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)貢獻(xiàn)度的時(shí)變情況,如圖6所示。可以看出: (1)在2009—2012年,基本面成分對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度高于噪音成分的貢獻(xiàn)度,自2012年起噪音成分的貢獻(xiàn)度超過基本面成分,且二者差異較2012年之前明顯增大。 (2)對(duì)基本面成分而言,總體來看,其對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度在控制金融化前后的差異不大,但在2009年控制金融化前的貢獻(xiàn)度則明顯高于控制金融化之后。 (3)對(duì)噪音成分而言,在2009—2016年多數(shù)時(shí)段內(nèi),控制金融化前其對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度均要高于控制金融化之后,二者差異在2014年至2016年上半年進(jìn)一步擴(kuò)大??傮w而言,控制金融化前后噪音成分對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的貢獻(xiàn)度差異要明顯大于基本面成分的貢獻(xiàn)度差異。 此前圖3顯示,國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)總體存在放大效應(yīng),且該放大效應(yīng)在2009年及2014年以來更加明顯。圖6則進(jìn)一步表明,金融化的放大效應(yīng)主要由大宗商品價(jià)格的噪音成分體現(xiàn),即金融化的作用機(jī)理以信號(hào)扭曲機(jī)制為主。尤其是2014年以來,國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性大幅增加,信息摩擦更加嚴(yán)重,信號(hào)扭曲機(jī)制得到強(qiáng)化,金融化對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的放大效應(yīng)顯著增強(qiáng)。但在2009年,金融化的放大效應(yīng)主要由基本面成分體現(xiàn),即信息顯示機(jī)制起主導(dǎo)作用,這可能與國際金融危機(jī)有關(guān)。 2002—2016年國際大宗商品價(jià)格基本面成分和噪音成分的變動(dòng)情況如圖7所示,可以看出,噪音成分變動(dòng)更加頻繁,尤其是在后危機(jī)時(shí)代,噪音成分的波動(dòng)幅度明顯增大。但在2008—2009年,基本面成分的下跌幅度和速度遠(yuǎn)超其余時(shí)段,也明顯大于同期噪音成分的變化幅度。彼時(shí)國際金融危機(jī)的影響從金融市場(chǎng)蔓延至實(shí)體領(lǐng)域,世界經(jīng)濟(jì)嚴(yán)重衰退,由基本面引發(fā)的大宗商品價(jià)格下跌對(duì)國內(nèi)市場(chǎng)信心造成了重大打擊,進(jìn)而對(duì)產(chǎn)出產(chǎn)生負(fù)面影響。與此同時(shí),全球金融投資者也遭受重創(chuàng),紛紛從大宗商品市場(chǎng)撤資,進(jìn)一步放大了商品價(jià)格的下跌幅度,工業(yè)產(chǎn)出所受的負(fù)面沖擊也隨之增大。在這樣的背景下,國際大宗商品價(jià)格下跌向國內(nèi)市場(chǎng)主體傳遞了全球經(jīng)濟(jì)惡化的不利信號(hào),而金融化則對(duì)這一負(fù)向信號(hào)起到了放大作用,從而增強(qiáng)了國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的影響。因此,國際金融危機(jī)期間,國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)的放大效應(yīng)主要是由信息顯示機(jī)制導(dǎo)致的。 (三)進(jìn)一步討論 感謝匿名審稿人對(duì)本部分提出的建設(shè)性意見。 1.成本渠道再檢驗(yàn):勞動(dòng)力成本與物流成本 國際大宗商品價(jià)格變動(dòng)及其金融化除直接作用于國內(nèi)原材料成本外,還可能通過勞動(dòng)力成本、物流成本等路徑間接影響工業(yè)產(chǎn)出。