大宗商品现货定价的金融化和美国化问题股票指数与商品现货关系研究.doc

大宗商品现货定价的金融化和美国化问题——股票指数与商品现货关系研究2014年10月中国Z常很精Oct., 2014 第10期(总319期)China Industrial Economics No.1O {产业经济}大宗商品现货定价的金融化和美国化问题一一股票指数与商品现货关系研究田利辉谭德凯(南开大学金融发展研究院，天津30∞71) [摘要]近年来，国际大宗商品市场出现了金融化问题，波动频仍的商品价格影响着中国经济发展和产业结构调整在此背景下，本文探讨了美国股票指数是否以及如何影响中国大宗商品现货价格波动除价格发现功能外期货市场具有金融传导功能股票指数通过跨市交易影响期货定价，期货市场通过库存和预期等渠道影响现货定价本文使用AVGM-B 商品现货价格与中国和美国股票指数之问的引导关系及相关程度研究发现，股票指数是中国商品现货价格收益率和波动率的格兰杰原因较之沪深300股票指数，标准普尔500股票指数对中国商品现货价格的影响更为严重和持久中国大宗商品定价不仅存在金融化问题，而且出现了美国化问题发展不足的国内期货市场成为美国金融因素影响中国大宗商品现货定价的渠道，而中国政府的价格干预能够影响金融交易者预期。

为此，发展期货市场和加强政府监管有助于中国应对大宗商品现货定价的金融化和美国化问题{关键词]现货价格;股票指数;期货市场;金融化;美国化[中固分类号]F830.9[文献标识码]A[文章编号]1∞6-480X(2014)10-0072-13 问题提出大宗商品是重要的生产要素和必要的消费品其价格波动直接影响原材料成本和通货膨胀[1]近年来，中国商品现货价格波幅巨大例如，2008年8月之前，上海交易的铜现货价格长期保持在6万元/吨以上，而2∞8年底骤然下跌至2.5万元/吨;棉花和白糖等农产品的现货价格在2010年底出现大幅上涨大宗商品现货价格大起大落严重影响企业经营和产业发展探讨大宗商品价格波动频仍的原因及应对措施，颇具现实意义传统经济学认为，商品价格变化取决于市场供需变化张利库和张喜才I勾研究发现，气候、自然灾害等因素影响了稻米、小麦等粮食供给，从而带来中国粮食价格波动不过，在农业生产现代化和世界商品供给一体化的趋势下，短期内粮食供给降幅可能有限黄季t昆等叫人为，生物质液体燃料产业形成了对农产品的新增需求，导致国内外农产品价格上涨然而，随后价格大幅下跌，但来自实体[收稿日期]2014-08-20 [基金项目]教育部重大课题攻关项目;利率市场化背景下的金融风险研究;(批准号13JZDOO6);国家自然科学基金面上项目;私募股权、发行上市和我国企业绩效研究;(批准号71272179)。

[i'乍者简介]田利辉(1973一)，男，河北石家庄人，南开大学金融发展研究院教授;谭德凯(1987一)，男，吉林敦化人，南开大学金融发展研究院博士研究生72 经济的需求由于棘轮效应等原因短期内不会大幅波动因此，供需因素的变化虽然可以解释商品价格变化走势，但却无法解释价格波动幅度近年来，大宗商品价格的大幅起落类似于金融证券价格波动，一些学者[4，5)开始尝试用金融因素来解释这种价格的剧烈波动，并提出了商品市场;金融化;的观点相关研究成果可归为四类:①跨市论认为，大量金融机构投机者进入国际商品市场，在商品市场与证券市场间跨市交易，两个市场间的资金流动形成了影响商品定价的金融因素，使股票收益率成为商品收益率的Granger原因I飞②传染论认为，同时持有两种资产的投资者，当其中→种资产的市场风险上升时，为满足流动性需要，不得不减持另一种资产，从而使风险在两个市场之间蔓延[7，sl;③关联论认为，股票市场对商品市场的显著影响会导致二者收益率的相关性上升;'10];④行为论认为，一些投资者会将其在股票市场的非理性交易行为带到商品市场，从而放大商品市场价格波动幅度[11]然而，这些文献集中于研究美国等国外商品市场，有关中国商品市场的相关学术研究尚且寥寥。

部分学者认识到投机行为在当前中国商品市场的价格波动中扮演重要角色间，但是，尚未结合期贷市场来深入研究美国金融因素对中国商品现货价格的影响改革开放以来，国际商品市场对中国商品市场的影响日益显著[1114，那么，中国大宗商品现货价格是否存在;金融化;问题，来自美国的金融因素能否解释中国商品价格的剧烈波动呢?为此，本文提出了期贷市场的金融传导功能，解释了现货价格因脱离基本面而产生的剧烈波动;采用AVGM??BEKK方法和广义脉冲响应函数，发现并研究了中国大宗商品定价的金融化和美国化问题二、理论分析与假设J大宗商品现货价格由实体经济的供给与需求决定现货是可供出货、储存和制造业使用的实物商品，可以将其设计为标准化的期货合约来交易设立期贷市场的初衷是为了价格发现和规避风险，但是，该市场也能成为金融投机者的乐园由于跨市交易，期货价格会受股票市场影响;通过库存和信息等渠道，期货价格又能够影响现货定价，从而将股票市场所受影响传递到现货市场因此，大宗商品现货定价出现了金融化问题近年来，以美国为首的许多国家都放松了对商品期贷市场的监管大量金融专业投资者涌入商品市场，进行商品市场与股票市场的跨市交易这些投资者青睐期贷市场主要有两个原因:①商品价格与物价水平高度相关，持有商品资产可以抵御通货膨胀风险;②以往研究表明，商品价格与股票价格之间的关联性很低甚至有时存在负向关联，以这两种资产构造技资组合，可以分散投资风险。

