基于期貨市場CRB價(jià)格指數(shù)角度的物價(jià)水平波動規(guī)律探析

孫志娟

（河南科技學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，河南新鄉(xiāng)453003）

1 文獻(xiàn)綜述

自20世紀(jì)90年代以來，諸多學(xué)者便從不同視角展開了對商品期貨價(jià)格指數(shù)與物價(jià)水平之間聯(lián)動效應(yīng)的論證。其中：Adams等學(xué)者認(rèn)為：一般而言大宗商品的期貨價(jià)格走勢是領(lǐng)先于其現(xiàn)貨價(jià)格并在一定程度上受到貨幣供應(yīng)量的影響的（Adams，Ichino，1995）；Bloch 等學(xué)者通過研究，發(fā)現(xiàn)：大宗商品的期貨價(jià)格指數(shù)與美元匯率的加權(quán)指數(shù)之間存在較為明顯的長期均衡關(guān)系（Bloch，2004）；而Bhattacharya和Ghnra等學(xué)者則以SVAR自回歸模型為基礎(chǔ)，分析了多種進(jìn)口商品的期貨價(jià)格指數(shù)對剛果的物價(jià)水平具有較顯著影響（Bhattacharya，Ghnra，2006)。近些年來，隨著我國期貨市場的快速發(fā)展，國內(nèi)學(xué)者也加大了對這方面的關(guān)注程度。其中：傘鋒、祝寶良等認(rèn)為國際初級產(chǎn)品期貨價(jià)格指數(shù)的上漲將直接威脅我國的物價(jià)水平（傘鋒、祝寶良2004）；張樹忠等通過分析國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品期貨價(jià)格指數(shù)FPI與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI之間的相關(guān)性，發(fā)現(xiàn)我國的農(nóng)產(chǎn)品期貨價(jià)格基本上可以起到提前反映居民消費(fèi)價(jià)格狀況的功能（張樹忠等，2006）；同時(shí)，張翼通過格蘭杰因果檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)：國際上大宗商品CRB指數(shù)可以引導(dǎo)我國原、燃料的進(jìn)口價(jià)格以及工業(yè)品的出廠價(jià)格，但并不能引導(dǎo)居民的消費(fèi)價(jià)格（張翼，2009）；但同時(shí)，孫丹、何俊芳等學(xué)者則認(rèn)為國際大宗商品CRB指數(shù)與我國的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)PPI之間僅具有單向的傳導(dǎo)關(guān)系（孫丹、何俊芳，2009）。

2 相關(guān)價(jià)格指標(biāo)的選取及數(shù)據(jù)處理

本文在已有研究的基礎(chǔ)上，選取了2007年1月至2012年3月5年多時(shí)間內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品期貨價(jià)格指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等相關(guān)指標(biāo)的樣本數(shù)據(jù)，通過相關(guān)統(tǒng)計(jì)軟件的運(yùn)用，對農(nóng)產(chǎn)品期貨價(jià)格指數(shù)CRB與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI、居民糧食消費(fèi)價(jià)格指數(shù)LCPI之間的聯(lián)動性進(jìn)行實(shí)證分析，從而得出農(nóng)產(chǎn)品期貨價(jià)格指數(shù)CRB與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI間究竟具有怎樣的關(guān)系。

本文選取CPI、LCPI等變量代表我國的物價(jià)變動水平，而以農(nóng)產(chǎn)品的中價(jià)國際期貨指數(shù)CRB作為衡量期貨市場農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格水平的變量，從而可以構(gòu)建模型：

本文試圖在已有研究的基礎(chǔ)上，通過建立動態(tài)面板模型，對2008年1月至2012年3月農(nóng)產(chǎn)品的中價(jià)國際期貨指數(shù)、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、居民糧食消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等相關(guān)指標(biāo)之間的關(guān)系展開討論。并且，樣本數(shù)據(jù)的選取主要來源于2008～2011年中國物價(jià)年鑒。研究目的主要在于通過農(nóng)產(chǎn)品的中價(jià)國際期貨指數(shù)對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及居民糧食消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等相關(guān)指標(biāo)的影響分析，來探討農(nóng)產(chǎn)品的中價(jià)國際期貨指數(shù)對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的傳導(dǎo)與預(yù)測功能。

3 期貨價(jià)格指數(shù)CRB與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)間的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

