（中南林業(yè)科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖南長沙410004）

一、引言

我國是世界上最大的工業(yè)加工和進(jìn)出口貿(mào)易國，消費了世界上近一半的金屬、五分之一的農(nóng)作物和不可再生能源。同時，我國也是世界上最大的大宗商品進(jìn)口國。目前，我國尚未掌握大宗商品定價權(quán)，因此國際上能源、食品、基礎(chǔ)原材料等大宗商品每次大的價格波動都會對我國經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展造成巨大影響。近年來，我國進(jìn)口的一些大宗商品價格大幅上升從而引發(fā)輸入型通貨膨脹，不僅對生產(chǎn)成本產(chǎn)生影響，而且對實體經(jīng)濟(jì)造成一定沖擊并對資本市場造成一定影響。大宗商品價格波動不僅受到供求關(guān)系、國際政策的影響，也受到金融化因素的影響。研究金融化因素對我國大宗商品價格波動的影響具有重要的現(xiàn)實意義。

本文引入SVAR模型進(jìn)行實證分析，研究我國大宗商品價格波動金融化因素的影響程度以及我國大宗商品價格的波動規(guī)律，為我國制定相關(guān)政策提供有益參考，為大宗商品相關(guān)企業(yè)制定長遠(yuǎn)規(guī)劃以及應(yīng)對策略提供思路，同時對我國金融領(lǐng)域深化改革、風(fēng)險防范提供重要理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）大宗商品金融化問題研究

目前，對大宗商品金融化問題的研究主要涉及大宗商品金融化定義、動因及影響等方面。對大宗商品金融化定義的研究，Dore（2008）認(rèn)為大宗商品金融化是指所有大宗商品交易中金融活動的逐漸增加，金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例逐漸提高；呂志平（2013）將大宗商品金融化界定為大量貨幣性資本進(jìn)入大宗商品期貨市場使得大宗商品期貨價格暴漲暴跌的現(xiàn)象。對大宗商品金融化動因的研究，張翔等（2017）認(rèn)為金融危機(jī)期間美國的量化寬松政策是國際大宗商品金融化的罪魁禍?zhǔn)祝焕顣鴱?014）認(rèn)為大宗商品金融化問題在2008年金融危機(jī)之后開始出現(xiàn)，大宗商品金融化帶來了我國農(nóng)產(chǎn)品價格大幅度波動和市場風(fēng)險，但其價格發(fā)現(xiàn)功能使我國農(nóng)產(chǎn)品價格與國際市場接軌，優(yōu)化了我國的價格貿(mào)易條件。對大宗商品金融化影響的研究，Greta（2005）認(rèn)為大宗商品金融化導(dǎo)致更多資金通過金融途徑獲取利潤而不是流向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，短期內(nèi)對實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到了促進(jìn)作用，但從長期來看阻礙了實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展；李江鷹（2010）認(rèn)為大宗商品金融化有利有弊，要合理看待大宗商品金融化結(jié)果。

（二）大宗商品價格波動研究

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看，有關(guān)大宗商品價格波動影響因素的研究主要基于以下視角：一是從傳統(tǒng)供需視角進(jìn)行研究，如Krugman（2008）、Inamura 等（2011）、Dwyer等（2012）認(rèn)為供求關(guān)系是影響大宗商品價格變化的主要因素。二是基于金融驅(qū)動視角，如Gilbert（2010）、Basu和Gavin（2011）認(rèn)為大宗商品金融化因素對大宗商品價格劇烈變化發(fā)揮了重要作用。三是從投機(jī)行為視角進(jìn)行研究，如Sanders和Irwin（2010）、Stoll和Whaley（2010）認(rèn)為金融投資和投機(jī)需要對大宗商品價格波動造成了影響。四是從市場聯(lián)動視角進(jìn)行研究，如田利輝和譚德凱（2014）、楊勝剛和成博（2014）、胡聰慧和劉學(xué)良（2017）認(rèn)為大宗商品價格波動和股票市場存在聯(lián)動效應(yīng)。五是從中國因素視角進(jìn)行研究，如王任（2013）認(rèn)為隨著中國經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，中國因素在大宗商品價格波動中的作用越來越重要；譚小芬等（2014）認(rèn)為大宗商品價格主要由總需求決定，中國因素對國際大宗商品價格的影響逐漸增大。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對大宗商品金融化問題和大宗商品價格波動影響因素的研究已取得一定成果，但是對大宗商品價格波動金融化因素還缺乏全面系統(tǒng)的研究，特別是結(jié)合國內(nèi)實際情況對我國大宗商品價格波動金融化因素進(jìn)行的研究還較少。本文擬通過構(gòu)建SVAR模型對影響我國大宗商品價格波動的金融化因素進(jìn)行研究，以更好地降低國內(nèi)大宗商品價格波動中金融化因素所帶來的消極效應(yīng)，減弱各種金融化因素對我國大宗商品價格波動風(fēng)險所造成的不利影響，更好地推動我國經(jīng)濟(jì)社會穩(wěn)定發(fā)展。

