大宗商品金融化对我国农产品贸易条件的影响

发布时间：2016-11-10 15:05

本文关键词：大宗商品金融化对我国农产品贸易条件的影响，由笔耕文化传播整理发布。

大宗商品金融化对我国农产品贸易条件的影响

□李书彦

全球大宗商品价格波动加剧，金融化特征十分明显。本文内容提要：2008年金融危机以来，

在分析2005—2012年我国月度农产品贸易条件指数变动的基础上，通过实证检验证明:2008年前，我国农产品价格贸易条件与CＲB(美国商品调查局，下同)食品价格指数之间存在稳定的均衡关系，两者显著负相关，并且CＲB食品价格指数上涨是我国农产品贸易条件恶化的Granger原因;2008年后，我国农产品价格贸易条件虽然波动频繁，但总体却趋于优化，贸易条件与CＲB食品价格指数不存在线性相关。结合我国实际分析得出结论:大宗商品金融化尽管带来了农产品价格的大幅度波动和市场风险，但是其价格发现功能使我国农产品价格与国际市场接轨，因此价格贸易条件得以优化。

关键词：大宗商品;金融化;农产品;贸易条件

DOI:10.13246/j.cnki.iae.2014.04.008

一、引言

全球大豆进口的50%以上。在我国农产品进出口

规模日益增加的情况下，国际大宗商品价格波动势必对我国农产品的贸易条件产生较大的影响。因此，对大宗商品金融化与中国农产品贸易条件之间的关系进行深入研究，具有较强的现实意义。

商品金融化的问题由来已久。虽然很多学者在研究过程中使用“商品金融化”或者“大宗商品金融化”这样的表述，但对于商品金融化却一直没有严格的定义。有的文献把金融机构涌入商品期货市场的现象称为商品期货市场的“金融化”（Domanski等，2007），这仅仅是关注到金融资本对期货市场的影响，并没有涉及到商品贸易领域。从实体经济角度来看，金融化是指各类经济主体日益通过金融途径而非贸易和商品生产途径获取利润的积累模式，这种现象明显改变人们的经济行为，并影响实体经济，加速或阻碍实体经济活动的发展（GretaＲ.Krippner，2005）。由于具有标准化、可交

2008年，由美国次贷危机引发的金融危机蔓

延全球。为了刺激经济，世界各国纷纷采取了较宽松的货币政策，致使全球流动性过剩，大量资金流入大宗商品市场，商品期货及期权投资规模急剧增长。在市场供需没有发生重大变化的情况下，，包括农产品在内的大宗商品价格在短时期内暴涨暴跌，呈现出明显的金融化现象。在此背景下，大宗商品的价格不仅反映了商品市场基本供需的变化，也反映了大量货币资本频繁的投机行为，其波动更加剧烈，对经济发展、国际贸易的影响也更错综复杂。中国作为世界上最大的农产品生产和消费国，农产品进出口规模持续上升，占世界农产品贸易的比重不断提高。2012年，我国农产品进出口总额为1757.7亿美元，同比增长12.9%。其中，出口632.9亿美元，同比增长4.2%；进口1124.8亿美元，同比增长18.6%。在某些品种上，中国已经具有举足轻重的作用。以大豆为例，中国目前已经占

项目来源：浙江省哲学社会科学规划项目（编号：13NDJC084YB），浙江省社会科学重点研究基地项目（编号：JDJS01YB），浙江省科协

浙江省商业经济学会项目（编号：2012SJZD001），宁波市软科学项目（编号：2013A10049）软科学项目（编号：KX13C－13），

—51—

金融资本参易、易储存并且具有广泛的使用价值，

与大宗商品交易的动机非常强烈。在经济全球化与金融化的带动下，大宗商品的价格走势不仅仅是现货的供求关系所能决定的，其更多的是反映金融2011）。特别是近年来国际商品的特点（史晨昱，

大宗商品市场表现出明显的金融化特征，其主要原因包括商品指数交易者和对冲基金等机构投资者的进入、全球宽松的货币政策及新兴市场国家经济的快速增长等，其后果是大宗商品市场与金融市场间价格波动的跨市场传染与放大、商品价格影响因素的复杂化对期货市场价格发现和套期保值功能