一般，按照Pesaran理論，假設(shè)Y為自變量，Xi為(i=1..p)為解釋變量，則可建立ARDL條件誤差校正模型：

其中：βi(i=0..n)代表協(xié)整關(guān)系，λij(i=0..p;j=1..n)代表短期的動態(tài)關(guān)系，εt代表白噪聲過程，ni(i=0..p)代表最大滯后階數(shù)。

3.1 ADF單位根檢驗(yàn)

本文利用ADF單位根檢驗(yàn)方程對所有變量水平值的穩(wěn)定性進(jìn)行檢驗(yàn)。其檢驗(yàn)結(jié)果如表1、2。

表1 變量CPI、CRB及其一階、二階差分的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表2 變量LCPI、CRB及其一階、二階差分的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

本文通過對2008年1月至2012年3月農(nóng)產(chǎn)品市場上相關(guān)數(shù)據(jù)的系統(tǒng)性回歸分析，發(fā)現(xiàn)：農(nóng)產(chǎn)品的中價(jià)國際期貨指數(shù)CRB與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI以及居民糧食消費(fèi)價(jià)格指數(shù)LCPI等相關(guān)指標(biāo)的ADF檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量值均比顯著性水平10%時(shí)的臨界值大，所以這些序列均為非平穩(wěn)序列，而CRB、CPI、LCPI的一階和二階差分序列的t統(tǒng)計(jì)量值均比顯著性水平為10%時(shí)的臨界值小，所以這些序列均為平穩(wěn)序列。

3.2 協(xié)整檢驗(yàn)

協(xié)整檢驗(yàn)主要指是對其變量進(jìn)行最小二乘回歸檢驗(yàn)，并通過該檢驗(yàn)對回歸模型的殘差序列e進(jìn)行單方根檢驗(yàn)的過程。本文通過前面對變量CRB、CPI、LCPI等序列的分析發(fā)現(xiàn)，原序列CRB、CPI、LCPI均是非平穩(wěn)性序列，而其一階差分序列iCRB、iCPI、iLCPI等則為平穩(wěn)序列，該研究表明序列CRB、CPI、LCPI為一階單整序列，滿足了協(xié)整檢驗(yàn)的前提。所以，在單方根檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，可以用變量CRB分別對序列CPI和LCPI等進(jìn)行普通最小二乘回歸，其中：CRB對CPI的最小二乘回歸檢驗(yàn)如表3、e的單方根檢驗(yàn)如表4；而CRB對LCPI的最小二乘回歸檢驗(yàn)如表5、e的單方根檢驗(yàn)如表6。

表3 變量CRB與CPI的最小二乘回歸檢驗(yàn)

表4 變量CRB與CPI的殘差序列e的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表4殘差序列e的ADF檢驗(yàn)可知：由于其ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量值-3.7609小于顯著性水平10%時(shí)的臨界值-3.1828，所以可得估計(jì)殘差序列e為平穩(wěn)序列，此時(shí)變量CPI與CRB之間具有較明顯的協(xié)整關(guān)系。

同時(shí)，關(guān)于變量LCPI與CRB之間協(xié)整關(guān)系的檢驗(yàn)過程亦可以描述為：

表5 變量CRB與LCPI的最小二乘回歸檢驗(yàn)

表6 變量CRB與LCPI的殘差序列e的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

由表5殘差序列e的ADF檢驗(yàn)可知：由于其ADF檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量值-5.6438小于顯著性水平10%時(shí)的臨界值-3.1828，所以可得估計(jì)殘差序列e為平穩(wěn)序列，此時(shí)變量LCPI與CRB之間具有較明顯的協(xié)整關(guān)系。

3.3 格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)由Granger提出,該檢驗(yàn)過程主要是從某一變量能被其他變量預(yù)測的可能性的角度展開探討的，即：引用變量X與變量Y的過去值來預(yù)測變量Y的變化情況比單純運(yùn)用變量Y的過去值來預(yù)測Y的變化情況要精確一些，則說明存在由變量X到Y(jié)的格蘭杰因果檢驗(yàn)關(guān)系。一般認(rèn)為該檢驗(yàn)過程的精確程度主要依賴于模型的滯后長度，本文取滯后期從2～5的變量檢驗(yàn)值探討變量間的格蘭杰因果檢驗(yàn)情況。其檢驗(yàn)結(jié)果如下表7、8。

