摘要：本文通過(guò)構(gòu)建自回歸分布滯后模型（ARDL-ECM），實(shí)證分析了利率和貨幣供應(yīng)量?jī)纱筘泿耪吖ぞ吲c大宗商品價(jià)格之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。結(jié)果表明，利率調(diào)整僅短期內(nèi)影響大宗商品價(jià)格，而貨幣供應(yīng)量變化則顯著改變其長(zhǎng)期趨勢(shì)，且存在時(shí)滯效應(yīng)。研究進(jìn)一步指出，在應(yīng)對(duì)全球大宗商品價(jià)格波動(dòng)時(shí)，需短期關(guān)注利率變動(dòng)，長(zhǎng)期則更應(yīng)考慮貨幣供應(yīng)量調(diào)整。此研究為理解貨幣政策與大宗商品價(jià)格關(guān)系提供了新視角，有助于我國(guó)防范輸入型通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)，為宏觀政策制定與實(shí)體企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)提供參考。

關(guān)鍵詞：貨幣政策；全球大宗商品價(jià)格；利率調(diào)整；貨幣供應(yīng)量

引言

當(dāng)今世界正經(jīng)歷百年未有之大變局，國(guó)際環(huán)境日趨復(fù)雜，不確定性明顯增加。全球大宗商品包括能源、基礎(chǔ)原材料、基礎(chǔ)農(nóng)產(chǎn)品等，其價(jià)格波動(dòng)日趨劇烈，把握全球大宗商品價(jià)格的走勢(shì)特征，有利于規(guī)避它對(duì)本國(guó)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)的輸入性風(fēng)險(xiǎn)（王蕾，2022）。

貨幣政策是中央銀行為實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)采取的措施。貨幣政策調(diào)整掌握著貨幣市場(chǎng)流動(dòng)性的閥門（王曉雷，2011），擾動(dòng)著資本市場(chǎng)表現(xiàn)，影響著進(jìn)出口貿(mào)易（許家云，2020）。實(shí)施穩(wěn)健的貨幣政策能夠促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，推動(dòng)就業(yè)，穩(wěn)定物價(jià)（李浩然，2022），對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)和商品市場(chǎng)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。貨幣政策調(diào)整對(duì)某一金融變量的影響研究已經(jīng)較為充分，但它對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響研究還較為空白，隨著大宗商品價(jià)格越來(lái)越受到供給側(cè)和金融市場(chǎng)因素的影響，貨幣政策對(duì)商品市場(chǎng)的影響研究成為符合時(shí)代背景的新話題。

全球大宗商品價(jià)格與我國(guó)實(shí)體企業(yè)生產(chǎn)制造緊密相關(guān)，大宗商品保供穩(wěn)價(jià)意義重大。本文研究結(jié)論有利于掌握貨幣政策調(diào)整對(duì)商品市場(chǎng)的溢出效應(yīng)及作用機(jī)制，有利于我國(guó)防范全球大宗商品價(jià)格波動(dòng)帶來(lái)的輸入性風(fēng)險(xiǎn)。有利于在國(guó)內(nèi)國(guó)際雙循環(huán)新形勢(shì)下完善宏觀審慎政策與貨幣政策雙支柱調(diào)控框架，為實(shí)體企業(yè)生產(chǎn)活動(dòng)提供參考，為我國(guó)高質(zhì)量發(fā)展提供金融支持。

一、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)綜述

我國(guó)是全世界最大的大宗商品進(jìn)口國(guó)，全球大宗商品價(jià)格上漲會(huì)增加輸入型通貨膨脹壓力（王益彪，2017），進(jìn)而對(duì)我國(guó)CPI（李成君，2022）和工業(yè)增加值（章紅，2021）等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)產(chǎn)生擾動(dòng)。全球大宗商品價(jià)格受多重因素影響，包括供需關(guān)系、地緣政治、金融市場(chǎng)流動(dòng)性（過(guò)彥博，2022）、匯率及利率水平（段雯雯，2022）、貨幣供應(yīng)量（楊曼，2020）等。過(guò)去對(duì)大宗商品價(jià)格的分析往往聚焦于實(shí)體部門的供需變化，隨著商品期貨交易體系日趨完善，突發(fā)事件、各國(guó)政策等供給側(cè)因素作用增強(qiáng)，市場(chǎng)投資投機(jī)需求增加，金融市場(chǎng)因素成為大宗商品價(jià)格在短期內(nèi)劇烈波動(dòng)的重要原因（曹強(qiáng)，2022）。在衡量方法上，國(guó)內(nèi)外學(xué)者一般采用路透商品研究局指數(shù)（馬爽，2022；常清，2022；翁健敏，2023）。CRB指數(shù)反映大宗商品的期貨價(jià)格，包括了核心商品的價(jià)格波動(dòng)，體現(xiàn)了世界主要商品價(jià)格的動(dòng)態(tài)信息。還有學(xué)者采用了IMF公布的國(guó)際大宗商品總指數(shù)（肖義歡，2022），標(biāo)普—高盛商品指數(shù)Samp;PGSCI（At－Youcef，2019；劉璐，2022），彭博商品指數(shù)BCOM（PaulMackel，2022），羅杰斯國(guó)際商品指數(shù)RICI（徐國(guó)祥，2015）等來(lái)衡量全球大宗商品價(jià)格變動(dòng)。

