曹強(qiáng)　陳虎

關(guān)鍵詞：貨幣政策立場(chǎng);金融化程度;TVP-SVAR-SV模型 ;MS-VAR模型

中圖分類號(hào)：F822 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-7217（2022）03-0018-08

一、引言

中國(guó)大宗商品具有重要戰(zhàn)略地位，在雙循環(huán)背景下它不僅是工業(yè)基礎(chǔ)材料之一，而且具有金融屬性。大宗商品市場(chǎng)與金融市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)性增強(qiáng)，大宗商品金融化程度增加，大宗商品價(jià)格的變化勢(shì)必會(huì)對(duì)國(guó)家的實(shí)體經(jīng)濟(jì)、金融市場(chǎng)造成重大影響。隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)改革的推進(jìn)，貨幣政策成為影響大宗商品價(jià)格的重要因素，在雙循環(huán)背景下如何更有效實(shí)施貨幣政策影響大宗商品價(jià)格是重要問(wèn)題。由于央行調(diào)控目標(biāo)多樣化，實(shí)踐中貨幣政策調(diào)控的方向和強(qiáng)度不同，即貨幣政策是寬松還是緊縮對(duì)大宗商品價(jià)格影響也不同。

現(xiàn)有關(guān)于貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的影響，主要分三類：（1）以利率為代表的價(jià)格型貨幣政策工具。例如，短期實(shí)際利率對(duì)大宗商品價(jià)格負(fù)向影響。（2）以貨幣供給為代表的數(shù)量型貨幣政策工具。例如，中國(guó)廣義貨幣供給量會(huì)通過(guò)通脹預(yù)期渠道對(duì)石油價(jià)格產(chǎn)生正向影響。（3）量化寬松型的貨幣政策。例如，全球流動(dòng)性增加會(huì)推動(dòng)大宗商品價(jià)格上漲，且在2008年影響效果最大。

伴隨大宗商品金融化的增強(qiáng)，眾多學(xué)者研究金融化因素在大宗商品價(jià)格決定中的作用。（1）金融因素對(duì)大宗商品價(jià)格的影響。金融投機(jī)因素對(duì)石油價(jià)格在2004—2010年上漲的解釋能力達(dá)到44%。2004年后股票市場(chǎng)與大宗商品市場(chǎng)關(guān)聯(lián)性增強(qiáng)，機(jī)構(gòu)投資者的商品指數(shù)投資對(duì)大宗商品價(jià)格的影響增強(qiáng)。金融投機(jī)因素是解釋大宗商品價(jià)格的主要驅(qū)動(dòng)因素。（2）大宗商品金融化程度的測(cè)度。選取大宗商品期貨市場(chǎng)和股票市場(chǎng)之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)測(cè)算大宗商品金融化程度。根據(jù)我國(guó)股票市場(chǎng)和大宗農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)之間的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)衡量我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品金融化程度。運(yùn)用DCC-GARCH模型提取原油期貨和行業(yè)金融指數(shù)的動(dòng)態(tài)相關(guān)系數(shù)用來(lái)衡量原油金融化程度。

綜上，越來(lái)越多的文獻(xiàn)研究貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的影響，但大都基于單一的價(jià)格型或者數(shù)量型貨幣政策，鮮有文獻(xiàn)考察貨幣政策立場(chǎng)與大宗商品價(jià)格的非線性關(guān)系，更沒(méi)有考慮到大宗商品金融化程度的區(qū)制劃分。研究貨幣政策立場(chǎng)與大宗商品價(jià)格的非線性關(guān)系，并考慮大宗商品金融化程度的區(qū)制劃分，可以為穩(wěn)定中國(guó)大宗商品價(jià)格波動(dòng)提供決策參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

貨幣政策立場(chǎng)指央行實(shí)施貨幣政策的寬松度以及力度，代表未預(yù)期到的貨幣政策。體現(xiàn)在兩個(gè)層面：理論層面，即實(shí)際貨幣政策包括預(yù)期到和未預(yù)期到的貨幣政策，而未預(yù)期到的貨幣政策對(duì)指導(dǎo)前瞻性貨幣政策有重要作用，這種未預(yù)期到的貨幣政策就是貨幣政策立場(chǎng);現(xiàn)實(shí)層面，即隨著中國(guó)貨幣政策前瞻性和透明度的增強(qiáng)，市場(chǎng)對(duì)預(yù)期到的貨幣政策提前反應(yīng)，從而央行調(diào)整貨幣政策時(shí)，未預(yù)期到的貨幣政策沖擊才會(huì)發(fā)揮作用。

