大宗商品价格波动对金融市场的影响——以中国股票市场为例

■ 李成君 赵 露

（中国人民银行西宁中心支行 青海西宁 810001）

引言

我国是全球最大的大宗商品进口国和消费国。2021年，我国有色金属中冶炼铜原材料进口量超过70%，铝土矿进口量达到60%左右，冶炼锡原材料的对外依赖度达到50%，约24%的精炼锌原材料需要进口；天然气年进口量持续增加，进口依赖程度超过40%；2021年原油进口量同比减少1.6%，但对外依赖程度仍保持在72%左右。自2021年以来，在气候、疫情形势、供求关系、货物流动性、风险偏好等因素的多重影响下，国际大宗商品价格处于快速上涨阶段，短期内未呈现下跌趋势。全球大宗商品价格的剧烈波动不利于国内居民消费、企业运营、金融稳定及经济结构的优化升级。在此背景下，研究国际大宗商品价格变化与我国金融市场之间的关系尤为重要。本文以股票市场为例，通过实证分析阐明国际大宗商品价格波动对我国股票市场的影响程度，并为及时进行干预防控、减少全球大宗商品价格波动对我国股票市场的冲击提供参考。

一、文献综述

大宗商品价格波动影响中国股票市场的相关研究表明，国际大宗商品价格涨跌变化会对中国股票市场产生不同程度的影响。自1990年12月上海证券交易所设立以来，中国上市公司的数量持续增多，交易总额明显增加。王益彪（2017）研究表明，国际大宗商品价格上涨会使我国出现输入型通货膨胀，对股市产生负影响。同时，大宗商品价格下降对股市会产生正影响。胡红兵（2011）的研究显示，国际大宗商品的价格变化主要通过两条路径影响我国股票市场，即实体经济传导路径和金融市场联动传导路径。其中国际大宗商品价格波动会通过实体经济传导机制对股票市场产生影响，因其传导过程具有长期、缓慢、间接的特点，大宗商品价格波动会以中国物价水平为中间变量，先将信号传递至国内物价水平，再由国内物价水平作用于我国股票市场。龚秀国（2021）认为，国际大宗商品价格主要是通过影响企业现金流、通货膨胀预期、实际货币余额和国际收支等因素影响我国物价水平，股票市场受物价水平的变动会发生波动。本文研究认为国际大宗商品价格波动先引起国内物价水平变动，进而对股票市场产生影响。因此国际大宗商品价格波动影响我国股票市场的关键因素是我国的物价水平。

二、国际大宗商品价格与中国物价水平概述

（一）国际大宗商品价格概述

1.国际大宗商品价格波动情况及其波动原因

国际大宗商品是指可流通、非零售、用于工农业生产与消费、能够大批量买卖且具有商品属性和金融属性的物质商品，包含能源商品、基础原材料和大宗农产品等。特点是价格波动大、供需量大、种类多、易储存、易运输、易于分级和标准化。近期，国际大宗商品期货价格波动剧烈。海关数据显示，2022年1～6月，国际大宗商品价格的路透CRB指数累计上涨幅度超过25%。中国宏观经济研究院决策咨询部研究员郭丽岩对近期国际大宗商品价格变化较大的主要原因作出了解释：2020年以来，世界大宗商品市场受全球新冠肺炎疫情的影响，原有的供需节奏被打乱，使不同类型经济体之间的复苏错位，主要供给国生产和供应恢复明显滞后于需求端恢复，导致了阶段性供求错配。同时，较为宽裕的全球流动性加大了短期内的价格波动。国内大宗商品价格上涨主要受国际输入性因素的影响，与国际市场价格走势基本接近。此外，大宗商品的价格波动也与国内房地产、基建等行业景气度回升等因素相关。另外，联合国发布的《2022年中世界经济形势与展望》预测，因全球经济复苏被俄乌冲突扰乱，粮食和能源价格将大幅上涨。国际大宗商品价格的高位运行导致输入性通货膨胀压力加大，使中国稳增长、稳就业、稳物价面临着新的严峻挑战。