貨幣政策調(diào)整具有溢出效應(yīng)，影響著全球匯率（Ogaki，2004），進(jìn)而影響世界各國(guó)貨幣的購(gòu)買力（Roevekamp，2021）和宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)（Bhattarai，2020），并對(duì)全球資本市場(chǎng)收益率產(chǎn)生擾動(dòng)（Chiang，2021）。在衡量方法上，貨幣政策主要包括以貨幣供應(yīng)量為核心的數(shù)量型貨幣政策和以利率為核心的價(jià)格型貨幣政策。文獻(xiàn)指出，利率是衡量貨幣政策立場(chǎng)的核心指標(biāo)（BernankeandBlinder，2004；王云，2022）；調(diào)節(jié)貨幣供應(yīng)量是貨幣政策的重要組成部分（Cootneretal.，1996）。另外，國(guó)內(nèi)外學(xué)者也提出眾多輔助變量，WuandXia（2014）考慮了長(zhǎng)期政府債券收益率，BernankeandReinhart（2004）和靳玉英（2010）加入央行資產(chǎn)負(fù)債表和金融資產(chǎn)收益率來(lái)衡量貨幣政策立場(chǎng)；DohandChoi（2016）選取了長(zhǎng)期風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)利率、期限溢價(jià)、信用風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)、政府和私人部門的借款利率來(lái)構(gòu)建影子利率，鄭挺國(guó)（2018）著重宏觀層面，增加了房地產(chǎn)價(jià)格、產(chǎn)出缺口系數(shù)、通貨膨脹系數(shù)來(lái)衡量貨幣政策。張?zhí)祉敚?022）則進(jìn)一步構(gòu)造了多因素影子利率期限結(jié)構(gòu)模型，從而量化貨幣政策方向。

（二）研究假設(shè)

本文從凱恩斯學(xué)派和弗里德曼學(xué)派對(duì)于貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的理論出發(fā)，提出了以利率為中介變量和以貨幣供應(yīng)量為中介變量的貨幣政策對(duì)全球大宗商品價(jià)格的傳導(dǎo)機(jī)理。同時(shí)，當(dāng)今世界各國(guó)是相互聯(lián)系的開(kāi)放型經(jīng)濟(jì)體，本文增加了以匯率為中介變量的傳導(dǎo)路徑，引入了利率平價(jià)理論和購(gòu)買力平價(jià)理論[1]。

凱恩斯學(xué)派重視利率變量在貨幣政策傳導(dǎo)中的作用。當(dāng)采取擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)，貨幣市場(chǎng)利率下降，資金開(kāi)始流向債券市場(chǎng)，使得債券價(jià)格上升和收益率下降；資金隨后流向股票市場(chǎng)，推動(dòng)股票價(jià)格上升和股票收益率下降[2]。當(dāng)資本市場(chǎng)利率降低時(shí)，實(shí)體企業(yè)融資成本降低，推動(dòng)企業(yè)投資和居民消費(fèi)，資金最終流入商品市場(chǎng)，對(duì)大宗商品需求增加，帶來(lái)大宗商品價(jià)格上漲。