以貨幣政策立場(chǎng)緊縮為例，其通過(guò)大宗商品的金融屬性和商品屬性影響價(jià)格，傳導(dǎo)機(jī)制見(jiàn)圖1。大宗商品的金融屬性表現(xiàn)為兩種渠道效應(yīng)：風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道。（1）風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道：實(shí)行緊縮的貨幣政策立場(chǎng)，會(huì)增加金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)的概率，引發(fā)投資者收益不確定性增加，從而需要更多的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)作為補(bǔ)償。（2）投機(jī)因素渠道：大宗商品期貨市場(chǎng)中存在異質(zhì)性的投資者，包括套期保值的風(fēng)險(xiǎn)厭惡者和投機(jī)獲利的風(fēng)險(xiǎn)偏好者。第一，風(fēng)險(xiǎn)厭惡投資者在市場(chǎng)不確定加劇時(shí)期不愿進(jìn)行買賣活動(dòng)、承擔(dān)交易風(fēng)險(xiǎn)。第二，出于投機(jī)目的的購(gòu)買者活躍于大宗商品期貨市場(chǎng)，購(gòu)買當(dāng)期商品期貨以期在期貨市場(chǎng)未來(lái)高漲時(shí)期獲取高額利潤(rùn)，推動(dòng)大宗商品價(jià)格上漲，使得大宗商品具有金融屬性。

大宗商品的商品屬性表現(xiàn)為兩種渠道效應(yīng)：需求渠道和投資渠道。（1）需求渠道：需求因素是影響大宗商品價(jià)格的重要因素，緊縮的貨幣政策立場(chǎng)引發(fā)產(chǎn)出下降、大宗商品需求量降低，進(jìn)而導(dǎo)致大宗商品價(jià)格下降。（2）投資渠道：貨幣政策立場(chǎng)緊縮引發(fā)產(chǎn)出下降，經(jīng)濟(jì)下行期間的企業(yè)盈利能力惡化的可能性增大，企業(yè)凈值的減少引致企業(yè)融資困難、融資成本提高，企業(yè)為維護(hù)自身資產(chǎn)負(fù)債情況會(huì)減少對(duì)外投資，引發(fā)大宗商品價(jià)格下降。

（一）大宗商品金融屬性和商品屬性導(dǎo)致了貨幣政策立場(chǎng)的短期效應(yīng)和長(zhǎng)期效應(yīng)

從圖1可以看出，貨幣政策立場(chǎng)會(huì)通過(guò)金融屬性因素和商品屬性因素對(duì)大宗商品價(jià)格產(chǎn)生影響。短期內(nèi)，貨幣政策立場(chǎng)主要通過(guò)大宗商品的金融屬性對(duì)大宗商品價(jià)格產(chǎn)生影響;長(zhǎng)期內(nèi)，貨幣政策立場(chǎng)主要通過(guò)大宗商品的商品屬性對(duì)大宗商品價(jià)格產(chǎn)生影響。這和劉璐等的結(jié)論一致。而且在短期內(nèi)，大宗商品的金融屬性主要通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道發(fā)揮重要作用。針對(duì)上述分析，提出研究假設(shè)1。

假設(shè)1 貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格具有顯著的時(shí)變影響，并且短期效應(yīng)大于長(zhǎng)期效應(yīng)。

（二）大宗商品金融化程度不同，貨幣政策立場(chǎng)發(fā)揮作用的強(qiáng)度不同

從圖1可以看出，大宗商品的金融屬性表現(xiàn)為兩種渠道效應(yīng)：風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道，大宗商品金融化程度不同，有高有低，金融屬性在大宗商品價(jià)格決定中的作用取決于投機(jī)交易者的比例，而投機(jī)交易者比例與大宗商品金融化程度正相關(guān)。

當(dāng)大宗商品金融化程度高時(shí)，貨幣政策立場(chǎng)緊縮通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道對(duì)大宗商品價(jià)格的影響更強(qiáng)，表現(xiàn)為圖1中金融化程度高時(shí)中國(guó)大宗商品價(jià)格的變動(dòng)更大。當(dāng)大宗商品金融化程度低時(shí)，由于投機(jī)交易者比例較小，貨幣政策立場(chǎng)緊縮通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道對(duì)大宗商品價(jià)格的影響則相對(duì)較弱，表現(xiàn)為圖1中金融化程度低情況下中國(guó)大宗商品價(jià)格的變動(dòng)相對(duì)較小。針對(duì)上述分析，提出假設(shè)2。