然而，由于投资者的行为存在共性，理论上的风险分散方法反而成为了现实中的风险传播渠道资金在商品期贷市场和股票市场之间的流动导致了股票市场波动影响商品期货定价具体来说，当经济向好或出现其他利好时，这些投资者会追加股票市场投资，同时相应增加期贷市场投资[呵持有一定比例的股票和期货往往是资产组合的专业投资策略资金同时流入两个市场，导致了股票市场收益率对商品期货收益率产生引导作用当股票市场风险上升时，投资者会抛售股票，股价下跌产生流动性压力;一旦流动性不足，投资者会对所持有的商品期货头寸进行平仓处理[飞股票市场的风险就会向商品期贷市场蔓延综上，股票市场在收益和风险等层面可以引导商品期贷市场期货价格对现货价格的影响被传统文献称之为期贷市场对现货市场的价格发现作用[1句该作用主要通过库存和信息两种渠道来实现:①当期货价格上升时(高于其与现货价格间应有的贴现水平，即F，>5，9><>e;??其中.F，为期货价格，5，为现货价格，T为贴现率).人们预期未来现货价格也将上升，就会囤积商品实物以待未来出售，商品库存将上升在同样价格下，商品需求量更大，即需求曲线右移，如图1所示，供需均衡点由A点移动到B点，商品现货价格上升，这是期货定价影响现货定价的库存渠道。

②如果现货供应商观察到商品期货价格上升趋势，为增加利润会囤积居奇由于大宗商品多为重要的工业投入品或生活消费品，因而存在需求刚性或需求粘性如果需求方无法接受供给量的减少，那么，只能推高当期的现货需求报价，以补偿价差，促使供给者提供足量供给在阁173 中，供给曲线左移，供需均衡点由A点移动到C点此时，虽然库存并未发生变化，但商品现货价格同样上升，这是期货市场影响现货定价的信息渠道在库存和信息这两种渠道的共同影响下，商品现货价格从A点上升到D点由于现货市场交易者会参考期贷市场信息进行决策，现货价格与期货价格之间产生了较为稳定的联系，这也得到了一些研究[1甸的证明由于这种稳定关系，期贷市场的收益和风险的变化也出现于相应商品现货市场，因而股票市场对期货收益与风险的影响同样作用于商品现货此外，股票市场收益上升会引发财富效应股市投资者认为自己的财富增多，会增加对部分生活消费品的需求;企业在股票价格上升的剌激下也会追加投资，从而使一些工业投入品的需求上升，这些都会推高相应商品现货收益上述因素都导致股票收益和风险对商品现货收益和风险产生影响其中，信息引导的渠道作用更突出，是引起商品现货价格剧烈波动的重要原因。

从前文论述可知，在信息对预期的引导作用下，商品现货价格变动并没有导致供需数量的相应变化(从A点移动到C点，仅均衡价格上升)，那么，如果将期货价格收益视为现货价格收益的锚，当锚剧烈波动时，现货价格收益也会剧烈波动，而供需基本因素却没有出现大幅波动由于股票指数对商品期货收益影响强烈，又可将股票指数收益视为商品期货收益的锚而股票指数收益波动相对剧烈比如2008年金融危机期间大幅下跌因此当期货价格收益受到股票收益的强烈影响时，现货价格收益同样剧烈波动这便是近期商品现货价格大起大落，却与相对平稳的供需基本因素相脱离的原因，也是本文强调期货市场金融传导功能的目的所在具体到中国商品市场其金融化不仅表现为受国内股票市场的影响还存在国外股票市场的影响经过20世纪末一系列整顿规范后，中国商品期贷市场逐渐步入蓬勃发展阶段，一部分专业投资者同时投资于中国股票资产和商品期货资产中国股票市场可能对国内商品现货定价产生影响更为重要的是，国际期货定价仍然主导中国期货市场价格走势国外股票市场可以通过期贷市场影响中国现货定价而且，随着经济高速发展，中国大宗商品需求越来越依赖国外进口美国股票市场可以通过国际现货定价的路径，借助于进口贸易渠道来影响中国商品现货定价。

图2描绘了中国和美国的股票指数各自影响中国商品现货定价的路径基于期贷市场的金融传导作用，提出假设1来检验金融因素是否对中国商品现货定价有影响价格瞌古由民引导(信息+库存)D标普指数立工二3F国际商品期货价格二国际商品现货价格，'4A ru’ 供给/nB 引导引导选叫A 需求数量跨市交屠引导(信息+库存)沪深指数Z工之暴中国商品期货价格工中国商品现货价格圈1期市价格影晌现货价格机理图2股票指数影晌现货价格作用渠道资料来源:作者设计整理资料来源:作者设计整理假设1:中国和美国的股票指数与部分中国商品现货价格收益之间存在Granger因果关系和波动溢出中国商品现货定价可能不仅受到中国股票市场影响，还受到国外股票市场尤其是美国股票市场影响那么，这些影响孰强孰弱呢?基于以下几点考虑，本文认为美国股票指数对中国商品现货价格的影响应当更强:①美国金融市场更为发达成熟，其股票和商品期贷市场均是国际化市场，在美74 国股票市场与商品期贷市场间的流动资金量远大于中国股票市场与商品期贷市场间流动量前文已经指出，在两个市场流动的资金是金融因素影响商品价格收益的原因，即在上述传导机制中的跨市交易部分，影响商品价格收益的美国金融因素作用更大。

