劉用明，邵 航

（四川大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，成都 610065）

0 引言

商品金融化是21世紀以來全球經(jīng)濟金融化的重要表現(xiàn)，諸多文獻發(fā)現(xiàn)全球商品金融化的主要特征包括：商品體現(xiàn)金融屬性，商品價格波動率上升，機構(gòu)投資者或投機者的參與度提升，商品指數(shù)化投資盛行，不同種類商品間價格聯(lián)動性增強，商品市場與金融市場價格水平關(guān)聯(lián)性提高等[1—3]。在金融開放的背景下，資本逐利的特性驅(qū)使跨境資本在經(jīng)濟體間加速流動，特別是流入兼具超額收益和風(fēng)險溢價的大宗商品市場。在中國金融市場對外開放過程中，外資準(zhǔn)入限制逐漸放寬，特別是大宗商品期貨市場中引入境外投資者的特定品種數(shù)量持續(xù)增長。因此，厘清商品金融化對宏觀經(jīng)濟的作用機制并完善風(fēng)險監(jiān)測與防控的制度安排具有重要理論意義和現(xiàn)實價值。

商品金融化現(xiàn)象表現(xiàn)為商品價格運行規(guī)律違背市場供需關(guān)系并與資本聚集高度相關(guān)[4]，而資本逐利是金融化現(xiàn)象產(chǎn)生的本質(zhì)[5]。在宏觀理論框架中納入商品金融化因素，能有效解釋物價波動受商品金融化因素影響而加劇，以及商品金融化促使存量庫存泡沫的形成[6]。金融機構(gòu)投資者的指數(shù)投資促使商品期貨之間關(guān)聯(lián)性增強，商品金融化通過金融市場傳遞沖擊，商品期貨價格、商品現(xiàn)貨價格和商品庫存均隨金融化而上漲[2]。此外，雖然金融開放對經(jīng)濟增長的促進作用已被廣泛討論[7—9]，但鮮有文獻研究在金融開放背景下商品金融化的形成機制及其宏觀經(jīng)濟效應(yīng)。在商品金融化因素通過金融市場傳遞宏觀經(jīng)濟效應(yīng)的理論前提下，金融市場效率能否以及如何起到穩(wěn)定效果值得重點關(guān)注。因此，本文在動態(tài)隨機一般均衡（DSGE）模型的研究框架下，引入金融機構(gòu)商品投資決策機制，為商品金融化的成因提供微觀基礎(chǔ)。在此基礎(chǔ)上，進一步探究商品金融化在不同金融開放程度和金融市場效率下的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)。

1 模型構(gòu)建

本文在Bernanke 和Gertler（1989）[10]的模型（BGG 模型）基礎(chǔ)上，引入同時投資于金融資產(chǎn)和商品的金融機構(gòu)，研究商品金融化的成因和經(jīng)濟緩沖效應(yīng)；同時，在國際金融市場引入金融開放程度參數(shù)，重點關(guān)注金融開放程度和金融市場效率在商品金融化影響宏觀經(jīng)濟波動中的重要作用。

1.1 金融機構(gòu)

本文模型中商品是一類資產(chǎn)，可作為金融機構(gòu)投資標(biāo)的之一[11]。企業(yè)發(fā)行股票以籌集購買生產(chǎn)所需資本品和雇傭勞動力的資金。企業(yè)向金融機構(gòu)融資的過程不存在摩擦，但金融機構(gòu)向投資者募集資金時將面臨信貸約束。金融市場存在兩種合約：金融機構(gòu)和投資者之間的貸款合約以及企業(yè)和金融機構(gòu)之間的股權(quán)合約。當(dāng)金融機構(gòu)凈資產(chǎn)N不能滿足其商品投資和股票投資需求時，則與投資者簽訂貸款合約以募集資金。