假設(shè)2不同大宗商品金融化程度，使貨幣政策立場(chǎng)與大宗商品價(jià)格存在非線性關(guān)系。大宗商品金融化程度越高，貨幣政策立場(chǎng)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道對(duì)大宗商品價(jià)格的影響更強(qiáng)、持續(xù)時(shí)間更久。

（三）未預(yù)期到的貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的影響更顯著

根據(jù)理性預(yù)期假說(shuō)，預(yù)期到的貨幣政策（利率）變化會(huì)迅速反映在大宗商品價(jià)格變化中。預(yù)期到的貨幣政策會(huì)減弱貨幣政策的效果，因此相較于未預(yù)期到的貨幣政策，預(yù)期到的貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的影響效應(yīng)較小。針對(duì)上述分析，提出假設(shè)3。

假設(shè)3未預(yù)期到的和預(yù)期到的貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格都會(huì)產(chǎn)生影響，與預(yù)期到的貨幣政策相比，未預(yù)期到的貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的影響更顯著。

三、計(jì)量模型構(gòu)建和變量選擇

（一）TVP-SVAR-SV模型的構(gòu)建

運(yùn)用TVP-SVAR-SV模型研究貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格的時(shí)變影響，由于TVP-SVAR-SV模型由SVAR模型演變而來(lái)，因此有兩個(gè)方面需要考慮：第一，SVAR模型選擇變量的理由和變量順序。第二，時(shí)變參數(shù)TVP-SVAR-SV模型的設(shè)定。具體如下：

1.選擇變量的理由和變量順序。

（1）選擇變量的理由。在研究大宗商品價(jià)格時(shí)，需要考慮供給沖擊、需求沖擊和大宗商品的金融化程度，例如，有證據(jù)支持在研究大宗商品價(jià)格波動(dòng)時(shí)，需要考慮供給沖擊、需求沖擊和金融投機(jī)沖擊。因此，將供給沖擊、需求沖擊和金融投機(jī)沖擊納入統(tǒng)一的研究框架，能系統(tǒng)研究貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格的影響。

從圖2可以看出，一單位正向貨幣政策立場(chǎng)沖擊對(duì)大宗商品價(jià)格短期影響強(qiáng)于中長(zhǎng)期。具體來(lái)講，滯后4期的貨幣政策立場(chǎng)沖擊對(duì)大宗商品價(jià)格的波動(dòng)區(qū)間為[-0.0005，0.0011];滯后8期的波動(dòng)區(qū)間為[-0.0002，0.0004];滯后12期的波動(dòng)區(qū)間為[-0.0001，0.00015]。這是因?yàn)榫o縮的貨幣政策立場(chǎng)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道發(fā)揮作用。（1）基于風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道：實(shí)行緊縮的貨幣政策立場(chǎng)，金融市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的可能性變大，投資者面臨的不確定性增加，需要更多的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)作為補(bǔ)償。（2）基于投機(jī)因素渠道：投機(jī)者購(gòu)買大宗商品期貨以期未來(lái)期貨市場(chǎng)高漲時(shí)期高價(jià)出售獲得高額利潤(rùn)，投機(jī)因素增加。

從圖2的整體趨勢(shì)看，2015年之前貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格發(fā)揮正向作用，2015年之后表現(xiàn)為負(fù)向作用，具有時(shí)變性。這兩個(gè)區(qū)間的大宗商品金融化程度不同，2009-2014年我國(guó)大宗商品由金融屬性主導(dǎo)，2015年之后大宗商品金融化程度下降。2015年股災(zāi)導(dǎo)致商品期貨投資者資金流出，大宗商品價(jià)格由商品屬性主導(dǎo)，即緊縮的貨幣政策立場(chǎng)通過(guò)投資渠道和需求渠道引發(fā)大宗商品價(jià)格下跌，進(jìn)而表現(xiàn)為貨幣政策立場(chǎng)與大宗商品價(jià)格負(fù)相關(guān)。

（三）特定時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)