②美国商品期货市场的发展程度高于中国商品期贷市场，其期货报价早已成为现货报价的重要参考因素，而且美国纽约商品交易所及芝加哥商品交易所均是国际化的商品交易市场，对全球商品现货定价均具有引导作用，即在上述传导机制中，美国商品期货价格对现货价格的决定作用更强，其引导现货市场交易者预期的能力要明显高于中国期贷市场，因而美国期贷市场更易于将股票市场的影响传递到商品现货市场③在国际贸易中，作为原材料需求方，中国更多的是被动接受贸易价格，而美国通过华尔街和跨国公司享有多数大宗商品的定价权，由于中国对大宗商品的需求越来越依赖于进口，进一步加强了美国金融因素对中国商品现货价格收益的影响综上所述一方面美国股票市场本身在金融市场中的影响能力强于中国，而且能够调动的资金量也相对更庞大;另一方面，美国金融因素影响中国商品现货价格收益的渠道多了进口这一路径，并且跨市交易和引导预期这两条路径也比中国更为畅通，见图2因此，如果中美股票指数均对中国商品现货定价产生影响，那么，美国股票指数的影响有可能会表现得更加强烈假设2将检验中国商品现货定价是否存在;美国化;问题①假设2:美国股票指数收益对部分中国商品现货价格收益的影响强于中国沪深指数收益。

设立期贷市场的初衷是稳定商品市场减少现货价格波动期货合约价格应当是对未来市场供需状况的一种反映有效的期货价格发现应该是利用对未来供需基本面的合理预期，引导现货价格不因季节性因素或者短期因素而过度波动，促使现货价格反映长期供求状况然而，在商品市场金融化影响下，股票市场波动也反映在商品期货价格波动中，但股票市场波动不是商品的供需基本面因素，因此，股票市场对期货价格收益的影响是对期货价格的扭曲，期货市场通过信息引导等渠道进→步将这种扭曲传递到现货市场期贷市场成为上述金融因素的中介本文将股票市场波动通过期贷市场影响现货价格收益的作用定义为期贷市场的金融传导功能有效的价格发现功能需要反映买卖双方对目前甚至未来一段时间内商品供需关系的综合预测，这需要活跃交易和充分竞价只有市场参与者增多或者市场活跃度提升，各种信息在市场中充分交流，期贷市场的有效价格发现功能才会凸显，相对准确地反映供需基本面预期情况然而，期货品种繁多，如果某些品种交易冷清，就会给金融投机者以控盘或坐庄的空间交易不够活跃的市场也更容易受其他外在因素影响，不能很好地反映市场真实情况此时，股票指数变化通过跨市交易者的行为共性影响期货价格波动。

也就是说在期贷市场发展初期或者交易冷清的期贷市场上，金融传导功能主导期贷市场，股票市场对商品现货价格的影响随期贷市场的发展而增强当期贷市场发展相对完善、期货交易足够活跃时不同信息在市场中充分交流外在信息影响期货价格收益的难度增大，期贷市场的有效价格发现功能得以凸显在这一阶段，股票市场对商品现货价格的影响将随期贷市场的发展而减弱期贷市场扭曲的金融传导功能和有效的价格发现功能此消彼长据此，本文提出:假设3.1:股票指数和现货价格间的关联性与期货市场活跃程度之间存在非线性关系股票市场对商品现货定价影响的强弱程度可以用股票指数与商品现货价格间关联系数的大小来衡量股票市场的影响越强，二者关联系数则越大假设3.1有助于分析股票市场影响现货定价的作用渠道，考察是否存在商品现货定价金融化的约束手段此外大宗商品现货定价关系产业发展和国计民生，在特殊时期，中国政府会倾向于采取一些干预手段价格干预不仅是对市场定价机① 需要说明的是，国际上有兰大期贷市场定价中心，选取其中之一的美国作为主要代表，出于以下两点考虑:一是研究囡外股票市场对中国商品现货价格收益的影响及其强弱实际上是一个检验存在性的问题，因此，只要美国市场存在这种影响，即可说明国外金融因素的确对中国商品现货价格收益有影响;二是美国市场在全球金融市场中最具影响力，对;美国化;问题的讨论明显比;英国化;或;新加坡化;更有意思。

75 制的干涉或扭曲，也完全有可能是对已然扭曲的市场价格的重置和纠正出乎市场意料的价格干预能够起到打击投机的作用，进而降低股票市场对商品现货定价的影响据此，本文提出:假设3.2:价格干预会降低股票指数与商品价格间的相关程度三计量模型与数据1.计量模型以VAR-BEKK模型作为基础模型，结合Grieret aly7J和Rahmanand Serletis[18]的研究方法，本文设计并构造了AsymmetricVA R-GARCH( 1,1 )-Mean-BEKK模型(简称AVGM-BEKK模型)对于模型的均值方程部分，即VAR模型，增加TGARCH in Mean形式的估计项，不仅可以在控制风险对收益率影响的情况下分析两个市场收益率之间的关系而且可以分析股市风险对商品价格收益率的额外影响改进后的均值方程部分如下:，'·且、‘，/f飞Ra=C+ZL VORH+ψφ， +8, JJ、，且，，、句，飞EqιMZFiFFAFhh LMzn ω··eav’v’ EA'ι-·A句，缸句，.'i'且句'??lz 1 其中J、、自，，俨且-9·N nU H H R ’VA ，‘、、S 一??= = = ，飞句，&￠· 伊吨，-且且句，??h何=lp，ss=i:;;|。

机倒品现货阳序列2代表股票指数收益率最佳滞后阶数的选取参照了SC准则①该回归式中rr的显著性可以说明股票指数收益率是否是商品现货价格收益率的Granger原因前文理论分析指出，投资者在股票市场利好时追加商品期货投资，导致股票市场收益率影响商品期货价格收益率，因此，预期该系数的符号为正系数伊的显著性说明股票12市场风险是否会影响商品现货价格对于方差方程部分，在原BEKK模型基础上，增加了衡量杠杆效应的回归项，用以反映正负冲击对市场波动的不同影响改进后的方差方程部分如下:H==W’W+A 'H'_IA+B'8'_18'B+D'(2) ι1f'_ID ,1←_ _ _ dd81ω11ω12 1α11α12 rβ11β12 1 11 12 1., 1 r 1 11 其中，W=|8A=| B=| D=| |,|,|,|，==m缸(.μ0)ι=1 ，18~A., ，1l lO ω22 j'α21α22l IAIFnl id21 42l|82t [19]选用正残差Li指出，商品市场的杠杆效应与股8==min(80)序列1的杠杆效应项and Zha，吨2,.2., 票市场的表现恰好相反正回报率或者残差给市场波动带来的影响更大。