三、大宗商品價格波動的影響機(jī)理分析

在大宗商品金融化背景下，大宗商品的價格波動機(jī)理如圖1所示。可以看出，貨幣供應(yīng)量、宏觀經(jīng)濟(jì)狀況、投機(jī)因素以及金融衍生工具對大宗商品供求、美元匯率水平和大宗商品投機(jī)行為產(chǎn)生了一定影響，進(jìn)而造成了大宗商品價格波動。

圖1 大宗商品的價格波動機(jī)理

（一）貨幣供應(yīng)量對大宗商品價格的影響機(jī)理

國際大宗商品價格的波動往往會傳導(dǎo)到國內(nèi)市場，國際大宗商品價格通過貨幣影響國內(nèi)大宗商品價格主要有兩條路徑。第一條是非政策路徑。當(dāng)國際大宗商品價格上漲之后，進(jìn)口相同數(shù)量的大宗商品，所需要的擔(dān)保進(jìn)口貸款額會相應(yīng)增加，這就變相地增加了本幣需求。此外，國際大宗商品價格上漲也會導(dǎo)致外匯成本增加，外幣供應(yīng)減少，從而影響本國大宗商品的價格。第二條是政策路徑。當(dāng)國際大宗商品價格上漲時，為了抑制通貨膨脹的出現(xiàn)，政府將不可避免地減少貨幣供應(yīng)量，直到通貨膨脹得到合理控制。而政府為了控制通貨膨脹對貨幣供應(yīng)量做出的主動改變，會導(dǎo)致本國大宗商品價格的變化。

（二）宏觀經(jīng)濟(jì)狀況對大宗商品價格的影響機(jī)理

宏觀經(jīng)濟(jì)狀況對大宗商品價格的影響主要通過影響大宗商品供求和美元匯率來實現(xiàn)。當(dāng)一個國家宏觀經(jīng)濟(jì)狀況較好時，經(jīng)濟(jì)迅速發(fā)展，對大宗商品的需求量會增大，但大宗商品數(shù)量在短期內(nèi)無法改變，因此大宗商品的價格會上漲；同時，當(dāng)一個國家宏觀經(jīng)濟(jì)狀況較好時，該國對外貿(mào)易出口增加，產(chǎn)生貿(mào)易盈余，該國貨幣對美元匯率會上升，該國對外進(jìn)口成本上升，因此也造成該國大宗商品價格上漲。宏觀經(jīng)濟(jì)狀況對大宗商品的影響程度也與該國大宗商品進(jìn)口比例和彈性需求密切相關(guān)。例如，某個國家的進(jìn)口大宗商品在市場總供應(yīng)中所占比例較大，宏觀經(jīng)濟(jì)狀況對大宗商品價格變化所產(chǎn)生的影響就較大；同樣，如果某項大宗商品需求彈性較小，則該國大宗商品價格受宏觀經(jīng)濟(jì)狀況影響較小。

（三）投機(jī)因素對大宗商品價格的影響機(jī)理

美元是國際金融體系的重要組成部分，美元利率和匯率水平對全球資本流動具有重大影響。近年來，全球經(jīng)濟(jì)下滑已引起投資者對美元的擔(dān)憂，來自美國的貨幣不斷涌入國際市場，尋找更好的獲利機(jī)會。首先，這些美元通過流入其他國家貨幣市場和外匯市場影響其他國家的匯率水平，從而造成大宗商品價格的變化。其次，這些美元進(jìn)入國際大宗商品期貨市場和金融衍生品市場進(jìn)行投機(jī)，造成大宗商品價格暴漲暴跌。最后，一部分美元為了投機(jī)獲利從資本市場流入實物產(chǎn)品市場，導(dǎo)致實物產(chǎn)品價格指數(shù)上漲，大宗商品作為消費者必不可少的商品和工業(yè)生產(chǎn)必不可少的生產(chǎn)資料，實物產(chǎn)品價格指數(shù)上漲必然導(dǎo)致其價格上漲。