圖3為貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格的時(shí)點(diǎn)脈沖結(jié)果，選取的3個(gè)時(shí)點(diǎn)為2013年12月、2015年6月和2019年12月。首先，2013年12月中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，政府為刺激經(jīng)濟(jì)，采取降準(zhǔn)降息等措施，導(dǎo)致資金流入資本市場(chǎng)，推動(dòng)資本市場(chǎng)繁榮，體現(xiàn)大宗商品的金融屬性;其次，2015年6月中國(guó)股市進(jìn)入熊市，資金流出資本市場(chǎng)，體現(xiàn)大宗商品的商品屬性;最后，2019年底新冠肺炎疫情暴發(fā)沖擊我國(guó)實(shí)體經(jīng)濟(jì)和金融市場(chǎng)，影響大宗商品價(jià)格。其中實(shí)線、短虛線、長(zhǎng)虛線分別代表2013年12月、2015年6月、2019年12月。

圖3顯示：（1）給予貨幣政策立場(chǎng)單位正向沖擊，3個(gè)時(shí)點(diǎn)的大宗商品價(jià)格脈沖響應(yīng)趨勢(shì)基本一致，均先上升后振蕩下降趨于零值。因?yàn)榫o縮的貨幣政策立場(chǎng)短期通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道推動(dòng)大宗商品價(jià)格上漲，對(duì)應(yīng)第1期的脈沖響應(yīng)上升階段;長(zhǎng)期通過(guò)投資渠道和需求渠道引發(fā)大宗商品價(jià)格下跌，脈沖響應(yīng)趨勢(shì)下降。（2）3個(gè)時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)程度大小不同，表明在不同時(shí)期的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格的影響不同，進(jìn)一步說(shuō)明兩者時(shí)變關(guān)系。假設(shè)1得到驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，更改滯后期的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參照王東明和魯春義的研究，將滯后期更改為2期。第二，更換時(shí)點(diǎn)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參照錢宗鑫等的研究，選取另外3個(gè)不同的時(shí)點(diǎn)：2011年7月、2014年11月和2019年1月。結(jié)果與圖2和圖3基本吻合，限于篇幅，未詳細(xì)列出。

五、進(jìn)一步研究：貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格的區(qū)制效應(yīng)

采用MS-VAR模型研究貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格的區(qū)制效應(yīng)，考察兩者之間的非線性關(guān)系。

（一）MS-VAR模型的選擇

確定MS-VAR模型的最優(yōu)形式是保證實(shí)證結(jié)果穩(wěn)健的前提。第一，根據(jù)大宗商品金融化程度的測(cè)算結(jié)果，大宗商品可以分解為金融化程度高和金融化程度低兩種狀態(tài)。2009—2014年和2018—2020年大宗商品金融化程度高，2008年和2015—2017年大宗商品金融化程度低，因此將區(qū)制數(shù)量設(shè)為2。第二，根據(jù)AIC和SC信息準(zhǔn)則最小的原則，將模型滯后階數(shù)設(shè)定為2。第三，根據(jù)模型均值、截距項(xiàng)、系數(shù)與方差等是否隨狀態(tài)變化而變化，分別建立非線性的MSI（2）-VAR（2）、MSIA（2）-VAR（2）、MSIH（2）-VAR（2）、MSIAH （2）-VAR（2）模型，并根據(jù)LL、AIC、HQ、SC等信息準(zhǔn)則選取最優(yōu)模型，結(jié)果見(jiàn)表1。

從表1可以看出：MSIH（2）-VAR （2）的AIC、HQ、SC值最小，分別為—19. 7731、—18. 6211和—17. 5050，且LR線性檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為307. 751，在5%水平下拒絕模型為線性關(guān)系的原假設(shè)。截距和方差隨區(qū)制變化的MSIH（2）-VAR（2）模型擬合效果最好。

（二）區(qū)制概率圖

圖4為MSIH（2）-VAR（2）模型的區(qū)制概率圖，可以發(fā)現(xiàn)兩區(qū)制的劃分區(qū)間與FIN波段基本吻合。區(qū)制1中FIN較小，大宗商品金融化程度較低;區(qū)制2中FIN較大，大宗商品金融化程度較高。該區(qū)制劃分和現(xiàn)實(shí)一致，因?yàn)?015年我國(guó)股災(zāi)爆發(fā)，大批投資者從商品期貨市場(chǎng)撤離引發(fā)大量資金出逃，投資者對(duì)大宗商品期貨的持有量、投資減少，導(dǎo)致大宗商品金融化程度下降，這和區(qū)制1的狀態(tài)一致，表明將大宗商品金融化分為低程度和高程度區(qū)制較為合理。