模型中A、B和兰个矩D阵的非主对角线上元素的显著性可以用来说明两个市场之间是否存在波动溢出效应以矩阵A为例，若显著，说明股票市场对商品现货市场具有波动溢出，若显著，则说明商品现货市场对股α12α21票市场具有波动溢出根据上述两个方程系数的显著性可以确定股票市场与商品现货市场之间是否存在Granger因果关系及波动溢出效应，从而检验假设1是否成立通过分析两个模型的脉冲响应函数进一步考察中美股票市场对商品现货价格收益的影响强[20]弱区别于线性时间序列模型，本文使用Koop提出的广义脉冲响应函数(et al. Generalized Impulse Response Functions，简称GIRFs)，并利用蒙特卡洛模拟的方法来获取模型的脉冲响应结果对比两个脉冲响应函数值大小，可以获得假设2是否成立的证据使用如下方程来计算两个市场之间的动态相关系数其中方差及协方差序列均来自AVGM??BEKK模型的估计结果① 同样考虑了沪深指数模型和标普指数模型采用相同滞后阶数的情况，结果类似76 h Pij.'=-万兰寺(3)yf!岳.'f!jj.’ 设计下述ARMA-GARCH模型，分析期贷市场活跃程度对相关系数的影响，以检验假设3是否成立。

Pkj.,=C+??3\ Op叫d20pddl巧+OA+ZfJAH+ZL1β.V'_n+V，(4) 其中，V，服从GARCH(1，l)过程Open，代表期货市场日总持仓量，本文用该值衡量期货市场的21活跃程度k代表商品J代表股票指数Forbesand Rigobon(1指出，两个市场的风险上升会导致其相关程度增强，因此，在模型(4)中加入了两个市场的风险作为控制变量2.数据选取本文使用日频数据，时间跨度为2007-2013年选取了铜、黄金、棉花和白糖四种有代表性的商品(10均进行研究这四种商品涵盖了矿产品和农产品，其他大宗商品多与这几种商品存在关联性和相似的定价规律其中铜现货使用上海有色金属网日报价，黄金现货选取上海黄金交易所Au9995品种的交易价格，棉花现货选取中国棉花价格指数CCindex328，白糖现货选取柳州白糖交易市场日均价由于美国标准普尔500股票指数(Standard& Poor’s 500 Index，简称标普指数)是交易量最大的指数期货品种问，便于跨市交易，本文选取美国标普指数①代表美国股票指数基于类似逻辑，中国股票市场选取沪深3∞指数(简称沪深指数)。

由于中美市场交易时间不同，采用1Forbes and Rigobonl21的处理方法，取标普指数两日收益率平均值3.鼓据描述对商品价格及股票指数做对数差分处理，以获得各商品价格及股票指数的对数收益率从各商品价格及股票指数对数收益率的基本统计量看，单日涨幅最高的是黄金和白糖，分别为9.3%和8.2%，单日跌幅最大的是铜，为12.3lJ毛对比各商品收益率的标准差发现，农产品(棉花、白糖)波动最小，矿产品(铜、黄金)波动相对较大ADF检验发现，所有收益率序列均为平稳过程，能够进行AVGM-BEKK模型估计本文还进一步检验了各商品价格与股票指数取对数后是否存在稳定的协整关系，即各收益率之间是否存在误差修正机制利用EG两步法检验了回归式残差的平稳性，结果表明，没有充分证据认为变量之间存在协整关系，即在AVGM-BEKK模型设定中，不需要额外考虑变量之间是否存在误差修正机制四、实证结果分析1.股票市场是否影晌中国商晶现货定价使用BFGS算法估计模型(1)和(2)表1是沪深指数对四种商品定价影响的检验结果，表2是标普指数与四种商品的检验结果表中VAR模型各系数的显著性和符号表明，除棉花外，各商品现货收益均受股票收益影响。