（四）金融衍生工具對大宗商品價格的影響機(jī)理

大宗商品是國際貿(mào)易中的主要商品，大宗商品期貨合約和外匯遠(yuǎn)期合約等相關(guān)金融衍生工具的出現(xiàn)對國際大宗商品價格的波動具有重大影響。一方面，由于市場上大宗商品交易商為了套期保值的需要購買大宗商品期貨合約來分散風(fēng)險，減少了大宗商品價格的波動。另一方面，市場上一些投資者和金融機(jī)構(gòu)為了投資獲利通過指數(shù)基金和對沖基金的形式大量買進(jìn)或者賣出大宗商品期貨，加劇了大宗商品價格的波動。大宗商品的價格變化受匯率水平的影響，隨著外匯遠(yuǎn)期合約的出現(xiàn)，大宗商品交易商可以通過外匯遠(yuǎn)期合約有效避免大宗商品價格因匯率變化帶來的風(fēng)險。外匯遠(yuǎn)期合約作為一種虛擬產(chǎn)品并不改變實際匯率水平，可以很好地穩(wěn)定大宗商品價格的波動。

四、變量設(shè)定及數(shù)據(jù)來源

我國大宗商品價格受到通貨膨脹、期貨市場、國際流動性水平、人民幣匯率、宏觀經(jīng)濟(jì)狀況等因素的影響。本文主要設(shè)立以下變量來探究我國大宗商品金融化因素的影響。

（1）大宗商品價格。中國大宗商品價格指數(shù)（CCPI）涵蓋范圍較廣，涉及內(nèi)容最全面，且由官方發(fā)布、權(quán)威性高，故采用該指數(shù)來表示我國大宗商品價格變化情況。

（2）通貨膨脹。通貨膨脹是所有大宗商品定價不能忽視的一個因素，通貨膨脹水平的不斷提高可能會導(dǎo)致大宗商品定價的不斷上升。大多采用消費者價格指數(shù)（CPI）來代表通貨膨脹水平。

（3）國內(nèi)需求。中國因素一直是影響大宗商品價格變化的一個重要因素，雖然我國尚未掌握大宗商品定價權(quán)，但我國對大宗商品的需求占世界大宗商品市場份額的絕大部分，因此國內(nèi)需求對大宗商品價格有著舉足輕重的影響。國內(nèi)需求衡量指標(biāo)眾多，本文主要研究與大宗商品價格變化相關(guān)的國內(nèi)需求的影響，因此用生產(chǎn)者價格指數(shù)（PPI）代表國內(nèi)需求。

（4）期貨市場。股票市場主要通過影響金融市場上資金的流動來影響期貨市場從而間接影響我國大宗商品價格，而我國期貨市場發(fā)展尚不成熟，因此本文選取國際大宗商品期貨價格指數(shù)（ICPI）來代表期貨市場。

（5）貨幣供應(yīng)量。貨幣供應(yīng)量的大小不僅影響消費和投資，還會對物價水平造成影響，在考慮大宗商品價格變化的影響因素時，必須要考慮貨幣供應(yīng)量的大小。為了研究的便利，本文采用廣義貨幣供應(yīng)量（M2）來表示。

（6）國際流動性水平。國際流動性水平對大宗商品價格有重要影響，一般用利率代表國際流動性水平，現(xiàn)在國際上以美元作為主要結(jié)算貨幣，因此本文采用美國聯(lián)邦基金利率（FFR）代表國際流動性水平。

（7）人民幣匯率。人民幣匯率是影響大宗商品價格的一個重要因素。人民幣匯率主要是指人民幣兌換美元匯率，本文采用人民幣實際有效匯率（NEER）來表示。

（8）宏觀經(jīng)濟(jì)狀況。大宗商品定價與宏觀經(jīng)濟(jì)形勢息息相關(guān)，中國經(jīng)濟(jì)的繁榮會加大對國際大宗商品的需求，并導(dǎo)致國際大宗商品價格上漲。衡量宏觀經(jīng)濟(jì)狀況的指標(biāo)主要有GDP和工業(yè)增加值（IVA），本文選用后者代表宏觀經(jīng)濟(jì)狀況。