（三）分區(qū)制脈沖響應(yīng)分析

圖5給出了區(qū)制1（金融化程度低）和區(qū)制2（金融化程度高）貨幣政策立場(chǎng)單位標(biāo)準(zhǔn)差正向沖擊下大宗商品價(jià)格的脈沖響應(yīng)結(jié)果。由圖5可以看出，區(qū)制1和區(qū)制2中大宗商品價(jià)格對(duì)貨幣政策立場(chǎng)單位正向沖擊的脈沖響應(yīng)均短期上升，長(zhǎng)期下降，這與圖3特定時(shí)點(diǎn)脈沖響應(yīng)結(jié)果一致，表明結(jié)果的穩(wěn)健性。

但是，在區(qū)制1和區(qū)制2兩種金融化程度下的貨幣政策立場(chǎng)沖擊對(duì)大宗商品價(jià)格存在明顯差異性的區(qū)制效應(yīng)，表明二者之間具有非線性關(guān)系。第一，從脈沖響應(yīng)值大小看：區(qū)制2中貨幣政策立場(chǎng)沖擊對(duì)大宗商品價(jià)格的影響強(qiáng)于區(qū)制1，最大脈沖響應(yīng)值分別為0.064和0.012。第二，從持續(xù)時(shí)間來(lái)看：區(qū)制2中貨幣政策立場(chǎng)發(fā)揮作用的持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)于區(qū)制1，脈沖響應(yīng)分別于滯后12期和9期以后降為零值。貨幣政策立場(chǎng)與大宗商品價(jià)格存在非線性關(guān)系，即大宗商品金融化程度較高時(shí)，貨幣政策立場(chǎng)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道對(duì)大宗商品價(jià)格的推動(dòng)作用更強(qiáng)、持續(xù)時(shí)間更久，主要是因?yàn)榻鹑诨潭雀邥r(shí)大宗商品期貨投機(jī)交易者比例增加，金融屬性決定其價(jià)格時(shí)發(fā)揮的作用增強(qiáng)，因而使得貨幣政策立場(chǎng)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道對(duì)大宗商品價(jià)格的推動(dòng)作用更強(qiáng)。假設(shè)2得到驗(yàn)證。

（四）累積脈沖響應(yīng)

貨幣政策立場(chǎng)本質(zhì)是未預(yù)期到的貨幣政策，運(yùn)用Kuttner、譚小芬的方法進(jìn)一步檢驗(yàn)未預(yù)期貨幣政策的作用，將實(shí)際的貨幣政策沖擊（AMP）分解為預(yù)期到的貨幣政策沖擊（EMP）和未預(yù)期到的貨幣政策沖擊（UMP）。具體構(gòu)造方式見(jiàn)式（12）～式（14）。

其中，F(xiàn)代表FR007利率互換期貨數(shù)據(jù)，I代表FR007利率，T為期貨合約到期日，D為期貨合約期限，F(xiàn)代表隱含在FR007利率互換期貨合 約中的利率。分成兩步計(jì)算：第一，計(jì)算預(yù)期到的貨幣政策沖擊，使用滯后1期的FR007利率互換月末值減去滯后1期的FR007月末值，即公式（12）。第二，計(jì)算實(shí)際的貨幣沖擊，使用FR007的平均利率減去滯后1期的FR007月末值，即公式（13）。第三，計(jì)算未預(yù)期到的貨幣政策沖擊，使用實(shí)際的貨幣政策沖擊減去預(yù)期到的貨幣政策沖擊，即公式（14）。

通過(guò)以上步驟得到UMP和EMP，并將UMP和EMP分別替換貨幣政策立場(chǎng)進(jìn)行累積脈沖響應(yīng)來(lái)研究?jī)烧叱掷m(xù)影響力，以此比較未預(yù)期到和預(yù)期到的貨幣政策沖擊下大宗商品價(jià)格的變化。結(jié)果詳見(jiàn)圖6。

圖6給出了未預(yù)期到和預(yù)期到的貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的累積脈沖響應(yīng)結(jié)果。結(jié)果顯示，分別給予未預(yù)期和預(yù)期到貨幣政策單位標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊，大宗商品價(jià)格的累積脈沖均為負(fù)向響應(yīng)，表明未預(yù)期和預(yù)期到的貨幣政策緊縮均對(duì)大宗商品價(jià)格有負(fù)向影響，通過(guò)投資渠道和需求渠道引致大宗商品價(jià)格下跌。