表7 中價(jià)國際期貨價(jià)格指數(shù)CRB與居民糧食類消費(fèi)指數(shù)LCPI的格蘭杰因果檢驗(yàn)

從該檢驗(yàn)結(jié)果來看，在滯后期2～5期之間，對于LCPI不是CRB格蘭杰成因原假設(shè)的概率均較大，因此不能拒絕原假設(shè)，故LCPI并不是CRB的格蘭杰成因；而對于CRB不是LCPI格蘭杰成因原假設(shè)的概率則均較小，并且均在95%的置信水平內(nèi)，則可以認(rèn)為CRB是LCPI的格蘭杰成因，并且CRB對LCPI具有較強(qiáng)的價(jià)格引導(dǎo)和預(yù)測功能。

同樣，關(guān)于中價(jià)國際期貨價(jià)格指數(shù)CRB與居民物價(jià)消費(fèi)指數(shù)CPI的因果關(guān)系亦可以通過格蘭杰模型進(jìn)行因果檢驗(yàn)，其檢驗(yàn)結(jié)果如表8。

表8 中價(jià)國際期貨價(jià)格指數(shù)CRB與居民物價(jià)消費(fèi)指數(shù)CPI的格蘭杰因果檢驗(yàn)

從該檢驗(yàn)結(jié)果來看，在滯后期2～5期之間，對于CPI不是CRB格蘭杰成因原假設(shè)的概率特別是滯后4期和5期的概率均較大，因此不能拒絕原加深，故CPI并不是CRB的格蘭杰成因；而對于CRB不是CPI格蘭杰成因原假設(shè)的概率則均較小，并且均在95%的置信水平內(nèi)，因此可以認(rèn)為CRB是CPI的格蘭杰成因，并且CRB對CPI具有較強(qiáng)的價(jià)格引導(dǎo)和預(yù)測功能。

4 結(jié)論

本文通過對全世界范圍內(nèi)的農(nóng)產(chǎn)品中價(jià)國際期貨價(jià)格指數(shù)CRB與我國的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI以及我國的居民糧食消費(fèi)價(jià)格指數(shù)LCPI之間相關(guān)性的分析，首先發(fā)現(xiàn)：農(nóng)產(chǎn)品的中價(jià)國際期貨價(jià)格指數(shù)CRB與我國的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI以及我國的居民糧食消費(fèi)價(jià)格指數(shù)LCPI之間存在著長期的均衡關(guān)系，國際上農(nóng)產(chǎn)品的期貨價(jià)格指數(shù)對我國的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI以及我國的居民糧食消費(fèi)價(jià)格指數(shù)LCPI具有較強(qiáng)的引導(dǎo)和預(yù)測功能，國際上的期貨價(jià)格一定程度上可以指導(dǎo)我國的物價(jià)水平，并在一定程度上影響我國的整個經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。其次，通過對CRB與CPI以及LCPI之間的格蘭杰因果檢驗(yàn)，也發(fā)現(xiàn)：樣本區(qū)間內(nèi)分別存在著由農(nóng)產(chǎn)品中價(jià)國際期貨價(jià)格CRB指數(shù)到我國的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI、由農(nóng)產(chǎn)品中價(jià)國際期貨價(jià)格CRB指數(shù)到我國的居民糧食消費(fèi)價(jià)格指數(shù)LCPI間的格蘭杰因果關(guān)系，并且存在CRB價(jià)格指數(shù)領(lǐng)先于CPI和LCPI的價(jià)格引導(dǎo)機(jī)制，所以說CRB指數(shù)一定程度上可以客觀預(yù)測我國物價(jià)水平的基本走勢。

但是，當(dāng)前由于受到種種因素的影響，農(nóng)產(chǎn)品中價(jià)國際期貨CRB價(jià)格指數(shù)的物價(jià)預(yù)測功能在我國并沒有得到充分的應(yīng)用和足夠的重視，其物價(jià)引導(dǎo)功能仍十分薄弱。因此，今后在我國物價(jià)水平的管理工作中，應(yīng)逐步規(guī)范和完善期貨價(jià)格指數(shù)的宏觀經(jīng)濟(jì)預(yù)警功能，更好地發(fā)揮CRB價(jià)格指數(shù)的物價(jià)預(yù)警機(jī)制。

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