以上數(shù)據(jù)均選取2007—2019年的月度同比數(shù)據(jù)，為了消除異方差的影響，對上述所有數(shù)據(jù)取對數(shù)處理。其中，金融化因素主要為期貨市場、國際流動性水平、通貨膨脹、貨幣供應(yīng)量和人民幣匯率，國內(nèi)需求和宏觀經(jīng)濟(jì)狀況為控制變量。廣義貨幣供應(yīng)量、工業(yè)增加值數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局，中國大宗商品價格指數(shù)、人民幣實際有效匯率來自中國人民銀行，消費者價格指數(shù)、生產(chǎn)者價格指數(shù)來自中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫，美國聯(lián)邦基金利率、國際大宗商品期貨價格指數(shù)來自國際貨幣基金組織（IMF）。本文所述數(shù)據(jù)均采用同比數(shù)據(jù)，并進(jìn)行對數(shù)處理得到相關(guān)變量，即中國大宗商品價格指數(shù)為lnCCPI、消費者價格指數(shù)為lnCPI、生產(chǎn)者價格指數(shù)為lnPPI、國際大宗商品期貨價格指數(shù)為lnICPI、廣義貨幣供應(yīng)量為lnM2、美國聯(lián)邦基金利率為lnFFR、人民幣實際有效匯率為lnNEER、工業(yè)增加值為lnIVA。

五、SVAR模型實證檢驗

（一）平穩(wěn)性檢驗

在實證分析之前，先對變量進(jìn)行ADF平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果見表1。其中，檢驗類型（c，t，k）分別表示ADF平穩(wěn)性檢驗中是否存在常數(shù)項、時間趨勢以及滯后階數(shù)k?？梢钥闯觯琹nCCPI、lnCPI、lnPPI、lnICPI、lnM2、lnFFR、lnNEER、lnIVA 均在5%的顯著水平下拒絕原假設(shè)，即這些變量都是平穩(wěn)變量。

表1 ADF平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

（二）SVAR模型建立與估計結(jié)果

1.SVAR模型的構(gòu)建

本文用取過對數(shù)的原序列代入SVAR模型，建立包含lnCCPI、lnCPI、lnPPI、lnICPI、lnM2、lnFFR、lnNEER和lnIVA的八元SVAR模型。

對SVAR模型施加約束條件。根據(jù)本文研究內(nèi)容提出如下約束條件：第一，我國消費者價格指數(shù)對國際大宗商品期貨價格指數(shù)、美國聯(lián)邦基金利率、人民幣實際有效匯率、我國工業(yè)增加值沒有直接影響，即a24、a26、a27、a28全為0；第二，生產(chǎn)者價格指數(shù)對國際大宗商品期貨價格指數(shù)、美國聯(lián)邦基金利率、人民幣實際有效匯率沒有直接影響，即a34、a36、a37全為0；第三，國際大宗商品期貨價格指數(shù)除了對我國大宗商品價格指數(shù)產(chǎn)生影響外，不會直接對其他因素造成影響，即a42、a43、a45、a46、a47、a48全為0。第四，我國廣義貨幣供應(yīng)量對國際大宗商品期貨價格指數(shù)、美國聯(lián)邦基金利率、人民幣實際有效匯率、工業(yè)增加值沒有直接影響，即a54、a56、a57、a58全為0；第五，美國聯(lián)邦基金利率除了對我國大宗商品價格指數(shù)產(chǎn)生影響外，不會對其他幾個因素造成直接影響，即a62、a63、a64、a65、a67、a68全為0；第六，人民幣實際有效匯率對我國消費者價格指數(shù)、生產(chǎn)者價格指數(shù)、國際大宗商品期貨價格指數(shù)、美國聯(lián)邦基金利率、我國工業(yè)增加值沒有直接影響，即a72、a73、a74、a76、a78全為0；第七，我國工業(yè)增加值對消費者價格指數(shù)、國際大宗商品期貨價格指數(shù)、廣義貨幣供應(yīng)量、美國聯(lián)邦基金利率、人民幣實際有效匯率沒有直接影響，即a82、a84、a85、a86、a87全為0。因此矩陣A0可變換如下：