棉花现货收益的回归系数不显著，可能是因为棉花期货交易时间相对较长且不十分活跃，金融传导功能尚不明显导致的截取棉花日总持仓量在十万手以上的样本(2009年11月至2013年6月)，重新检验棉花价格收益与标普指数收益的Granger因果关系10%显著性结果表明，标普指数收益是棉花价格收益的Granger原因，棉花价格收益的确受到股票指数收益影响BEKK模型部分的显著性表明，各商品价格收益均受到前一期股票价格收益波动的影响，证实了假设1中国商品现货市场在股票市场收益率和风险两个层面的引导下，表现出与股票市场类似的状况，波动频仍金融市场的脆弱性由此蔓延到商品现货市场，使得中国大宗商品现货价格被动不再像传统商品那样，而是越来越像一种金融资产，容易出现大涨大落① 选用道琼斯工业平均指数代替标普指数进行稳健性检验，结果类似77 表1沪深指数分别与四种商晶的AVGM-BEKK模型估计结果铜黄金棉花白糖VAR-GARCH<MVAR-GARCH-M VAR-GARCH-M VAR-GARCH-M 0.056** 0.011 -0.001 -0.026 0.584*** 0.058 0.147*** 0.076 11 ... 21 (0.027) (0.030) (0.028 ) (0.026 ) (0.037) (0.126) (0.033 ) (0.050) [r r| r~~) r~~) 0.052*** -0.031 -0.009 -0.009 -0.001 -0.018 0.009 -0.024 12 ~ 22 (0.015) (0.028 ) (0.017) (0.026) (0.000) (0.026) (0.010) (0.023 ) 0.045 -0.004 -0.068 -0.142 0.018 -0.057 0.120 -0.092 (0.060) (0.093 ) (0.092) (0.101 ) (0.035) (0.098 ) (0.098) (0.077) [伊11叫-0.019 0.189 0.057 0.217* -0.003 0.134 -0.004 0.240** ’P’P12 22 (0.033 ) (0.115) (0.054 ) (0.096 ) (0.002) (0.096 ) (0.030) (0.096) BEKK BEKK BEKK BEKK 0.940*** 0.005 -0.950*** 0.055 0.824*** 0.001 0.903*** 0.014*** (0.005) (0.004) (0.021) (0.053 ) (0.021 ) (0.001 ) (0.014 ) (0.004) lα11问:1 0.006 0.975*** -0.208 0.987*** 0.328 -0.984*** -0.024 0.982*** α12α 22 (0.010) (0.008) (0.129) (0.008 ) (0.279) (0.005 ) (0.029) (0.006 ) 0.314*** 0.045*** 0.288*** -0.042** 0.729*** 0.003** 0.360*** 0.051 * (0.014 ) (0.013 ) (0.060) (0.019) (0.063) (0.001 ) (0.062) (0.026) CIAI| 0.032 0.054 0.019 -0.107*** 0.110 0.050 0.120** -0.109*** 12β22 (0.043 ) (0.073 ) (0.035) (0.041 ) (0.116) (0.043 ) (0.060) (0.039) -0.022 -0.030 0.084 -0.048* -0.332 0.000 0.344*** -0.023 (0.024) (0.019) (0.054) (0.029) (0.227) (0.001) (0.071 ) (0.040) [d1141 dd-0.106* 0.217*** -0.034 0.173*** 0.098 0.203*** 0.046 0.175*** 12 22 (0.055) (0.035 ) (0.049) (0.031 ) (0.084 ) (0.029) (0.103 ) (0.029) 注:括号内为标准差。

肺气制和*分别表示在1%、5%和10%的显著性水平下拒绝原假设VAR模型部分仅汇报了滞后一阶的估计结果，其他滞后项的显著性没有太大变化，不再冗报铜、黄金和自糖的最佳滞后阶数为1，棉花的最佳滞后阶数为20表中各系数矩阵均是转置后列入，对商品市场产生影响的系数均汇报于同一列，比如第一列中，每个系数矩阵的第二个元素均代表股市对铜的影响，由于本文重点考察股市对商品现货的影响，因此仅关注奇数列的结果即可资料来源:作者计算整理进一步对比两个模型的实证结果，可以得到以下结论:(1)美国股票市场对中国商品现货定价的影响更广泛从Granger因果关系角度看，沪深指数仅影响铜现货市场，而标普指数同时影响铜、黄金和白糖;从波动溢出角度看，沪深指数仅影响铜和白糖，而标普指数同时影响四种商品美国股票市场对中国商品现货定价的广泛影响在一定程度上印证了假设2美国的股票市场和商品市场比中国更为发达，导致美国股票市场对国际商品期货市场的影响更普遍而中国期贷市场的许多交易品种的发展还处于起步阶段，比如黄金期货合约是从2008年1月9日才开始上市交易因此，中国期贷市场的传导功能还没有更加充分地表现出来，跨市交易也不够活跃，导致中国股票指数对商品现货定价的影响并不普遍。

在对各商品收益和风险的影响中，铜现货均受到国内股票市场的较大影响，从侧面印证了这一判断，铜期货合约早在1999年以前就已上市，经过20世纪末中国期货行业整顿后又持续发展了10余年，相对其他品种的商品期货市场无疑更为成熟和发达另外，美国拥有相当成熟的可供投资的商品指数基金，包含在同一商品指数基金中的不同商品之间的关联性更强，使得美国股票市场在影响某一种商品时往往会同时影响一批商品，进一步扩大了美国股票市场在商品现货市场的影响范围2)美国股票市场的波动会额外影响中国工业品现货价格收益表2中矩阵系数的显著性说明，美国标普指数的标准差每上升一个单位，导致铜价的收益率下降0.364，棉花的收益率下降0.005美国股票指数的波动会额外影响铜和棉花的现货价格，是因为股票指数具有经济运行晴雨78 表2标普指数分别与四种商晶的AVGM-BEKK模型估计结果商品一标普铜黄金棉花白糖均值方程VAR-GARCH-M VAR-GARCH-M VAR-GARCH-M VAR-GARCH-M 0.039* -0.020* -0.040* -0.002 0.486*** -0.023 0.127*** 0.005 11 ~ 21 (0.023 ) (0.010) (0.021 ) (0.014 ) (0.036 ) (0.031) (0.024 ) (0.018 ) [r rl r~~) r2~) 0.393*** 0.536*** 0.118*** 0.538*** 0.001 0.564*** 0.051 ** 0.540*** 12 ~ 22 (0.035 ) (0.024 ) (0.041 ) (0.026) (0.001) (0.026) (0.022) (0.022) 0.155*** -0.012 -0.228 0.009 0.007 -0.032 0.099* -0.003 (0.036) (0.023 ) (0.176) (0.099) (0.027 ) (0.027) (0.058 ) (0.020) |伊1lhl咱0-0fP.364*** 0.000 0.266 -0.040 -0.005** -0.054 0.021 -0.004 1222 (0.056 ) (0.047) (0.176) (0.124 ) (0.002) (0.052 ) (0.039) (0.046) BEKK BEKK BEKK BEKK 0.950*** -0.013 -0.898*** -0.198 0.820*** 0.001 * -0.901*** -0.063* (0.007) (0.016 ) (0.043 ) (0.276 ) (0.017) (0.001) (0.023 ) (0.036 ) [α11~| -0.023*** 0.933*** -0.077*** 0.924*** α12α22 0.004* 0.922*** -0.103 0.920*** (0.002) (0.007) (0.098 ) (0.027) (0.005 ) (0.008 ) (0.029) (0.010) 0.266*** 0.203*** 0.260 -0.332 0.778*** 0.003*** 0.362*** 0.053 (0.022) (0.013 ) (0.056)*** (0.107)*** (0.062) (0.001) (0.064) (0.032) [;1lAll 口β220.005 0.114** -0.017 -0.105** 0.067*** 0.021 0.006 -0.156*** (0.008 ) (0.045 ) (0.023 ) (0.042) (0.019) (0.048 ) (0.017) (0.049) -0.032 0.011 -0.050 -0.079 -0.268 -0.002 0.354*** 0.044 (0.034 ) (0.055 ) (0.040) (0.126) (0.181 ) (0.002) (0.098 ) (0.031) id11ι| dd-0.040** 0.465*** -0.075*** 0.429*** -0.019 0.483*** 0.028 0.453*** 12 22 (0.016 ) (0.018 ) (0.026 ) (0.040) (0.025 ) (0.033 ) (0.026) (0.035 ) 注:铜、黄金和白糖的最佳滞后阶数为3，棉花的最佳滞后阶数为4。