国际大宗商品价格变动受供需关系、金融化因素、利率、汇率等因素影响，其中国际大宗商品市场供求关系的失衡是影响商品价格变动的主要因素，也是影响大宗商品走势的根本因素和决定性因素。其次，国际大宗商品的价格也受国际金融市场及国际贸易竞争关系等因素的影响。在多种因素的共同作用下，上游大宗商品按照产业链将价格波动带来的影响在不同程度上传导至中下游，并通过贸易渠道和价格渠道传导至各国，影响其他国家的总产出、价格水平、总消费和总投资及利率等。

2.国际与中国大宗商品价格指数相关性分析

标准普尔商品价格指数（SPCI）、道琼斯商品价格指数（DJ-AIG）、闻盛商品指数（GSCI）、日经商品期货指数以及RJ/CRB期货价格指数是目前比较有代表性的国际大宗商品指数。其中CRB（Commodity Research Bureau）指数是由美国商品调查局发起、制定，1957年编制并于2005年改革，其主要作用是综合展现国际大宗商品价格情况。CRB指数包括众多丰富的大宗商品种类，并对选取的大宗商品的价格进行适宜的加权，使得CRB指数与其他单独的商品价格相比更具代表性，能更好地展现国际市场大宗商品的价格以及整体发展趋势。CRB指数所涵盖的商品种类分为四组，共计19种，每组商品所占份额各异。具体构成如表1所示。

表1 CRB指数涵盖的商品种类

续表1 CRB指数涵盖的商品种类

由表1可以看出，第一组包含3种原油类产品，权重为33%；第二组包含7种流动性强的商品，权重为42%；第三组包含4种农产品，权重为20%；第四组包含价值多样性的商品，权重为5%。除第一组的原油在指数中的权重高达23%之外，其他每组中各期货品种所占权重相同。

与国际大宗商品相比，中国期货市场于1990年开始运行，后续也推出了一系列大宗商品期货价格指数，包括中国大宗商品价格指数CCPI、南华期货价格指数NFI、生意社大宗商品供需指数BCI和证券时报商品指数SCI等。其中CCPI涵盖了能源、钢铁、矿产品、有色金属、橡胶、农产品、牲畜、油料油脂、食糖等9大类26种大宗商品的现货价格定基指数，综合反映了中国大宗商品现货市场走势，是研究中国经济活动的重要指标。2010年1月至2022年5月CRB指数和CCPI指数的统计特征值如表2所示。

表2 CRB和CCPI的统计特征值

由表2可知，2010年1月至2022年5月CRB指数的范围为117.2～370.56，平均值为234.64，CCPI指数的范围为81.48～209.51，平均值为137.68，CRB始终大于CCPI。标准偏差反映数据集的离散程度，CRB的标准偏差远大于CCPI的标准偏差，前者偏离均值的数据量更多，离散程度更高。偏度和峰度反映出数据的分布状态，CRB和CCPI的偏度均大于0，说明国际大宗商品价格指数和中国大宗商品价格指数均呈右偏态，数据值多分布于均值的右边。CRB和CCPI的峰度均小于3，CRB的分布曲线更趋平坦。

利用origin Pro 2016软件计算二者的相关系数，2010～2015年二者的Pearson相关系数为0.8967，呈高度正相关，2015～2022年二者的Pearson相关系数为0.6823，呈中度正相关，且均在1%的置信区间显著。本文利用EViews 11软件进行格兰杰因果检验，当滞后阶数为2时，在1%的显著性水平下，CRB是CCPI变动的格兰杰原因（P值为2×10-6），在5%的显著性水平下，CCPI是CRB变动的格兰杰原因（P值为0.0436），说明CRB和CCPI之间互为格兰杰原因，一个价格指数的波动会引起另一个价格指数的变化。相关系数及格兰杰因果检验结果充分反映出国际大宗商品价格波动会影响中国大宗商品交易市场，国际大宗商品价格会传导至国内。2010年1月至2022年5月，CRB和CCPI的波动趋势如图1所示。