2.矩陣估計結(jié)果分析

利用EVIEWS 軟件對矩陣進(jìn)行估計，可以得出SVAR模型中矩陣A0的估計結(jié)果如下：

根據(jù)上述模型估計結(jié)果，我們可以得到以下結(jié)論：消費者價格指數(shù)、生產(chǎn)者價格指數(shù)、國際大宗商品期貨價格指數(shù)、廣義貨幣供應(yīng)量、工業(yè)增加值與我國大宗商品價格指數(shù)存在正向關(guān)系，而美國聯(lián)邦基金利率、人民幣實際有效匯率與我國大宗商品價格指數(shù)存在負(fù)向關(guān)系。

（三）脈沖響應(yīng)和方差分解

1.脈沖響應(yīng)

各類因素對我國大宗商品價格指數(shù)施加一個正的標(biāo)準(zhǔn)差沖擊后，我國大宗商品價格指數(shù)的脈沖響應(yīng)見圖2。

由圖2可以看出：第一，消費者價格指數(shù)變化對我國大宗商品價格指數(shù)變化的沖擊一直為正，第1期影響趨近于0，第2期突然增大，第2～4期保持不變，第5期變?yōu)?，隨后一直增大，在第20期達(dá)到最大值，隨后逐漸減少；第二，美國聯(lián)邦基金利率變化對我國大宗商品價格指數(shù)變化的沖擊有正有負(fù)，在第1～2期為負(fù)，第3～6期為正且不斷波動，第7期影響為負(fù)，且趨向于0；第三，國際大宗商品期貨價格指數(shù)變化對我國大宗商品價格指數(shù)變化的沖擊一直為負(fù)，在第2期負(fù)向影響最大，隨后不斷趨向于0，在第25期接近于0；第四，我國工業(yè)增加值變化對我國大宗商品價格指數(shù)變化的沖擊有正有負(fù)，在第1～2期為正，在第3～9期為負(fù)，在第10期為正，在第23期達(dá)到最大值；第五，廣義貨幣供應(yīng)量變化對我國大宗商品價格指數(shù)變化的沖擊有正有負(fù)，第1～10期為負(fù)，第11期為正，在第19期左右達(dá)到最大值；第六，人民幣實際有效匯率變化對我國大宗商品價格指數(shù)變化的沖擊在第1～3期為負(fù)，在第4期接近于0；第七，生產(chǎn)者價格指數(shù)變化對我國大宗商品價格指數(shù)變化的沖擊在第1～4期為正，在第3期達(dá)到最大值，第5期之后一直為負(fù)。

圖2 我國大宗商品價格對各個因素的脈沖響應(yīng)

2.方差分解

由表2的方差分解結(jié)果可知，在所有影響因素中，我國宏觀經(jīng)濟(jì)狀況對我國大宗商品價格的方差貢獻(xiàn)率最大，在40%以上，方差貢獻(xiàn)率從第1期開始逐漸增大，在第8期達(dá)到最大值，隨后逐漸減少，且基本保持穩(wěn)定在41%左右；生產(chǎn)者價格指數(shù)對大宗商品價格指數(shù)的方差貢獻(xiàn)率排第二，在21%左右，說明國內(nèi)需求因素即中國因素對我國大宗商品價格的影響較大；國際大宗商品期貨價格指數(shù)的方差貢獻(xiàn)率在第1期最大，隨后不斷減少且最后穩(wěn)定在15%之上；我國大宗商品價格指數(shù)自身的方差貢獻(xiàn)率一直保持在12%之上；人民幣實際有效匯率的方差貢獻(xiàn)率長期保持在8.7%左右，從第1期開始逐漸減少且慢慢趨向于平緩；廣義貨幣供應(yīng)量的方差貢獻(xiàn)率在5.0%之上，從第1期開始逐漸增大，后在5.5%左右保持穩(wěn)定；消費者價格指數(shù)即通貨膨脹的影響有限，方差貢獻(xiàn)率一直圍繞2.4%波動，這可能與近些年我國通貨膨脹控制得較好有關(guān)；美國聯(lián)邦基金利率即國際流動性的方差貢獻(xiàn)率總體較小，從第1期的0.98%開始不斷下降，后來保持在0.91%～0.92%。