弗里德曼學(xué)派認(rèn)為貨幣政策傳導(dǎo)將直接在貨幣市場(chǎng)，資本市場(chǎng)和商品市場(chǎng)上同時(shí)進(jìn)行。當(dāng)采取擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)，貨幣供應(yīng)量增加，資產(chǎn)所有者所持有的流動(dòng)性高于其意愿水平，新增加的貨幣購(gòu)買力將會(huì)轉(zhuǎn)向非貨幣金融資產(chǎn)和實(shí)物資產(chǎn)，帶來(lái)資本品和商品的價(jià)格上漲。當(dāng)實(shí)施過(guò)于激進(jìn)的擴(kuò)張性貨幣政策時(shí)，貨幣供應(yīng)量的過(guò)度增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致總需求的過(guò)度膨脹，進(jìn)而引起商品價(jià)格普遍且持續(xù)地顯著上升，最終觸發(fā)通貨膨脹。根據(jù)購(gòu)買力平價(jià)理論，通貨膨脹會(huì)加劇貨幣貶值的預(yù)期，促使投資者將資金轉(zhuǎn)向黃金、白銀等具有保值功能的資產(chǎn)，從而推高大宗商品的價(jià)格[3]。

綜上，本文提出核心研究假設(shè)H1：擴(kuò)張性貨幣政策會(huì)帶來(lái)全球大宗商品價(jià)格的上漲，且主要通過(guò)降低利率和增加貨幣供應(yīng)量來(lái)實(shí)現(xiàn)。

二、實(shí)證分析

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文選取美國(guó)聯(lián)邦基金有效利率（Rate）作為衡量?jī)r(jià)格型貨幣政策的指標(biāo)，選取美國(guó)廣義貨幣供應(yīng)量（M2）作為衡量數(shù)量型貨幣政策的指標(biāo)，選取路透商品研究局指數(shù)（CRB）作為衡量全球大宗商品價(jià)格變動(dòng)的指標(biāo)。本文從wind數(shù)據(jù)庫(kù)獲取了1959年1月至2023年1月的月度頻率CRB、M2和Rate三組時(shí)間序列數(shù)據(jù)，共計(jì)樣本量2307個(gè)。大宗商品價(jià)格蘊(yùn)含強(qiáng)烈的季節(jié)性因素，本文采用CensusX-13方法對(duì)CRB指數(shù)序列進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整[4]。

（二）單位根檢驗(yàn)與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

本文采用ADF單位根檢驗(yàn)判斷出CRB、Rate和M2序列均為一階單整過(guò)程，并展開(kāi)Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。結(jié)果表明：利率不是大宗商品價(jià)格的格蘭杰原因，貨幣供應(yīng)量是大宗商品價(jià)格的格蘭杰原因。另外，ΔRate和ΔM2相互獨(dú)立，不構(gòu)成格蘭杰因果關(guān)系。

（三）ARDL-ECM模型構(gòu)建

1.理論模型。根據(jù)PesaranandShin（1999）"""提出的ARDL模型，本文構(gòu)建ARDL（p，q1，q2）模型理論上應(yīng)符合以下形式：

其中：

為CRB指數(shù)當(dāng)期值，為CRB指數(shù)滯后期；

為Rate當(dāng)期值，為Rate滯后期；為M2當(dāng)期值，為M2滯后期；

為截距項(xiàng)，為趨勢(shì)項(xiàng)，為白噪音；、、為短期系數(shù)，、、為長(zhǎng)期系數(shù)；

借鑒Muhammad（2012）的思路，當(dāng)、、

不全為0，即變量之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，對(duì)應(yīng)誤差修正（ARDL-ECM）形式為：

其中：

表示短期內(nèi)各自變量對(duì)因變量的影響，表示誤差修正項(xiàng)；

表示短期內(nèi)自變量對(duì)因變量的沖擊偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度。

2.邊限協(xié)整關(guān)系。檢驗(yàn)本文對(duì)CRB、Rate及M2序列展開(kāi)ARDL邊限協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)（BoundsTesting），參照Pesaran（2001）給出的兩組漸近分布臨界值，本文計(jì)算出F統(tǒng)計(jì)值為21.46，超過(guò)在1%顯著性水平下I（1）臨界值5，說(shuō)明在樣本期內(nèi)，全球大宗商品價(jià)格、利率水平、貨幣供應(yīng)量之間存在協(xié)整關(guān)系。

3.ARDL-ECM模型估計(jì)與結(jié)果。本文采用Eviews10擬合得出ARDL-ECM（12，0，8）模型。其中，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量為13.45，對(duì)應(yīng)的P值為0.00，說(shuō)明方程在統(tǒng)計(jì)學(xué)上整體顯著，全球大宗商品價(jià)格與貨幣政策之間確實(shí)存在均衡關(guān)系。在長(zhǎng)期關(guān)系中，ΔM2在1%的水平上顯著，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量會(huì)影響全球大宗商品價(jià)格的長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)；ΔRate不顯著，說(shuō)明利率不是影響大宗商品均衡價(jià)格的因素。