1.1.1 金融機構(gòu)與投資者之間的貸款合約

由于金融機構(gòu)的投資回報會受到異質(zhì)性沖擊ω的影響，投資收益取決于其投資決策與風(fēng)險管理能力。因此，若投資者希望與特定金融機構(gòu)簽訂信貸合約，則須承擔(dān)管理成本，該費用設(shè)定為該金融機構(gòu)總資產(chǎn)中的固定比例μ，μ∈(0，1)。

對于沖擊ωi而言，存在一個閾值ωˉi使得當(dāng)ωi≥ωˉi時，金融機構(gòu)i能通過足夠的利潤來償還投資者；但當(dāng)ωi＜ωˉi時，則會違約。ωˉi滿足以下條件：

令Γ(ωi)∈(0，1)，表示金融機構(gòu)i投資回報率中歸屬于投資者的份額。則有Γ(ωˉi)RF(QSi+pxiF)=G(ωˉi)RF(QSi+pxiF)+(1-F(ωˉi))Zi(QSi+pxiF-Ni) ，其 中，(ω) dω。代入式（1）可得Γ(ωˉi)=G(ωˉi)+(1-F(ωˉi))ωˉi。在考慮投資者管理成本的情況下，金融機構(gòu)投資收益率中流向投資者的凈份額為：

僅當(dāng)期望收益率高于無風(fēng)險利率R時，投資者才會與金融機構(gòu)簽訂貸款合約。因此，預(yù)期約束可寫成：

1.1.2 金融機構(gòu)的商品投資

該參數(shù)表示金融機構(gòu)投資商品的比例，即商品金融化程度，為本文重點關(guān)注參數(shù)之一。由于各金融機構(gòu)有相同的理性預(yù)期，各金融機構(gòu)均以相同的τt做出投資決策，因此匯總所有金融機構(gòu)的投資收益率為：

1.1.3 金融機構(gòu)凈資產(chǎn)動態(tài)平衡

金融機構(gòu)的凈資產(chǎn)總額取決于上述合約中的總收入（Vt）和勞動收入（WF，t）：

1.2 家庭部門

代表性家庭選擇消費、勞動力供應(yīng)和信貸決策，以最大化其效用函數(shù)。假設(shè)居民的效用函數(shù)形式如下：

其中，Ct為t時刻的消費，LC，t為t時刻勞動力供給，β為折現(xiàn)因子，χ為勞動力供給跨期替代彈性的倒數(shù)。代表性家庭面臨的預(yù)算約束為：

其中，Bt為第t期的實際借貸，Wt為第t期的實際工資，Rt為第t期的借貸利率，Πt為第t期的企業(yè)利潤。代表性家庭效用最大化問題的一階條件是歐拉方程（式（16））和消費與勞動的同期替代條件（式（17））：

1.3 中間品生產(chǎn)企業(yè)

假設(shè)存在中間商品企業(yè)j∈[0,1]生產(chǎn)價格為Pt(j)的差異化中間商品γt(j)。最終產(chǎn)品企業(yè)用中間商品生產(chǎn)最終產(chǎn)品，且滿足以下CES函數(shù)：

其中，Yt和Yt(j)分別為最終產(chǎn)品產(chǎn)量和中間商品j的產(chǎn)量，中間商品間的替代彈性ε＞1。為達到利潤最大化，最終產(chǎn)品企業(yè)對每種中間商品的需求和相應(yīng)的價格指數(shù)應(yīng)滿足：

假設(shè)企業(yè)在第t-1期期末購買第t期生產(chǎn)所需資本，并于第t期末將未折舊資本售出。因此，其成本最小化問題的一階條件為：

其中，ηt為商品價格外生沖擊，是本文重點關(guān)注的外生沖擊來源。假設(shè)企業(yè)遵循Calvo定價機制：在每一期，有(1-θ)個企業(yè)能夠調(diào)整價格，也就是對任一企業(yè)而言，有θ的概率將忍受價格粘性而無法調(diào)整產(chǎn)品價格。因此，最優(yōu)重置定價的一階條件為：