比如,在國際大宗商品價(jià)格上漲帶來輸入型通脹的情況下,工人的工資薪酬也會(huì)被迫提升;能源資源類產(chǎn)品的國際價(jià)格攀升將推高國內(nèi)交通運(yùn)輸費(fèi)用,進(jìn)而影響企業(yè)經(jīng)營和產(chǎn)出規(guī)模。前文著重從原材料投入角度考察了國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)的直接成本效應(yīng),尚未考慮其在人工、物流等要素環(huán)節(jié)的間接成本效應(yīng),本文以城鎮(zhèn)單位就業(yè)人員平均工資代表勞動(dòng)力成本[38]、以社會(huì)物流總費(fèi)用占社會(huì)物流總額比重衡量物流成本[39],分別替換原材料成本指標(biāo),對(duì)成本渠道模型(M2)進(jìn)行重新估計(jì)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示 篇幅所限,勞動(dòng)力成本和物流成本的渠道檢驗(yàn)結(jié)果未在正文中報(bào)告,如有需要可向筆者索取。:國際大宗商品價(jià)格與勞動(dòng)力成本和物流成本的關(guān)聯(lián)性均不如與原材料成本的聯(lián)系直接和顯著,且無論是以勞動(dòng)力成本還是以物流成本作為渠道變量,控制金融化前后的估計(jì)結(jié)果均未有顯著差異,進(jìn)一步證實(shí)了成本渠道并非國際大宗商品金融化影響中國工業(yè)產(chǎn)出的主要傳導(dǎo)途徑。 2.基本面因素與金融投機(jī)的關(guān)系分析 在機(jī)制檢驗(yàn)中,本文通過對(duì)基本面和金融投機(jī)作用的比較分析考察了信息顯示機(jī)制和信號(hào)扭曲機(jī)制的相對(duì)重要性。事實(shí)上,基本面因素和金融投機(jī)并非完全獨(dú)立,而可能存在一定關(guān)聯(lián):一方面,基本面沖擊可能激發(fā)金融投機(jī)行為,投機(jī)力量的推波助瀾將放大由基本面決定的大宗商品價(jià)格變動(dòng)幅度[3,26],從而造成市場(chǎng)主體的過度反應(yīng),加劇產(chǎn)出波動(dòng);另一方面,金融投機(jī)產(chǎn)生的信息噪音也可能進(jìn)一步扭曲大宗商品實(shí)物供求關(guān)系,對(duì)其基本面價(jià)值產(chǎn)生反饋效應(yīng)并最終影響實(shí)際產(chǎn)出。對(duì)此,本文借助反事實(shí)分析方法進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),以期更加深刻地揭示金融投機(jī)引致資源錯(cuò)配的作用機(jī)理。具體地,以模型M4為基礎(chǔ)。首先,假定基本面成分保持不變,即關(guān)閉金融投機(jī)對(duì)基本面的響應(yīng)通道,模擬出無基本面沖擊下噪音成分與工業(yè)產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)路徑,若模擬序列和真實(shí)序列差異顯著,則說明存在基本面激發(fā)金融投機(jī)并加劇產(chǎn)出波動(dòng)的過度反應(yīng)機(jī)制,結(jié)果如圖8所示;其次,假定噪音成分不變,模擬出無投機(jī)(噪音)沖擊下基本面成分與工業(yè)產(chǎn)出的動(dòng)態(tài)路徑,若模擬和真實(shí)序列差異顯著,則說明存在金融投機(jī)對(duì)基本面的反饋機(jī)制,結(jié)果如圖9所示??傮w而言,反事實(shí)分析結(jié)果證實(shí)了過度反應(yīng)和反饋機(jī)制的存在性,且反饋效應(yīng)強(qiáng)于過度反應(yīng)效應(yīng)。進(jìn)一步地,金融化對(duì)反饋效應(yīng)存在強(qiáng)化作用,但對(duì)過度反應(yīng)則無顯著影響。 3.實(shí)體企業(yè)金融化渠道 近年來,我國實(shí)體企業(yè)的金融化趨勢(shì)也日益明顯,在此背景下,國際大宗商品金融化可能會(huì)改變國內(nèi)企業(yè)的金融資產(chǎn)配置行為,進(jìn)而產(chǎn)生實(shí)體經(jīng)濟(jì)效應(yīng),即實(shí)體企業(yè)金融化也有可能成為國際大宗商品金融化影響中國工業(yè)產(chǎn)出的潛在傳導(dǎo)渠道。