在短期誤差修正模型中，ΔCRB滯后1、4、7、10和12期都對(duì)ΔCRB指數(shù)當(dāng)期值產(chǎn)生顯著影響，說(shuō)明全球大宗商品價(jià)格之間存在序列相關(guān)性。ΔM2當(dāng)期值及滯后1、7和8期系數(shù)顯著為正，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量增加會(huì)帶來(lái)全球大宗商品價(jià)格的上升；滯后2—6期系數(shù)不顯著，說(shuō)明傳導(dǎo)過(guò)程存在時(shí)間滯后性。ΔRate當(dāng)期值在5%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明降低利率會(huì)在短期內(nèi)帶來(lái)全球大宗商品價(jià)格的上漲。ΔRate所有滯后期均不顯著，說(shuō)明利率僅對(duì)全球大宗商品價(jià)格產(chǎn)生短期沖擊，這與格蘭杰因果關(guān)系的結(jié)論不謀而合。

4.模型穩(wěn)定性檢驗(yàn)。本文首先對(duì)殘差序列展開(kāi)ADF單位根檢驗(yàn)，ADF值為-27.59，P值為0.00，表明殘差序列不存在單位根。本文進(jìn)一步開(kāi)展遞歸殘差累計(jì)和CUSUM檢驗(yàn)，結(jié)果表明模型的CUSUM值位于上下臨界值之間，模型穩(wěn)健。最后，本文采用LM檢驗(yàn)和Ljung-BoxQ統(tǒng)計(jì)量來(lái)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷男蛄邢嚓P(guān)性。Q檢驗(yàn)的自相關(guān)和偏自相關(guān)函數(shù)圖位于虛線以內(nèi)，LM檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的P值為0.36，表明模型不存在序列相關(guān)性。綜上，模型通過(guò)穩(wěn)定性檢驗(yàn)。

三、總結(jié)與建議

貨幣政策對(duì)全球商品市場(chǎng)有溢出效應(yīng)，本文通過(guò)構(gòu)建自回歸分布滯后模型實(shí)證了貨幣政策與全球大宗商品價(jià)格之間存在長(zhǎng)期動(dòng)態(tài)關(guān)系，利率調(diào)整是造成全球大宗商品價(jià)格短期波動(dòng)的原因，但利率變動(dòng)并不改變?nèi)虼笞谏唐穬r(jià)格的長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)。貨幣供應(yīng)量增減將會(huì)顯著改變?nèi)虼笞谏唐穬r(jià)格的長(zhǎng)期趨勢(shì)，且其滯后期將會(huì)對(duì)全球大宗商品價(jià)格產(chǎn)生較大影響，貨幣供應(yīng)量增減帶來(lái)的物價(jià)變化存在時(shí)滯效應(yīng)。

全球大宗商品價(jià)格與我國(guó)防范輸入型通貨膨脹緊密相關(guān)，而全球大宗商品價(jià)格又受到各國(guó)貨幣政策的影響，因此，應(yīng)當(dāng)對(duì)各國(guó)貨幣政策調(diào)整具備敏感性。對(duì)于貨幣政策對(duì)大宗商品價(jià)格的影響，在短期內(nèi)，要注重利率等價(jià)格型貨幣政策工具的變化；在長(zhǎng)期上，更要考慮貨幣供應(yīng)量等數(shù)量型貨幣政策工具的變動(dòng)。

參考文獻(xiàn)：

[1]高峰．商品金融化視角下經(jīng)濟(jì)不確定性對(duì)大宗商品價(jià)格的影響研究[D]．吉林大學(xué)，2024．

[2]龍少波，胡曉辰．國(guó)際大宗商品價(jià)格、貨幣政策及其不確定性對(duì)宏觀價(jià)格分化的影響——基于PPI相對(duì)于CPI超調(diào)的視角[J]．經(jīng)濟(jì)學(xué)動(dòng)態(tài)，2024（06）：13-29．

[3]黃禹喆，丁志國(guó)，張宇晴，等．美國(guó)貨幣政策轉(zhuǎn)向?qū)χ袊?guó)經(jīng)濟(jì)的沖擊效應(yīng)與政策應(yīng)對(duì)[J]．國(guó)際金融研究，2022（11）：54-63．

[4]鄭挺國(guó)，趙麗娟，宋濤．房地產(chǎn)價(jià)格失調(diào)與時(shí)變貨幣政策立場(chǎng)識(shí)別[J]．金融研究，2018（09）：1-18．

（作者簡(jiǎn)介：邵佳穎，上海大學(xué)；王曉琴，中國(guó)計(jì)量大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院副教授）