因此，相應(yīng)的價格指數(shù)應(yīng)滿足：

1.4 資本品生產(chǎn)企業(yè)

1.5 國際金融市場

在均衡市場無套利條件[14]及在完全開放的金融市場中的國內(nèi)外利率通過無拋補利率平價條件[9]下：

其中，γ∈[0,1]為利率調(diào)整的慣性參數(shù)，用以衡量金融市場摩擦程度。γ值越大，表示國內(nèi)利率調(diào)整速度越緩慢，因而反映出金融市場中存在更多的摩擦因素；反之，當(dāng)金融市場無摩擦?xí)r，國內(nèi)利率能夠迅速調(diào)整，γ值將趨向于0。該參數(shù)衡量的金融市場效率為本文重點關(guān)注的參數(shù)之一。

在考慮金融市場效率的同時，為進一步引入金融開放程度，本文基于經(jīng)典理論分別在兩種極端情況下推導(dǎo)利率與名義匯率，并通過金融開放程度參數(shù)將上述兩種極端情況下的表達式推廣至一般情形。名義匯率在金融市場完全開放假設(shè)[15]下滿足：

其中，參數(shù)α1、α2和α3分別表示匯率調(diào)整慣性、匯率對貨幣供應(yīng)量的敏感度和匯率對總產(chǎn)出的敏感度。式（35）和式（36）分別描述了完全開放金融市場中名義利率與匯率的表達式。對應(yīng)地，在完全封閉的金融市場中的表達式為：

其中，cat為經(jīng)常賬戶余額，α4和α5分別為名義匯率慣性和名義匯率對經(jīng)常賬戶變動的敏感度。根據(jù)完全封閉與完全開放金融市場兩個極端情形加權(quán)表示，可以得出一般情形下的表達式：

其中，金融開放程度參數(shù)ψ∈[0,1]為本文重點關(guān)注的參數(shù)之一。當(dāng)ψ取值為1 時，表明金融市場完全開放；反之在完全封閉的金融市場中，ψ取值為0；ψ取值越大說明對應(yīng)的金融市場開放程度也越高。

1.6 貨幣政策與資源約束

貨幣當(dāng)局遵循標(biāo)準(zhǔn)泰勒規(guī)則，即：

其中，不含時間下標(biāo)的變量表示均衡值。Fisher方程Rt+1=Et[itπ]t+1確定名義利率和實際利率之間的關(guān)系。在任一時期，經(jīng)濟體所有產(chǎn)出的商品等價于消費、投資、企業(yè)生產(chǎn)、金融機構(gòu)商品投資和投資者管理成本。因此，資源約束滿足以下方程：

2 參數(shù)校準(zhǔn)與數(shù)值模擬分析

2.1 參數(shù)校準(zhǔn)

在模型參數(shù)校準(zhǔn)方面，本文參考經(jīng)典理論模型的參數(shù)設(shè)定。與多數(shù)文獻一致，本文設(shè)置折現(xiàn)系數(shù)β為0.99，勞動力供給的Frisch 彈性倒數(shù)χ為3，資產(chǎn)折舊率δ和資本成本調(diào)整參數(shù)設(shè)定為2.5%，中間品生產(chǎn)企業(yè)的勞動投入份額1-α為0.64。中間品ε設(shè)定為6，價格黏性概率參數(shù)θ設(shè)定為0.75。參照BGG模型，金融機構(gòu)的勞動投入份額ΩF設(shè)定為0.01，金融機構(gòu)違約率F（ωˉ）設(shè)定為0.75%，均衡狀態(tài)下的金融機構(gòu)風(fēng)險溢價RK-R設(shè)定為1%。在滿足RK=Rx的情況下，商品的倉儲成本相關(guān)參數(shù)b、φ和便利收益κ分別設(shè)定為0.97、0.3 和-0.08[16]。生產(chǎn)中資本與商品投入間的替代彈性參數(shù)v設(shè)定為0.7[12]，再根據(jù)IMF商品價格指數(shù)中的權(quán)重系數(shù)，得到均衡狀態(tài)下資本與商品之比K x=200×0.631=126.2。商品在中間品企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)中的重要性程度參數(shù)a設(shè)定為0.006。由對數(shù)正態(tài)分布特征和金融機構(gòu)最優(yōu)化問題一階條件可得均衡狀態(tài)的異質(zhì)性沖擊閾值ωˉ和σ2，故管理成本參數(shù)μ、金融機構(gòu)存續(xù)概率γF均能計算得到。貨幣政策規(guī)則中參數(shù)參照已有文獻，將ρI設(shè)定為0.8，φπ、φY和φq分別設(shè)定為1.5、0.1 和0.5。通過貝葉斯估計得到商品價格自回歸參數(shù)ρ為0.976。各參數(shù)取值見表1。

