呂 志 平

（1.中央財經(jīng)大學， 北京市100081；2.華中科技大學， 湖北 武漢430064）

國際大宗商品期貨市場是資本市場非常重要的一部分，國際大宗商品期貨價格也是一種資產(chǎn)價格。關于貨幣流動性與資產(chǎn)價格變化的文獻是比較多的。例如巴克爾和卡拉莫（Bark & Kramer）用G-7 數(shù)據(jù)證明了過度的流動性會導致資產(chǎn)價格的升高，甚至有國際溢出效應；邵蔚[1]在文中談到，貨幣流動性的變化趨勢反映了寬松或者緊縮的貨幣環(huán)境，貨幣流動性會作用于股票、期貨、房地產(chǎn)等資產(chǎn)價格。邵崢嶸[2]在《貨幣流動性與資產(chǎn)價格關系探討》一文中談到，2008 年次貸危機造成的流動性不足與當年資本市場價格暴跌有著一定的相關性，并且利用貨幣數(shù)量理論和托賓Q 理論探討了貨幣流動性與資產(chǎn)價格變動的關系。關旭用向量自回歸（VAR）模型研究了中國國內(nèi)生產(chǎn)總值、進出口、貨幣供應量等宏觀經(jīng)濟變量分別對鋁、銅、錫、鉛、鋅、鎳期貨價格的影響，結果發(fā)現(xiàn)，除了鋅以外，貨幣供應量對其他商品的期貨價格都有影響，而鋅主要受到進口量和國內(nèi)產(chǎn)量的影響。李衛(wèi)東[3]《我國應對糧食金融化危機的對策與思考》一文明確提到，由于美國兩輪寬松的貨幣政策，使得大量的避險資金涌入原油、黃金、銅、糧食等大宗商品期貨市場，導致這些大宗商品期貨價格大幅上漲。管清友、魏政[4]《全球流動性與大宗商品價格探析》中也談到，發(fā)達國家以低利率為特征的寬松貨幣政策和新興國家外匯儲備增加而導致的基礎貨幣發(fā)行將會增加市場的流動性，進而引發(fā)大宗商品價格的上漲。但是以上文獻資料多為描述性文章，實證分析較少。本文將不僅從理論與定性分析角度切入進行研究，并且從實證角度出發(fā)進一步作量化分析。

一、理論與定性分析

貨幣的流動性大?。▽捲；蚓o張）是非常難以量化界定的。本文認為，貨幣流動性大小的變化，是貨幣政策執(zhí)行過程中所產(chǎn)生的信號，其所謂貨幣流動性大不是絕對意義上的寬裕，而是相對意義上的寬裕；其所謂的流動性小不是絕對意義上的緊張，而是相對意義上的緊張。寬松的貨幣政策意味著貨幣市場流動性寬裕，意味著資金的使用成本較低，信貸融資較容易、投資活躍；緊縮的貨幣政策意味著貨幣市場流動性緊張，市場上資金的使用成本上升、獲得信貸和融資的門檻升高、投資減少。

貨幣流動性寬裕是市場交易活躍的基礎，只有貨幣流動性寬裕，各投資主體手中才有足夠的錢投入到市場之中，增加市場的交易量，因而影響包含期貨價格在內(nèi)的商品價格上漲。反之，在貨幣流動性緊張的情況下，緊張的流動性會導致市場上使用資金成本增加，投融資不活躍，市場交易萎縮，如果再碰到信用危機或者債務危機，會直接導致市場交易量減少、價格下跌。

由于國際主要的、成熟的大宗商品期貨市場都在歐美等發(fā)達國家，其中又主要集中在美國，如美國的芝加哥期貨交易所（Chicago Board of Trade，CBOT）、紐約期貨交易所（The New York Board of Trade，NYBOT）、紐約商業(yè)交易所（New York Mercantile Exchange，NYMEX）、紐約金屬交易所（New York Commodity Exchange ，NYCOMEX）是全球主要農(nóng)作物、能源、金屬期貨交易市場。而且美國作為全球最強的金融帝國，其華爾街影響著整個世界的金融市場，世界各地的資金游弋于那里的資本市場。

故我們以美國為例，通過美國貨幣利率的變化和美國貨幣流通量的變化來衡量貨幣流動性大小的變化，對貨幣的流動性作出評估，并在此基礎上研究其對國際大宗商品期貨價格波動的影響。文中美國貨幣利率采用美國聯(lián)邦基準利率，貨幣流通量采用M2（廣義貨幣供應量）指數(shù)來衡量其大小，因為M2相對于M1（狹義貨幣供應量）和M0（流通中現(xiàn)金）更能表現(xiàn)貨幣流動性大??；國際大宗商品期貨價格用以反映整個大宗商品期貨價格的CRB（Commodity Research Bureau）期貨價格指數(shù)來代表。