资料来源:作者计算整理表的作用，能够预先反映经济运行状况，美国股市指数在这方面的作用尤为突出美国股票指数标准差的上升意味着经济的不确定性增加而铜和棉花作为重要的工业技入品其收益率高低与经济发展息息相关，当经济不确定性加大时，铜和棉花的收益自然会减少此外，铜和棉花这两种工业品的价格收益率只受美国股票市场搅动影响却不受国内股票市场波动影响这可能是由于中国股票市场作为经济运行晴雨表的功能还不够完善，更重要的原因在于中国的出口导向型经济发展模式与铜和棉花这些生产要素息息相关的产品主要不是用于国内消费，而是用于外贸出口，因而国外经济运行情况反而对国内的工业投入品现货价格影响更大3)中国商品现货市场的金融化更多地是一种被动的金融化虽然中国股票市场同样对商品现货定价有一定影响，但无论是其VAR模型系数大小还是BEKK模型系数的显著性程度，相比于美国股票市场均要弱得多也就是说中国商品现货市场的金融化并非随中国商品期贷市场的发展而出现，而是在美国商品市场金融化的带动下被迫表现出的一种趋势如果考虑美国股票市场对中国股票市场的进一步影响，这一被动金融化的程度或许更为严重2.中美股票市场影晌中国商晶现货定价的强弱对比通过对比分析两个估计模型的脉冲响应函数值大小说明中美股票市场对中国商品现货价格收益的影响何者更强。

考虑到国内外股票指数的标准差不同，且与相应商品的相关程度也不同，将计算所得的脉冲响应函数值除以第一个响应值当股票市场发生冲击时相应商品现货的价格收益率在初期变化一个单位，之后可以在同一尺度中比较观察各模型的进一步响应情况79 图3和图4汇报了各商品现货价格收益率的脉冲响应函数①在国内股票市场冲击后，各商品现货的价格收益率很快就衰减至近乎消失在美国股票市场冲击后，其影响会持续更长时间，且脉冲响应的函数值更大这说明美国股票市场对中国商品现货价格的影响更为强烈和持久，假设2是成立的实际上，中国商品现货市场金融化背后更多的是美国金融因素的影子，国内商品现货定价出现了美国化趋势2.0 1.5 产\ / 1.5 01.1 ^ 1.0 0.5才{\ 0.5 /-\一~一-一一卢气----0.5 -0.5 、~句队与b气、qφ心、，'V，;'~‘，'?、PCφθ~句队与b气、qφ，'，'V，;'~‘，'?、P心φθ~|一沪深指数二标普指数||一沪深指数二标普指数|固3铜的脉冲晌应函数图4黄金的脉冲晌应函数资料来源:作者计算整理资料来源:作者计算整理。

3.约束金融因素影晌国内商晶现货定价的手段利用式(3)计算各商品现货与国内外股票指数之间的动态相关系数用股市指数与商品现货价格间相关系数的大小来衡量股市指数对商品现货价格的影响程度，相关性越高，说明影响越大，反之则越小这些相关系数的平均值中铜与沪深指数的相关性最高达0.29:棉花与沪深指数的相关性最低，为0.01T检验表明，在1%的显著性水平下，这些相关系数的平均值均显著异于00采用相应商品所有期货合约的日总持仓量来近似估算该商品期货市场的活跃程度为校正回归模型残差的自相关和异方差等问题，本文使用模型(4)进行回归鉴于黄金期货合约从2008年1月9日才开始上市交易，加之美国金融风暴事件对相关系数的干扰，这里对期贷市场的研究始于金融危机深化的时点(2008年9月15日)此外，由于难以全部剔除中国政府对棉花和白糖市场价格干预的影响，对棉花和白糖期贷市场的研究仅到中国政府宣布采取临时价格干预的时点(2010年11月17日)模型(4)的估计结果见表3DW统计量均在2附近，而且F统计量在1%的显著性水平下显著，0说明模型(4)的设定是合理的二次项回归系数均在109毛的显著性水平下显著，说明期贷市场活跃程度的确是与股票指数和现货价格间的关联性呈非线性关系，假设3.1是成立的。