上世纪80年代中期，莫莉随医疗小组救济铁道兵。到了铁道兵三连，下车，战战兢兢踩着石头路走过来。镜头从她的脚，缓缓往上推。

图1 CRB与CCPI的波动趋势图

由图1可知，CRB与CCPI的变化趋势基本一致。受2008年美国次贷危机和2011年欧洲主权债务危机的影响，2010～ 2015年世界经济呈下行状态，CRB与CCPI呈震荡下降趋势。2015～ 2019年，全球经济进入平稳发展轨道，CRB呈平稳震荡趋势，中国经济在合理区间运行，增长动力趋缓，结构出现优化，经济进入平稳增长状态，CCPI呈震荡增长趋势。2019年12月至 2020年6月，受新冠肺炎疫情的影响，CRB与CCPI分别大幅下降25.74%和10.45%。此后，全球经济不断回暖，中国经济逐步恢复强劲增长状态，2022年5月CRB指数与CCPI指数较2020年6月分别增长129.43%和56.71%。

（二）中国物价水平概述

居民消费价格指数（CPI）反映了一定时期内中国城乡居民购买的生活消费品和服务项目价格的变动趋势和程度的相对数，是对城市居民消费价格指数和农村居民消费价格指数进行综合汇总的结果。一般来说，CPI直接影响国家的宏观经济调控措施的出台与力度，比如会影响央行是否调息、是否调整存款准备金率等。同时，CPI的高低也间接影响着资本市场，比如股票市场、期货市场、资本市场、金融市场等都会受其影响。国家统计局公布数据显示，2022年6月全国居民消费价格指数(CPI)同比上涨2.5%，全国工业生产者出厂价格指数(PPI)同比上涨6.1%。1～6月份平均值显示，CPI比上年同期上涨1.7%，PPI比2019年同期上涨7.7%，物价延续了此前总体平稳的走势。

三、国际大宗商品价格波动对我国股票市场影响的实证分析

（一）数据来源

数据选取方面，本文采用CRB价格指数表示国际大宗商品价格的波动情况。由于中国物价水平会对国内股票市场产生影响，且CPI通常作为通货膨胀水平的重要衡量指标，因此本文使用居民消费指数CPI作为研究大宗商品价格波动对股票市场产生影响的中间变量。上海证券交易所的上市公司数量、股票数量、交易成交额等在我国股票市场位居首位，具有一定的代表性，故本文选用上海证券交易所A股指数作为研究对象。选取A股指数（Shsi）、A股成交量（Esv）和A股成交金额（Emv）反映中国的股票市场动态。本文数据区间为2010年1月～2022年5月，各组数据均包括149个观测值。图2显示上海证券交易所A股指数波动性很大,从CRB指数和CPI指数的波动方向可以看出两者存在一定的相关关系，但在不同阶段存在差异。

图2 CRB、CCPI、CPI及上证A股指数波动趋势图

（二）我国物价水平对股票市场的实证分析

选取A股指数（Shsi）、A股成交量（Esv）和A股成交金额（Emv）来反映中国的股票市场动态，以上变量均以上海证券交易所A股数据作为代理变量，数据来源于上海证券交易所，月度数据以当月的日均值计算，各149个统计值。2010年1月至2022年5月中国居民消费价格指数（CPI，上月=100）与上海证券交易所A股指数（点）（Shsi）、上海证券交易所A股成交量（亿股）（Esv）和上海证券交易所A股成交金额（亿元）（Emv）的统计特征值如表3所示。

表3 CPI、Shsi、Esv和Emv的统计特征值

居民消费水平的变化会影响中国股票市场，居民消费价格指数增长会影响市场的经济活动，一定程度的通货膨胀使居民的实际购买力下降，进而影响股票市场，股票指数、成交量和成交金额向相反方向变化。为探究CPI与Shsi、Esv和Emv之间的相互关系，同时考虑四个变量之间的当期关系，在向量自回归模型（VAR）的基础上采用结构向量自回归模型（SVAR）研究变量的时间序列关系，通过加入结构性的约束来减少模型的待估参数，分析实际经济运行状况。

k个时间序列变量的p阶SVAR模型的结构方程采用以下形式：

可以将公式（1）转化为经济模型的最终表达式“AB模型”，即

对该模型至少需要施加k(k-1)/2个约束，即至少需设置长期和短期共6个约束条件才能估计出该结构模型的参数。CPI仅受自身的影响，不受其他任何变量的影响，为自变量；但CPI同时影响Shsi、Esv和Emv3个变量。根据Cholesky分解和经济理论假设建立递归形式的短期约束和长期约束，相关矩阵如下：