綜上所述，對我國大宗商品價格貢獻(xiàn)程度較大的金融化因素主要包括我國宏觀經(jīng)濟(jì)狀況、國內(nèi)需求、期貨市場、大宗商品自身因素和人民幣實際有效匯率，貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹因素有一定的解釋作用，而國際流動性水平對我國大宗商品價格的方差貢獻(xiàn)率較低。

表2 方差分解結(jié)果

表2（續(xù)）

六、結(jié)論與政策建議

本文選取2007—2019年月度同比數(shù)據(jù)，利用SVAR模型進(jìn)行實證檢驗，得出如下結(jié)論：不同金融化因素對我國大宗商品價格波動的影響程度不同，我國宏觀經(jīng)濟(jì)狀況影響最大，其后依次是國內(nèi)需求、期貨市場、人民幣匯率、貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹和國際流動性水平，而造成影響程度不同的原因可能是各類金融化因素對我國大宗商品價格傳導(dǎo)機(jī)制的差異性；在各類金融化因素中，消費者價格指數(shù)、國際大宗商品期貨價格指數(shù)、生產(chǎn)者價格指數(shù)、工業(yè)增加值、廣義貨幣供應(yīng)量變化與我國大宗商品價格指數(shù)正相關(guān)，而美國聯(lián)邦基金利率、人民幣實際有效匯率與我國大宗商品價格指數(shù)負(fù)相關(guān)。隨著大宗商品金融化程度不斷加深，金融化因素對我國大宗商品價格波動的影響越來越明顯。我國雖是最大的大宗商品需求國，但尚未完全掌握大宗商品定價權(quán)，隨著我國金融領(lǐng)域改革不斷深入、市場準(zhǔn)入放寬，更要警惕金融化因素造成大宗商品價格波動可能帶來的負(fù)面影響。

要穩(wěn)定我國大宗商品價格，本文認(rèn)為應(yīng)該從如下幾方面入手：

一是建立規(guī)范高效的國內(nèi)大宗商品期貨市場。目前，我國大宗商品期貨市場發(fā)展還不完善，相關(guān)法律制度及行業(yè)自律性組織尚未完全建立，期貨市場管理混亂。政府應(yīng)該加強(qiáng)期貨市場立法和完善相關(guān)制度，引導(dǎo)建立行業(yè)自律性組織，積極促進(jìn)我國農(nóng)產(chǎn)品、基礎(chǔ)原材料、能源等主要大宗商品整合分類平臺，搭建統(tǒng)一的第三方交易和支付大宗商品期貨交易平臺，同時提高信息透明度。

二是加強(qiáng)我國大宗商品價格波動的監(jiān)測機(jī)制，迅速發(fā)現(xiàn)并處理價格波動，減輕我國大宗商品價格波動帶來的影響。同時，打擊市場投機(jī)因素，加強(qiáng)對大宗商品的價格監(jiān)管，積極受理違法投機(jī)行為舉報，最大限度降低大宗商品價格異常波動，掌握好干預(yù)大宗商品價格波動的時機(jī)和力度。

三是逐漸掌握國際大宗商品定價的話語權(quán)。作為世界上最大的大宗商品進(jìn)出口貿(mào)易國，我國目前尚未掌握大宗商品定價的話語權(quán)。為避免由于定價權(quán)缺乏而使我國大宗商品貿(mào)易遭受巨大經(jīng)濟(jì)損失，我國應(yīng)豐富大宗商品的來源渠道，積極發(fā)揮G20 等國際組織的影響力，對國際大宗商品價格波動進(jìn)行監(jiān)管，適時在我國各期貨交易所推出以美元定價的大宗商品交易期貨，逐步增強(qiáng)我國在大宗商品定價領(lǐng)域的話語權(quán)。

四是加快改革我國大宗商品貿(mào)易流通機(jī)制，打破行業(yè)壁壘和地區(qū)阻礙，建立完善的大宗商品貿(mào)易物流鏈。提高我國大宗商品貿(mào)易流通的信息化和集約化水平，打造金融、物流、信息和商貿(mào)于一體的大宗商品集散中心，降低我國大宗商品交易價格中的隱性物流成本和行政審批成本；同時對我國大宗商品貿(mào)易流通的相關(guān)企業(yè)加強(qiáng)監(jiān)管，避免國際金融化因素帶來的消極影響。