具体来说，其符号均显著为负，说明二者之间存在;倒U型;的二次关系②这意味着，当期贷市场不够活跃时，股票指数对商品现货价格的影响会随期贷市场的发展而增加，证实了期贷市场在不够发达时，更多表现出金融传导功能的推断·当期货市场发展到一定程度后股票指数对商品现货的影响会随期贷市场的发展而不断下降，说明股票指数扭曲商品期货定价的能力开始减弱，此时期贷市场的有效价格发现功能才开始占据主导地位以铜期贷市场为例，只有在该市场日总持仓量超过51.31万于时，交易量的继续增加才开始减少股票指数和铜现货定价间的关联度上述二次关系的左半段表明期贷市场日总持仓量是显著的，支持了上文对股票指数影响中国商品现货市场定价的机理分析当期贷市场不够强大时，更容易受到外在非基本面因素影响，将美国金融因素等非基本面要素的信息代入到所影响的商品现货市场中在二次关系的右半段，沪深指① 棉花与自糖的响应函数结果类似② 同样考虑了持仓量的三次项但没有充分证据表明二者之间存在着三次项的关系80 表3金融危机后期货市场活跃程度对相关系数的影晌铜黄金棉花白糖沪深标普沪深标普沪深标普沪深标普Open, 0.0012* O.∞23*** 0.0038** 0.0068** 0.0006** O.∞20** 0.0029** 0.0034*** (0.0007) (0.0009) (0.∞19) (0.0028) (0.0∞2) (0.∞09) (0.0012) (0.0012) Open? -0.0000** -0.0000** -0.∞02树-0.0002* -0.0000** -0.00∞* -0.∞∞* -0.0∞。

)) (0.0000) (0.∞00) (0.0001) (0.0001) (0.0000) (0.0∞0) (0.0α)((0.0∞0) DW 2.03 2.05 1.96 1.96 1.94 1.87 2.09 2.10 F 2151.20*** 817.00*** 957.90*** 372.80*** 216.90*** 259.10*** 330.80*** 136.90*** Obs 1186 1186 1186 1186 484 484 484 484 」一一一一注:每列回归式还包含相应商品的条件方差、股指条件方差、滞后项以及GARCH效应项等，均在1%的显著性水平下显著，这里仅汇报持仓量及其平方项等相对重要的回归结果持仓量数据的单位为万手各模型均能通过1%显著性水平下的残差及其平方的Q检验以及ARCH-LM检验资料来源:作者计算整理数和美国股票指数的估计结果相对→致，均表明当期贷市场的活跃程度足够高时，金融因素对中国商品现货市场的影响会随商品期贷市场的进→步发展而减弱这意味着发展中国商品期货市场是抑制中国商品现货市场的金融化及美国化现象的重要手段前文指出，中国商品现货市场金融化的背后更多的是美国化。

中国期贷市场尚未发达到能够汇集国内各种供需信息，反而简单地追随国际期货定价，但国际期货定价有时为华尔街马首是瞻，因而受美国股票指数显著影响中国国内期货市场的发展难以一献而就，那么，在期贷市场尚未足够发达时，是否可以通过其他手段实现控制美国金融因素的影响呢?本文进一步分析政府价格干预对美国股票指数与中国现货定价之间关系的影响o由于民生问题，中国政府更为积极地关注农产品价格变化，适时采取价格管制[ZlJ例如，2010年突发的各种自然灾害导致中国多种农产品价格暴涨当年11月17日召开国务院常务会议，决定必要时对农产品市场采取临时价格干预图5和图6汇报了棉花和白糖价格与沪深指数在这一时期的动态相关系数①，棉花价格与沪深指数间的相关系数多数时间处于较低水平(正负0.20之间)，但在2010年底，棉花和白糖价格与沪深指数间的相关系数出现了与棉花和白糖价格同步的暴涨现象如果仅仅是对基本面信息的反映，那么，往年出现类似自然灾害时，该商品价格也应出现同样程度的暴涨，但这种暴涨现象近期才开始出现，因此，这两种商品现货价格的暴涨已超出了对基本面信息的反映程度，其他非基本面因素开始主导现货定价棉花期货市场日总持仓量在这一期间显著增多，企图渔利棉花价格上涨趋势的投资者增多，使得金融因素对棉花商品期货定价影响越来越大，同时，棉花商品现货价格大涨，导致商品现货价格与股票指数间的相关性急速升高，表明金融因素在其中发挥了重要的推手作用。

在中国政府宣布将随时采取临时价格干预后的一个月内，棉花市场与股票指数的相关系数从0.38降到了0.03，白糖市场与股票指数的相关系数也从峰值0.52降到了0.01这一相关系数的跌落一定意义上来自于投资者预期的改变中国政府明示可能实施干预，改变了金融因素引发的价格上涨趋势和相应幅度期贷市场投机风险增大交易者减少了持仓量导致影响商品价格的金融因素减弱，回归分析结果表现为股票指数与商品现货价格的关联性降低这说明价格干预在削弱金融24因素对商品现货定价的影响方面是有效的假设3.2成立虽然Bellemareet aV1反对政府的价格干预，但黄季馄等[坷的研究却肯定了价格干预在稳定物价等方面的正面作用在期贷市场还不够发达时，一定的政府价格干预的确能够在短期内有效削弱金融因素对商品现货定价的严重影响o① 棉花和白糖价格与标普指数的相关系数有类似的变化81 0.6 0.6 0.5 0.4 0.4 0.2 0.3 0.2 0.1 -0.2 0 -0.1 -0.4 -0.2 -0.6 -0.3 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 2007 2008 2009 2010 2011 2012 2013 图5棉花与沪深指数的动态相关系数圄6白糖与沪深指数的动态相关系数资料来源:作者计算整理。

资料来源:作者计算整理五、结论与启示当前经济出现了全球化和金融化态势，产业发展日益受到要素定价的影响考察美国金融市场对中国大宗商品现货定价的影响发现，中国商品现货价格出现了;金融化;和;美国化;问题，美国股票指数能够通过期贷市场的传导作用来影响中国大宗商品现货定价①国内外股票指数对中国商品现货定价存在Granger因果关系和波动溢出效应;②与国内股票指数相比，美国股票指数对中国商品现货定价的影响不仅种类更广，而且幅度更大、时间更久;③只有中国商品期货规模足够庞大、交易足够活跃，期贷市场回归其价格发现的应有功能，期货交易才有助于削弱股票指数与商品价格间的关联程度;④政府的价格干预政策可以有效地削弱股票指数与商品现货价格间的关联性本文从理论层面解择了导致近年来商品现货价格剧烈波动的原因提出了期贷市场的金融传导理论金融机构交易者过多的进入商品期贷市场，这些交易者同时持有股票和商品期货，资金在两个市场间的流动使得股票收益对商品期货价格收益产生影响期货价格收益波动影响了交易者对现货价格收益的预期，这种预期引导了现货价格的自我实现，进而导致现货价格收益的波动根据理论分析和实证发现，本文提出以下政策启示:(1)微观企业决策者需要充分认识商品现货定价的金融化和美国化问题。