表1 模型參數(shù)校準(zhǔn)

根據(jù)美國商品期貨委員會（CFTC）在2007—2015年的季度報告，金融機構(gòu)的商品衍生合約凈多頭頭寸價值占總資產(chǎn)比重的均值為1.1%。2020年末中國期貨及其子公司私募資產(chǎn)管理規(guī)模在私募基金規(guī)模中占比約為1.3%，此外，2019—2020 年，中國商品ETF 持有份額中機構(gòu)投資者占比從28.04%增加至29.77%。結(jié)合市場數(shù)據(jù)與商品金融化增長趨勢，本文將商品金融化參數(shù)τ的均衡狀態(tài)值設(shè)定分為較低程度、中等程度和較高程度，分別取值為0.01、0.1和0.3。金融開放程度參數(shù)ψ的理論分布區(qū)間為[0,1]，分別設(shè)定其取值為0.1、0.5 和0.9，分別對應(yīng)較低、中等和較高金融開放程度。金融市場效率相關(guān)的金融摩擦參數(shù)γ的理論分布區(qū)間為[0,1]，金融市場較低、中等和較高效率分別取值為0.1、0.5和0.9。

2.2 數(shù)值模擬

本文將經(jīng)典的“金融加速器”理論模型視為“不包含商品金融化的模型”；而引入金融機構(gòu)商品投資決策機制的模型則被稱作“包含商品金融化的模型”，兩者的模擬結(jié)果如圖1所示。模型設(shè)定為不包含金融開放因素，即完全封閉的經(jīng)濟體不存在跨境資本流動。商品價格外生沖擊在不包含商品金融化的模型中引起短期通貨膨脹率上升、資本價格上漲、投資收益率先升后降、總投資和總產(chǎn)出增長，經(jīng)濟體短期波動加劇。作為對比，包含商品金融化的模型的宏觀經(jīng)濟變量在商品價格外生沖擊下的波動更小，且恢復(fù)均衡狀態(tài)用時更短。具體而言，當(dāng)出現(xiàn)正向的商品價格外生沖擊時，商品投資收益率RX隨商品價格上升而增長（式（9）），而商品需求隨商品價格上升而下降，對應(yīng)的資本投資收益率RK隨之下降（式（27）、式（28））。因此RK和RX呈現(xiàn)反向變動關(guān)系，金融機構(gòu)的商品投資對沖了其對股票投資所帶來的風(fēng)險。如果金融機構(gòu)不進行商品投資，即在不包含商品金融化的模型中，那么其總投資收益率RF就會下降。然而，在包含商品金融化的模型中，正是由于商品投資收益率RX的提升，使得投資商品的金融機構(gòu)總投資收益率RF下降的幅度將小于不投資商品的金融機構(gòu)，最終達到了以商品投資對沖股票投資風(fēng)險的目的。本文模型中金融機構(gòu)以商品為一種資產(chǎn)類別進行商品投資的行為，能很好地解釋現(xiàn)實中金融機構(gòu)應(yīng)用商品期貨等金融衍生品對沖股票價格波動的事實。金融機構(gòu)通過商品投資分散其原本集中于股權(quán)市場的投資風(fēng)險。