由于貨幣利率與貨幣流通量的調(diào)節(jié)都屬于貨幣政策的內(nèi)容，貨幣政策在現(xiàn)代經(jīng)濟中有“逆經(jīng)濟周期運行”和“熨平經(jīng)濟波動”的效應。緊縮的貨幣政策使“貨幣流動性寬?！毕颉柏泿帕鲃有跃o張”轉(zhuǎn)變，在政策實施過程中這種轉(zhuǎn)變是漸進的，因而會出現(xiàn)“政策偏緊，流動性還依然相對寬裕”，即有所謂的“時滯”存在；寬松的貨幣政策使“貨幣流動性緊張”向“貨幣流動性寬?！鞭D(zhuǎn)變，其中由于“時滯”的原因也會出現(xiàn)“政策偏松，流動性還依然緊張”的現(xiàn)象。所以我們在研究中十分注重流動性過程的變化，即貨幣政策執(zhí)行中流動性的變化過程及其對大宗商品期貨價格波動的影響。

在2002~2011 年期間，美國執(zhí)行了先松、后緊、再松的貨幣政策。從利率調(diào)整方面看，為了緩解因2000 年信息技術產(chǎn)業(yè)泡沫破裂帶來的周期性衰退和“9·11”恐怖事件對經(jīng)濟的影響，進入2001年后連續(xù)11 次降息，將利率從6.5%降到了1%，在2002 年1 月至2004 年7 月期間，聯(lián)邦基準利率都維持較低的利率水平——接近1%，貨幣流動性寬裕；由于長期寬松的貨幣政策導致流動性過剩、經(jīng)濟過熱，在2004 年7 月至2007 年7 月期間，美國聯(lián)邦儲備委員會不斷調(diào)高聯(lián)邦基準利率，在2007年7 月從先前的不足1%調(diào)高至5.26%，貨幣流動性由寬裕逐步收緊；在高利率背景下美國次貸危機爆發(fā)，為了緩解次貸危機所引發(fā)的經(jīng)濟衰退，在2007 年7 月以后，美國開始逐步降低利率，一直持續(xù)到2009 年1 月，降至0.07%，貨幣流動性由緊縮逐漸放松，其后2009 年1 月至2011 年12 月，一直維持低利率（接近零利率）。過程如圖1 所示。

對照上述三個時間段，結合圖1 與圖2 可以看到：2002 年1 月至2004 年7 月期間，流動性寬裕，CRB 期貨價格指數(shù)攀升；2004 年7 月至2007 年7月，貨幣流動性逐步由寬裕轉(zhuǎn)向收緊，但在貨幣政策的執(zhí)行過程中，由于貨幣政策的時滯性，貨幣流動性還是偏寬裕的（如果是緊的，貨幣政策就不會繼續(xù)調(diào)高，貨幣政策的執(zhí)行則使寬裕的貨幣流動性逐步收緊），CRB 期貨價格指數(shù)持續(xù)攀升；2007 年7 月至2009 年1 月，前一期貨幣政策收緊的效果顯現(xiàn)，并且在次貸危機爆發(fā)的背景下，CRB 期貨價格指數(shù)在高位盤整一段時間后，在2008 年7 月開始迅速下跌，一直持續(xù)到2009 年1 月，在這個過程中，雖然貨幣政策在不斷下調(diào)，但是從最高位下調(diào)并且在“時滯”因素影響下，貨幣流動性依然是偏緊的（如果是寬裕的，貨幣政策就不會持續(xù)下調(diào)，貨幣政策的執(zhí)行則使緊張的流動性逐步寬裕）；在2009年1 月以后，在零利率等寬松貨幣政策下，代表國際大宗商品期貨價格走勢的CRB 期貨價格指數(shù)再次上漲。

圖1 2002 年1 月~2011 年12 月美國聯(lián)邦基準利率

圖2 2002 年1 月~2011 年12 月國際大宗商品CRB 期貨價格指數(shù)

從貨幣流通量M2方面看，美國貨幣流通量M2在2002~2011 年10 年間一直在增加，其從2002年1 月的5.45 萬億美元增加到2011 年12 月9.62萬億美元的水平，10 年間增幅接近76.5%，而2002~2011 年期間美國GDP 從2.6 萬億美元增加到3.8 萬億美元，10 年間增幅接近46%，貨幣流通量遠遠高于實物商品增長的速度。