參考已有文獻(xiàn),本文采用金融渠道獲利占比(即金融渠道獲利與營業(yè)利潤之比,記作FP)和金融資產(chǎn)持有比例(即金融資產(chǎn)與總資產(chǎn)之比,記作FA)度量實(shí)體企業(yè)金融化[40-41],構(gòu)建擴(kuò)展VAR模型M5(CRB,F(xiàn)P或FA,Y,P),通過比較控制大宗商品金融化前后的估計(jì)結(jié)果,來對(duì)企業(yè)金融化渠道進(jìn)行檢驗(yàn)。基于企業(yè)金融化渠道的方差分解對(duì)比結(jié)果見表4,總體來看,本文的實(shí)證結(jié)果為國際大宗商品金融化通過企業(yè)金融化渠道影響我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的傳導(dǎo)途徑提供了初步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù),即大宗商品金融化一定程度上能夠作用于實(shí)體企業(yè)的金融化行為,并導(dǎo)致企業(yè)金融化對(duì)工業(yè)產(chǎn)出的影響顯著增強(qiáng),且該傳導(dǎo)效應(yīng)主要由金融資產(chǎn)持有比例體現(xiàn),金融渠道獲利占比的作用較弱。根據(jù)劉貫春等[40]的研究,金融資產(chǎn)持有比例側(cè)重于描述企業(yè)的預(yù)防性儲(chǔ)蓄行為,而金融渠道獲利占比主要刻畫利潤追逐行為,據(jù)此可推測(cè),國際大宗商品金融化對(duì)我國企業(yè)金融化行為的影響可能以預(yù)防儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)為主:在金融資本推動(dòng)下,國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)加劇[1-3],致使企業(yè)面臨的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)增大、融資約束加重,這會(huì)強(qiáng)化金融資產(chǎn)的“蓄水池”功能,導(dǎo)致企業(yè)的預(yù)防儲(chǔ)備動(dòng)機(jī)增強(qiáng)[41],更加傾向于通過增持流動(dòng)性較強(qiáng)的金融資產(chǎn)來降低原材料價(jià)格劇烈波動(dòng)對(duì)生產(chǎn)經(jīng)營造成的不利影響。 五、結(jié)論與啟示 本文在理論分析的基礎(chǔ)上構(gòu)建實(shí)證框架,就2002—2016年國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的影響效應(yīng)、傳導(dǎo)渠道和作用機(jī)制進(jìn)行了遞進(jìn)式的深入探究。研究發(fā)現(xiàn):(1)總體而言,金融化導(dǎo)致國際大宗商品價(jià)格沖擊對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出的影響增強(qiáng),即國際大宗商品金融化對(duì)中國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)存在放大效應(yīng),且該放大效應(yīng)在國際金融危機(jī)期間及2014年以來顯著增強(qiáng);(2)金融化對(duì)產(chǎn)出波動(dòng)的放大效應(yīng)主要通過信息渠道產(chǎn)生,成本渠道傳導(dǎo)受阻。在此基礎(chǔ)上,本文進(jìn)一步將金融化經(jīng)由信息渠道影響工業(yè)產(chǎn)出的內(nèi)在機(jī)理分解為信息顯示機(jī)制和信號(hào)扭曲機(jī)制,實(shí)證結(jié)果表明,總體上信號(hào)扭曲機(jī)制占主導(dǎo)地位,即在信息摩擦環(huán)境中,金融化通過引入信息噪音扭曲國際大宗商品價(jià)格信號(hào),干擾國內(nèi)市場(chǎng)主體的行為決策,從而加劇我國工業(yè)產(chǎn)出波動(dòng)。尤其是2014年以來,隨著中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài),國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)不確定性增加,信息摩擦加重,信號(hào)扭曲機(jī)制得到強(qiáng)化,但在2009年則是信息顯示機(jī)制起主導(dǎo)作用。 