圖1 不同模型下的商品價格外生沖擊響應(yīng)

控制金融開放程度和金融市場效率，不同商品金融化程度的模擬結(jié)果表明，金融化程度越高的經(jīng)濟體中核心變量的波動越大。沖擊響應(yīng)模擬結(jié)果表明，較低程度商品金融化的經(jīng)濟體在面對商品價格外生沖擊時僅在商品收益率上有直接反映，而對其他經(jīng)濟核心變量影響甚微。中等程度商品金融化具有經(jīng)濟緩沖效應(yīng)。在遭受商品價格外生沖擊時，通過金融市場高收益率吸引資本流入，提升短期投資收益率和總投資，帶動金融機構(gòu)凈資產(chǎn)增長和經(jīng)濟體總產(chǎn)出的增長。但較高程度商品金融化將引發(fā)金融資源在商品價格外生沖擊后集中涌入商品市場而資本投資收益率急劇下降，最終導(dǎo)致經(jīng)濟體總投資的持續(xù)負增長和總產(chǎn)出的大幅波動。

控制商品金融化程度和金融市場效率，不同金融開放程度的模擬結(jié)果表明，商品價格短期正向沖擊引發(fā)當(dāng)期商品投資收益率提升而隨后回歸均衡，此為商品價格外生沖擊的直接影響。在金融開放程度較高的經(jīng)濟體中，短期商品價格外生沖擊的滯后影響將帶來均值回歸矯枉過正的現(xiàn)象，即滯后數(shù)期商品收益率由正轉(zhuǎn)負后，再緩慢調(diào)整回均值。該現(xiàn)象表明在金融開放過程中，短期資本逐利的本質(zhì)有加劇商品投資收益率波動的傾向，而商品金融化則為境外資本流入提供渠道。資本收益率受商品價格短期沖擊的響應(yīng)同樣為此提供佐證。相比商品收益率而言，資本收益率的波動幅度更大。特別是在金融開放程度較高的經(jīng)濟體中，資本收益率的當(dāng)期正向偏離幅度和均值回歸前的負收益率峰值均大于中等和較低金融開放程度的經(jīng)濟體。類似響應(yīng)出現(xiàn)在投資收益率、總產(chǎn)出和總投資等變量上，共同揭示了金融開放具有放大短期沖擊對經(jīng)濟體核心變量影響力的作用。

控制商品金融化程度和金融開放程度，不同金融市場效率的模擬結(jié)果表明，在相同商品價格短期沖擊下，金融市場效率對模型核心變量的沖擊響應(yīng)影響顯著，其中，低效率金融市場甚至出現(xiàn)核心變量反向變動情形。商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)在較低效率金融市場中失效，成為造成該模擬結(jié)果的重要原因。

3 機制分析

3.1 金融開放的調(diào)節(jié)機制

金融開放程度調(diào)節(jié)跨境資本流動，通過資本管制政策、匯率稅率政策等方式調(diào)節(jié)跨境資本流動成本，最終調(diào)節(jié)東道國商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)。資本管制作為金融開放程度的反向指標(biāo)，分別從實際成本和信號效應(yīng)兩個角度產(chǎn)生直接影響和間接影響。其中，跨境資本流動的實際成本受到稅收政策的直接影響，行政手段同樣可限制跨境資本流入流出額度，使得超過限定額度的資金流動成本趨于無窮大，從而控制跨境資本在東道國金融市場流動。另外，資本管制政策亦可通過收緊或放松管制向投資者釋放信號，從而影響其對跨境金融資產(chǎn)交易的預(yù)期收益和持有規(guī)模預(yù)期。