1.平稳性检验

建立SVAR模型的前提条件是所有变量数据平稳，而宏观经济变量可能是非平稳的，所以先利用EViews11软件对4个变量时间序列的平稳性进行ADF检验，结果如表4所示。在1%的显著水平内，CPI的原始序列和其余3个变量的一阶差分都拒绝了原假设，不存在单位根，即CPI的原始序列和其余3个变量的一阶差分时间序列是平稳的。

表4 变量时间序列的平稳性检验

2.AR根检验、格兰杰因果检验和最优滞后阶数的确定

假设CPI、ΔShsi、ΔEsv和ΔEmv为4个内生变量，常数项C为外生变量，在滞后对为（3，4）时建立VAR模型。对建立的模型进行AR根检验，模型共有k×p=16个根，所有根的模的倒数均小于1，位于单位圆内，如图3所示，说明建立的模型是稳定的。格兰杰因果检验显示，4个变量的统计量S分别为0.0784、0.0513、0.0273和0.0258，分别在10%和5%的显著水平下，CPI、ΔShsi、ΔEsv和ΔEmv互为变动的格兰杰原因，即4个变量均为内生变量，表明建立的VAR模型是可靠的。根据AIC准则（即AIC最小）确定模型的最优滞后阶数为3阶。

图3 VAR模型的AR根检验

3.SVAR模型系数的估计

在构造的VAR模型基础上，构造符合式（2）的SVAR模型，估计参数如表5所示，模型的系数均达到1%的显著水平。

表5 SVAR模型的系数估计值

4.SVAR模型的时间序列脉冲分析

当受到某种冲击时，误差项的变化可能引起系统的动态变化，为了研究模型的动态变化关系，利用输出时间序列的脉冲效应函数图分析居民消费指数扰动项冲击的系统影响。A股指数、A股成交量和A股成交金额的动态响应如图4所示。

由图4可知，居民消费指数对3个变量的影响具有长期性，15期后响应小幅波动，逐渐趋于稳定。本期给居民消费指数一个正冲击后，A股指数在前3期内不变，第4期上涨达到最高点（即在第4期Shsi对CPI的响应是0.11），之后正向效应逐渐减少；在第6期达到0，此后负效应减少，响应值小幅增长并在小范围内波动。说明居民消费水平的变化在短期内对我国A股指数无影响，但随着时间的推移，由正向效应逐渐发展为负向效应。当给居民消费指数一个正冲击后，A股成交量在前3期内不变，此后在负向效应下大幅下降，第5期下降到最低点（即在第5期Esv对CPI的响应是-0.18），之后负向效应逐渐减少；在第6期达到0，此后在正效应的作用下，效应值小幅增长并在小范围内波动。此说明居民消费水平的变化在短期内对我国A股指数无影响，但随着时间的推移，由负向效应逐渐发展为正向效应。居民消费水平的正冲击经市场传递也会给A股成交金额带来与A股指数冲击幅度基本相同的影响，第4期上涨达到最高点0.14。

图4 4个变量之间的脉冲响应图

四、结论与建议

研究结果表明，国际大宗商品的价格变化对中国物价水平有正面影响，即随着大宗商品价格的上涨，我国的物价水平也会上升，反之亦然。同时，我国物价水平作为中间变量会给国内股票市场带来不同程度的影响。

需要从以下几个方面进一步建立防范机制，减少国际大宗商品价格波动对我国股市的影响。一是完善股票市场相关制度。通过完善法律法规、加大管理和有效披露信息力度等方式，创建公平的投资环境，使市场参与者能及时获取相关信息，进而降低股票市场的异常波动。二是保障国内物价基本平稳。为预防传染性通货膨胀或通货紧缩对我国的影响，政府部门应在国际大宗商品市场方面投入适当精力，通过制定预防突发事件的方案与策略，提升风险识别能力，使市场向健康方向发展，保证企业的正常运行、经济的稳步增长。三是引导投资者提升投资能力。根据分散投资法，投资者应采用资产组合方式，将资金投资到不同品种，有效获取收益的同时规避风险。其次，投资者还需加强投资理论的学习，观察大宗商品指数的价格波动对股票市场的影响程度，杜绝“羊群效应”的发生，从而做出正确的股票投资决策。