按照費雪方程式，也稱貨幣數(shù)量論，其公式為：M·V=P·T，也可以表示成P=M·V/T。式中，M 表示一定時期流通中貨幣的平均數(shù)量；V 表示一定時期單位貨幣的平均周轉(zhuǎn)次數(shù)，即貨幣流通速度；P 表示商品和勞務價格的加權平均數(shù)；T 表示商品和勞務的交易數(shù)量。貨幣數(shù)量論提供了價格水平變動的一種解釋：貨幣數(shù)量的變動帶來商品價格的變化，即當M 變動時，P 作同比例變動。并且由于衍生品市場的發(fā)展，不少學者將費雪方程式的含義進行進一步演化，認為P 所代表的不僅是現(xiàn)貨商品的價格，還包括了資本品和衍生品市場的價格。

按照費雪方程式，過剩的貨幣將會推高商品價格水平的上漲。對照美國商品價格走勢，其在2002~2011 年期間通貨膨脹率并不高，按照物質(zhì)不滅原理，過剩的貨幣將會流向其他渠道，所以這10 年間美國的房價高漲，但是由于后來利率升高，借貸資金成本增加，房價回落；同時在這期間代表國際大宗商品期貨價格走勢的CRB 期貨價格指數(shù)與貨幣流通量M2指數(shù)增長趨勢一直保持了高度的一致性，一路上漲，趨勢相同時間接近9 年，除了兩次危機（2008 年的美國次貸危機和2011 年下半年爆發(fā)的歐債危機），CRB 期貨價格指數(shù)與M2指數(shù)的增長趨勢出現(xiàn)了表面上的背離。如圖2 和圖3 所示。

但是進一步研究發(fā)現(xiàn)，對比2008 年下半年和2011年下半年CRB 期貨價格指數(shù)的下跌與M2月度環(huán)比變化率，可以分析出兩者的實質(zhì)變化是一致的，并沒有發(fā)生背離，如圖3 和圖4 所示。在2002~2011 年期間，美國貨幣流通量M2指數(shù)月度環(huán)比變化率基本是平穩(wěn)變化的，大部分時間段都在0%~1%區(qū)間波動，但是從圖4 中可以看到2008 年7 月至2009 年1 月期間，M2指數(shù)月度環(huán)比變化率超出正常范圍，大幅度滑落，并出現(xiàn)了負增長（從2%降至-0.5%）；2011 年2 月前后，M2指數(shù)月度環(huán)比變化率亦超出了正常范圍，大幅度滑落（從2%降至0%），這也意味著市場流動性在相對減弱和收緊，所以導致CRB 期貨價格指數(shù)下跌。

從以上分析中可以得出，當貨幣流動性相對寬裕時，國際大宗商品期貨價格上漲；當貨幣流動性相對緊張時，國際大宗商品期貨價格下跌。

二、實證分析

1. 研究方法與數(shù)據(jù)說明

根據(jù)以上的定性分析可知，貨幣利率和貨幣流通量都是貨幣流動性的代表，但是由于貨幣利率數(shù)據(jù)是不規(guī)則的離散數(shù)據(jù)，且貨幣利率對價格波動的影響在不同時期的“時滯”時間都不一致，所以不便于實證研究；而貨幣流通量M2指數(shù)與代表國際大宗商品期貨價格波動的CRB 期貨價格指數(shù)都是規(guī)則的離散數(shù)據(jù)，在實證研究中為了更便于數(shù)據(jù)處理，所以將對美國貨幣流通量M2指數(shù)和CRB 期貨價格指數(shù)進行相關性、協(xié)整性和因果關系檢驗及差分分解。

圖3 2002 年1 月~2011 年12 月美國廣義貨幣供應量M2 指數(shù)（2005 年=100）

圖4 2002 年1 月~2011 年12 月美國廣義貨幣供應量M2 月度環(huán)比增速

選取的時間段，以2002 年1 月至2011 年12月為時間區(qū)間。選取的數(shù)據(jù)為美國廣義貨幣流通量M2指數(shù)的月度數(shù)據(jù)和CRB 期貨價格指數(shù)的月度數(shù)據(jù)，兩者數(shù)據(jù)都為定基數(shù)據(jù)。其中CRB 期貨價格指數(shù)月度數(shù)據(jù)為每個月最后一個交易日的收盤價。CRB 期貨價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于Wind咨訊，美國貨幣流通量M2指數(shù)數(shù)據(jù)來源于中國經(jīng)濟網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

為了克服異方差，降低短期波動性，更準確地把握長期走勢，研究中對貨幣流通量M2指數(shù)、CRB 期貨價格指數(shù)均進行對數(shù)化處理。用LNM2、LNCRB 表示貨幣流通量M2指數(shù)、CRB 期貨價格指數(shù)的原始數(shù)據(jù)，共計120 個研究樣本。實證分析中所使用數(shù)據(jù)處理軟件為Eviews6.0。