基于上述結(jié)論,本文提出以下幾點(diǎn)政策建議: 第一,中國宏觀政策制定者應(yīng)充分重視并密切關(guān)注國際大宗商品市場(chǎng)的金融化趨勢(shì),加強(qiáng)對(duì)國際大宗商品價(jià)格走勢(shì)的分析判斷能力,完善國際大宗商品價(jià)格預(yù)警體系,將金融化特征作為重要因素納入考察范圍,及時(shí)識(shí)別國際投機(jī)資金的異常變動(dòng),防范外部金融風(fēng)險(xiǎn)通過大宗商品渠道向國內(nèi)實(shí)體部門傳導(dǎo)。 第二,為減小甚至消除國際大宗商品金融化對(duì)我國實(shí)體經(jīng)濟(jì)的負(fù)外部效應(yīng),除采取適度的政策干預(yù)外,政府部門更應(yīng)重視預(yù)期管理,加強(qiáng)與市場(chǎng)主體的信息溝通。近年來,我國政府使用財(cái)政補(bǔ)貼、優(yōu)惠貸款、價(jià)格管制等手段減緩企業(yè)的成本壓力,一定程度上阻隔了國際大宗商品金融化通過成本渠道影響工業(yè)產(chǎn)出的傳導(dǎo)路徑,但是直接的政策干預(yù)無法切斷信息渠道的傳導(dǎo),總體效果有限。為此,政府部門需通過權(quán)威統(tǒng)一的信息平臺(tái),及時(shí)發(fā)布、解讀國際大宗商品信息,幫助市場(chǎng)主體正確評(píng)價(jià)經(jīng)濟(jì)形勢(shì),合理有效地引導(dǎo)市場(chǎng)主體預(yù)期,降低其對(duì)信息噪音的過度反應(yīng)。 第三,為從根本上增強(qiáng)中國經(jīng)濟(jì)抵御外部沖擊的能力,屏蔽金融化帶來的信息噪音,必須堅(jiān)持深化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整,加快推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型,積極推進(jìn)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新和技術(shù)進(jìn)步,提高資源利用率,減少大宗商品消耗;提升大宗商品戰(zhàn)略儲(chǔ)備,加強(qiáng)與海外市場(chǎng)特別是“一帶一路”沿線國家的資源合作,建立穩(wěn)定的境外大宗商品供應(yīng)體系;大力推進(jìn)中國大宗商品市場(chǎng)體系建設(shè),在產(chǎn)品創(chuàng)新、交易規(guī)則、風(fēng)險(xiǎn)管理等方面逐漸與國際接軌,并探索境外投資者參與中國大宗商品市場(chǎng)的制度安排,力爭(zhēng)形成具有世界影響力的定價(jià)中心,爭(zhēng)取重要品種的定價(jià)權(quán)。 參考文獻(xiàn): [1]?TANG?K,?XIONG?W.?Index?investment?and?the?financialization?of?commodities[J].?Financial?Analysts?Journal,?2012,?68(6):?54-74. 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Keywords:international?commodity;?financialization;?price?fluctuation;?real?economy;?industrial?production;?information?channel;?signal?distortion?mechanism 收稿日期:2019-12-02 基金項(xiàng)目:國家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“新形勢(shì)下國際大宗農(nóng)產(chǎn)品金融化及其對(duì)我國糧食供需平衡的影響研究”(19CJY043)。 作者簡(jiǎn)介: 劉璐,女,四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師,經(jīng)濟(jì)學(xué)博士,研究方向:金融經(jīng)濟(jì)與宏觀金融,電子郵箱:864365781@qq.com; 張幫正,男,四川農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院講師,管理學(xué)博士,研究方向:金融風(fēng)險(xiǎn)管理。
當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)2020年4期