但與預(yù)期到的貨幣政策相比，未預(yù)期到的貨幣政策沖擊對(duì)大宗商品價(jià)格的影響更顯著。未預(yù)期到的貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的累積脈沖效應(yīng)為-0.068，預(yù)期到的貨幣政策的累積脈沖效應(yīng)為-0.04。貨幣政策存在預(yù)期，由于經(jīng)濟(jì)主體在貨幣政策實(shí)施前會(huì)調(diào)整自身行為，市場(chǎng)也會(huì)對(duì)預(yù)期到的貨幣政策提前進(jìn)行反應(yīng)和定價(jià)，這使得預(yù)期到的貨幣政策發(fā)揮作用有限，未預(yù)期到的貨幣政策發(fā)揮更大的作用。假設(shè)3得到驗(yàn)證。

六、結(jié)論與政策建議

運(yùn)用TVP-SVAR-SV模型和MS-VAR模型研究中國(guó)貨幣政策立場(chǎng)與大宗商品價(jià)格的非線性關(guān)系，大宗商品金融化程度不同時(shí)，貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格的影響不一樣。結(jié)論顯示：（1）貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格存在顯著的時(shí)變特征，表現(xiàn)出明顯的非線性關(guān)系。不同時(shí)期的貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格的影響發(fā)生變化，2015年之前主要為正向影響，2015年之后則為負(fù)向影響，而且不同時(shí)點(diǎn)下的脈沖響應(yīng)也不同。（2）大宗商品金融化程度不同時(shí)，貨幣政策立場(chǎng)對(duì)大宗商品價(jià)格具有非線性影響。在大宗商品金融化程度高時(shí)，金融因素在大宗商品價(jià)格決定中發(fā)揮重要作用，貨幣政策立場(chǎng)通過(guò)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道對(duì)大宗商品價(jià)格的推動(dòng)作用更強(qiáng)，而在低金融化程度區(qū)制中推動(dòng)作用則相對(duì)較弱。（3）預(yù)期到和未預(yù)期到的貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的影響存在差異性特征。相較于預(yù)期到的貨幣政策，未預(yù)期到的貨幣政策緊縮對(duì)大宗商品價(jià)格的負(fù)向影響更大，未預(yù)期到的貨幣政策發(fā)揮主要作用，表明了貨幣政策立場(chǎng)的重要性。

基于上述結(jié)論，給出如下政策建議：（1）央行調(diào)控貨幣政策時(shí)要考慮到大宗商品價(jià)格的變化因素。尤其是當(dāng)外部環(huán)境劇烈變化時(shí)，需要及時(shí)調(diào)整并不斷創(chuàng)新、豐富貨幣政策工具，準(zhǔn)確識(shí)別我國(guó)貨幣政策立場(chǎng)，以此保證貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格調(diào)控的有效性。近些年來(lái)，全球流動(dòng)性寬松加劇了大宗商品市場(chǎng)價(jià)格的不穩(wěn)定性，2019年底新冠肺炎疫情暴發(fā)后，各國(guó)實(shí)行了量化寬松政策，本國(guó)金融市場(chǎng)會(huì)受到國(guó)內(nèi)外貨幣政策的沖擊，這對(duì)大宗商品市場(chǎng)造成巨大影響，因此貨幣政策識(shí)別工具應(yīng)對(duì)此做出及時(shí)調(diào)整。（2）強(qiáng)化大宗商品金融化程度的調(diào)控，有助于控制風(fēng)險(xiǎn)。大宗商品市場(chǎng)與金融市場(chǎng)的聯(lián)動(dòng)性增強(qiáng)，大宗商品金融化程度較高時(shí)，央行制訂政策時(shí)更要注重風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)渠道和投機(jī)因素渠道對(duì)大宗商品價(jià)格的影響。同時(shí)應(yīng)加強(qiáng)期貨市場(chǎng)投機(jī)行為的監(jiān)管，避免非理性的投機(jī)行為危害大宗商品市場(chǎng)價(jià)格的穩(wěn)定性。（3）央行應(yīng)提高貨幣政策的前瞻性和透明度以形成穩(wěn)定預(yù)期。該做法不僅有利于公眾獲取相關(guān)信息、形成良好貨幣政策預(yù)期，而且可以減少未預(yù)期到的貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的沖擊，降低大宗商品價(jià)格波動(dòng)性、提升大宗商品市場(chǎng)穩(wěn)定性。