2. 貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)的關系

（1）相關性檢驗。貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)的相關系數(shù)為0.923475，表明貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)高度正相關。

（2）平穩(wěn)性檢驗。對貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)進行單位根（ADF）檢驗，LNM2、LNCRB 表示原始的時間序列，DLNM2、DLNCRB 表示上述兩者的一階差分序列。其結果見表1。

根據(jù)單位根檢驗結果可知，在5%顯著性水平下，貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)的時間序列均為非平穩(wěn)序列，而兩者一階差分序列均服從平穩(wěn)過程。因此，貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)均是一階平穩(wěn)數(shù)列，服從同階單整過程。[5]

（3）協(xié)整檢驗。由于貨幣流通量M2指數(shù)與CRB期貨價格指數(shù)同階單整，它們之間可能存在協(xié)整關系。將貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)進行約翰遜（Johansen）協(xié)整檢驗，首先利用向量自回歸（VAR）模型確定最佳滯后期，根據(jù)VAR 模型選擇表，依據(jù)SC 最小原則，明確VAR 模型最佳滯后期為2，并得出VAR（2）模型：

表1 貨幣流通量M2 指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)單位根檢驗結果

LNM2=1.327*LNM2（-1）-0.333*LNM2（-2）-0.009*LNCRB（-1）+0.0128*LNCRB（-2）+ 0.0119

LNCRB=-2.904*LNM2（-1）+3.015*LNM2（-2）+1.025*LNCRB（-1）-0.090*LNCRB（-2）- 0.12

三、結論

模型擬合度非常高。

取Lag=2，進行約翰遜協(xié)整檢驗，結果見表2。在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計量大于臨界值，這說明貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)之間存在協(xié)整關系，即二者在這10 年期間存在長期的穩(wěn)定關系。

（4）格蘭杰（Granger）因果檢驗。取最佳滯后期Lag=2，對貨幣流通量M2指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)進行格蘭杰因果檢驗，結果參見表3。

由檢驗結果的P 值可知，在5%的顯著性水平下，“貨幣流通量M2指數(shù)不是CRB 期貨價格指數(shù)的原因”，假設被顯著地拒絕；同時，“CRB 期貨價格指數(shù)不是貨幣流通量M2指數(shù)的原因”，假設被顯著接受，即表明在滯后期為2 時貨幣流通量M2指數(shù)波動是CRB 期貨價格指數(shù)波動的原因，且有較明顯的單項傳導性。

（5）差分分解。利用所建立的VAR（2）模型進行差分分解分析，默認的追蹤期數(shù)為 10期，分別得出LNM2變動對LNCRB 變動的貢 獻 率 和LNCRB 變動對LNM2變動的貢獻率，如圖5 所示。圖中橫軸表示滯后期間數(shù)，縱軸表示貢獻

從以上定性和實證分析都可以得出，美國的貨幣流動性會對國際大宗商品期貨價格產(chǎn)生一定的影響，二者在變動走勢中始終保持趨勢基本一致的變化，但是貨幣流動性并不是引起國際大宗商品期貨價格變動的最主要因素。差分分解結果可以看出，貨幣流動量對國際大宗商品期貨價格的波動貢獻率僅有約8%，這更多地說明了貨幣流動性對資產(chǎn)價格具有影響，主要是由于貨幣資產(chǎn)配置的因素——國際大宗商品期貨價格作為資產(chǎn)價格也是貨幣資產(chǎn)配置的選擇之一。這在理論上側(cè)面進一步佐證了國際大宗商品期貨價格的波動更多依賴于商品的供需關系，貨幣流動性大小僅通過貨幣因素制約或活躍商品交易量而影響價格波動。

表2 貨幣流通量M2 指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)協(xié)整檢驗結果

表3 貨幣流通量M2 指數(shù)與CRB 期貨價格指數(shù)格蘭杰檢驗結果

圖5 LNM2 和LNCRB 差分分解

[1]邵蔚.貨幣流動性影響資產(chǎn)價格的理論探討[J].財經(jīng)問題研究，2007（3）：68-73.

[2]邵崢嶸.貨幣流動性與資產(chǎn)價格關系探討[J].新疆金融，2009（4）：14-21.

[3]李衛(wèi)東.我國應對糧食金融化危機的對策與思考[J].糧食問題研究，2011（3）：16-20.

[4]管清友，魏政.全球流動性與大宗商品價格探析[J].銀行家，2011（2）：99-103.

[5]DamoderN Gujarati.，DawnC Porter.計量經(jīng)濟學基礎（第5 版）[M].北京：中國人民大學出版社，2011：805-861.

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