中国航空油料集团公司、国家物资储备局、中国储备棉管理总公司等中国大型公司手中掌握着大量供需信息，对未来原油、铜或者棉花等商品供需状况了然于胸，但在大宗商品市场上纷纷出现了较大亏损尽管国有企业公司治理因素不容忽视，但是，美国金融因素对商品定价的影响同样不能低估简单根据商品供需趋势来推测现货价格再通过期贷市场套期保值恐怕风险巨大金融专业投资者跨市交易和联动操作影响商品期货和现货价格中国企业决策者需要防范来自华尔街的风险I坷2)中国产业政策的制定需要积极应对商品现货定价金融化下的原材料成本问题近年来，中国制造业利润趋薄，其原因不仅在于中国劳动力成本走高，融资成本居高不下，而且在于大宗商品原材料价格波动难以预测譬如，在工业化和城镇化背景下，中国钢铁产量迅速增长，但利润却连年下降倘若能够准确预测铁矿石价格，中国钢铁企业就能够采取相应对策然而，铁矿石国际巨头和国际金融专业投资者在纽约商品交易所和新加坡商品期货交易所引导国际铁矿石现货价格不断变动，导致中国钢铁厂商利润微薄，已经成为行业性问题类似地，在棉花价格的巨幅波动下，中国纺织工业在美国金融危机中遭受重创为此政策部门或者行业协会需要深刻认识金融化和美国化问题，逐一品种地解决好现货定价问题，促进中国产业健康发展。

3)中国期贷市场的发展目标是督促其实施价格发现功能，并且能够引领世界价格走势鉴于铁矿石现货价格对国民经济的影响中国于2013年10月18日在大连商品交易所开始了铁矿石期82 货合约交易然而，目前多数品种交易冷清，难以主导世界价格本文提出了期贷市场的传导效应，意味着中国政府应该逐一品种地大力发展期贷市场，增大活跃度，争取定价权，实现依据供需基本面的价格发现功能具体建议如下:①发展成熟且可供投资的商品指数基金商品指数基金已被广泛用于国际期贷市场深刻影响期贷市场的国际定价但中国尚缺乏商品指数基金O②及时处置僵尸期货品种目前，中国期贷市场存在不少交易冷清的品种，如豆二、燃料油等当期贷市场不够活跃时，就会更多地表现出传递股市影响的金融传导角色在具体分析交易不活跃的原因后，应该对僵尸品种进行处理，防止其误导现货定价若合约设计存在问题，应该修正厂库交割等相关规则，如豆柏期货;若品种选择不符合实体经济需求，应考虑退市机制，如燃料油期货期贷市场不能盲目求全，应该大力发展能够实现价格发现的品种，积极清理金融坐庄误导现货的品种③应携手发展商品期贷市场和金融期贷市场把握股市风险动向构筑市场风险预警机制4)宏观政策制定者应正视中国大宗商品现货定价问题，认识到近年来中国物价问题多为输入性通货膨胀。

在大宗商品定价美国化背景下收紧人民币供给的措施难以有效控制中国农产品、金属、化工产品等大宗商品的现货价格却打击了中国制造业厂商同时放松货币供给也未必能够提高大宗商品价格，若让利给农业或原材料供应商，又会带来房地产等资产价格上涨不过，虽然货币于段可能失灵，但行政手段尚可应对金融化和美国化问题当商品价格出现非预期的过度波动时，适当的价格干预或窗口指导具有一定的正面作用总之，市场经济必须重视价格信号的作用如果市场定价不再依据国内供需因素，而是受到国际金融因素的严重影响，那么，未来应提升眼界、拓宽思路、积极研讨、有效应对在全球化背景下，中国市场化改革仍将继续，同时必须提升金融监管能力，逐步参与并获得大宗商品的国际定价权〔参考文献〕(1)吴海民.资产价格波动、通货膨胀与产业;空心化;一一基于我国沿海地区民营工业面板数据的实证研究[J].中国t业经济，2012, (1 ):46-56. (2)张利库，张喜才.外部冲击对我国农产品价格波动的影响研究一一基于农业产业链视角[1].管理世界，2011, (1): 71-81. (3)黄季媲，杨军，仇焕广，徐志刚.本轮粮食价格的大起大落:主要原因及未来走势口].管理世界，2009, (1): 72-78. (4)韩立岩，尹力博.投机行为还是实际需求?-一国际大宗商品价格影响因素的广义视角分析[J].经济研究，2012, (12) :83-96. (5 ) Basak ，丘，and A. Pavlova. A Model of Financialization of Commodities[R]. SSRN Working Paper, 2013. (6 ) Tang , K., and W. Xiong. Index Investment and F nanc al zation of Commodities口].Financial Analysts Joumal, 2012,68(6) :54-74. (7)Büyük~ahin，丘，and M. A. Robe. Does Paper Oil’ Matter? Energy Markets’ Financialization and Equity??Commodity Co-Movements[R]. SSRN Working Paper, 2011. (8 )Silvennoinen, A., and S. Thorp. Financialization, Crisis, and Commodity Correlation Dynamics [J]. Joumal of Intemational Financial Markets, Institutions and Money, 2013,24(1): 42-65. (9)Chan, K.丑，S. Treepongkaruna, R. Brooks, and S. Gray. Asset Market Linkages: Evidence from F。