金融開放程度調(diào)節(jié)整個經(jīng)濟體的商品金融化經(jīng)濟緩沖效應(yīng)強度，金融開放程度越高，商品金融化的經(jīng)濟影響力越會被放大。從經(jīng)濟體宏觀變量的響應(yīng)結(jié)果來看，金融開放程度的提高提升了商品金融化的影響力，較低程度商品金融化的經(jīng)濟體中隨著金融開放程度加深，短期商品價格外生沖擊的經(jīng)濟波動將加劇，呈現(xiàn)與更高程度商品金融化的經(jīng)濟體類似的響應(yīng)。反之，降低金融開放程度能在一定程度上限制商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)影響力，但降低金融開放程度的調(diào)節(jié)效果遠不如提升金融開放程度。因此，如果把金融開放過程看成是從完全封閉到完全開放的均勻過程，那么金融開放對商品金融化經(jīng)濟緩沖效應(yīng)起到的調(diào)節(jié)機制就是非對稱的，在越接近完全金融開放的環(huán)境下，金融開放對商品金融化經(jīng)濟緩沖效應(yīng)的調(diào)節(jié)效果越顯著。

3.2 金融市場效率的穩(wěn)定機制

金融市場效率作為金融市場平穩(wěn)運行的基礎(chǔ)保障，有助于穩(wěn)定商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)。金融市場摩擦在數(shù)量上直接提高交易成本，在時間上間接降低信息傳遞的及時性，因此，常被用作金融市場效率的反向指標(biāo)。此外，市場信息不對稱和商品價格黏性或價格彈性也會影響金融市場資源配置效率。理論上，只有基于高效的金融市場，才能及時準(zhǔn)確地讓商品價格信息在經(jīng)濟體各部門間有效傳遞，以實現(xiàn)商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)。

金融市場效率的穩(wěn)定機制為商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)提供保障，越低效率的金融市場越難以發(fā)揮商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)，甚至由于定價低效性與時滯性而無法對金融資源進行有效配置，造成總產(chǎn)出大幅下降和總投資持續(xù)低于均衡狀態(tài)等消極影響。金融市場摩擦將制約金融市場資金配置效率，從而阻礙金融資源跨市場流動，導(dǎo)致商品投資收益性無法在金融市場有效傳遞。受此影響，在較低效率的金融市場中，商品價格外生沖擊發(fā)生后的總投資增量會隨金融市場效率降低而下滑，最終引起經(jīng)濟波動，符合金融加速器理論[10]。反之，較高效率的金融市場能如預(yù)期傳導(dǎo)商品金融化的經(jīng)濟影響，但相較于中等效率的金融市場，金融市場效率降低導(dǎo)致核心變量變動的幅度遠大于金融市場效率提升。因此，如果把金融市場效率提升看成是從低效率到高效率變化的均勻過程，那么金融市場效率的穩(wěn)定機制就為商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)提供了非對稱的保障，越低效的金融市場會導(dǎo)致商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)越不穩(wěn)定。

4 結(jié)論

本文基于金融機構(gòu)的商品投資決策機制，構(gòu)建了包含商品金融化因素的動態(tài)隨機一般均衡（DSGE）模型，分析不同金融開放程度和金融市場效率下，商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)。系統(tǒng)模擬結(jié)果清晰展現(xiàn)了商品金融化因素在金融開放下通過金融市場對商品價格外生沖擊的傳導(dǎo)機制。研究結(jié)果表明：在宏觀經(jīng)濟面對商品價格外生沖擊時，適度的商品金融化具有經(jīng)濟緩沖效應(yīng)，而過度商品金融化將引起資本投資收益率下降，導(dǎo)致投資持續(xù)負增長和經(jīng)濟波動加??；金融開放的調(diào)節(jié)機制和金融市場效率的穩(wěn)定機制分別非對稱地影響商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)，其中，在越接近完全金融開放的環(huán)境下，商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)越顯著，而越低的金融市場效率會導(dǎo)致商品金融化的經(jīng)濟緩沖效應(yīng)越不穩(wěn)定。