2012）。在农产品领域，的干扰等（张雪莹等，尤其是粮食与石油、矿产资源等其他大宗商品一样越来

越具有金融化的趋势，粮食衍生品市场价格的急剧2012）。波动是其主要表现（李援亚，

从微观来看，国际大宗商品价格的剧烈波动对企业的贸易和生产带来了很大影响，加剧了企业的市场风险。但是，从宏观的角度来看，大宗商品价格波动对我国大宗商品贸易条件的影响如何？多数研究认为，国际大宗商品价格波动对中国贸易条2010；刘喜和，2012）。件的影响较显著（乔宝华等，从变动方向来看，国际大宗商品价格波动与我国出口形势的变动具有一定程度的一致性，特别2000

年后，我国出口形势受国际大宗商品价格的影响变

得较明显（中国人民银行重庆营管部课题组，2009）。从反映贸易利益的贸易条件指数来看，国际大宗商品价格波动是影响我国价格贸易条件异常波动的原因之一，但是相对于国内通货膨胀、人民币汇率变化以及国内市场产出缺口等因素来说，大宗商品价格对我国价格贸易条件的影响并不大，呈现一定的负相关；而国际大宗商品价格对我国收入贸易条件的影响始终处于负向冲击状态，影响较2012）。显著（刘喜和，

综上所述，大宗商品金融化已经逐渐从一种经济现象逐渐进入理论研究范畴，已有不少文献研究了大宗商品金融化对宏观经济和我国贸易条件的影响。但是以上研究要么是立足于大宗商品金融化，研究其产生的根源及影响，要么是研究大宗商品贸易条件的变化趋势及影响的主要因素，鲜有文献把两者综合起来，针对性地研究大宗商品金融化对我国大宗商品尤其是农产品贸易条件的影响。本文将从理论上分析大宗商品金融化条件下国际农产品市场的运行机理，在此基础上进行实证研究，检验大宗商品金融化背景下CＲB食品价格指数与我国农产品贸易条件之间的关系。

二、大宗商品金融化背景下国际农产品市场运行机制

（一）交易主体金融化

传统的国际农产品市场中的交易对象主要由

生产链条上的生产者（农户）、农产品贸易商、农产品加工企业、农产品零售商和消费者构成（见图1）。生产主体是分散的农户或农场主，一般情况农户的产品由贸易商收购并且缺乏议价能力，也基本不参与期货市场的套期保值，而农场主的生产集约化、规模化程度较高，可将生产的农产品直接出售给制造商从而具有一定的议价能力，在美国、加拿大、澳大利亚等发达国家，农场主普遍具有参与期货套期保值的条件与动机。贸易商在传统的国际农产品市场体系中主要依靠收购与转售的价差获利，然而在农产品市场信息日益透明的情况下，价差空间不断被压缩，传统的盈利模式难以为继，迫

①

使贸易商不断扩大贸易规模。规模的扩大进一步

增大了价格波动的风险，因此贸易商通过参与期货、期权市场，一方面套期保值降低风险，同时也可以套取价差，获得额外利润。近年来，随着期货及其衍生品市场的不断发展，特别是伴随全球流动性过剩，大量的投资银行、投资基金、对冲基金、个人投机者开始涌入大宗商品交易市场，参与期货交易的目的从套期保值转移价格风险逐渐向套取价差的交易行为，农产品交易已从商品贸易行为转变为了金融投资行为。联合国贸易与发展会议（UNCTAD）发布的一份报告①

随着大宗商品金融化趋势的发展，金融投机指出，

行为已经成为大宗商品尤其是能源和金属类大宗商品价格剧烈波动的重要原因，金融投资者在大宗

联合国贸易和发展会议（UNCTAD）：2012年世界投资报告http：//unctad．org/en/Pages/Home．aspx

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商品市场的参与比例已经从20世纪90年代的不足25%，上升到目前超过85%

。

图1国际大宗商品交易主体及买卖方向图

（二）价格形成金融化

传统的国际农产品市场上，生产者参与期货市

场较少，因此期货市场价格波动对生产者的价格预期并没有明显影响。从贸易商或加工商的角度来看，在进行现货贸易的同时，通过参与期货市场进行套期保值来转移季节性变化带来的价格风险，但是期货市场主要是为实物商品交易和生产服务。同时，由于农产品都有大量的库存和再生产，如果没有气候异常等灾害气候，其供需变化不大，因此，价格的波动并不会很剧烈，投机的空间不大。总体来看，在传统的国际农产品市场格局下，农产品价格主要受生产供给、物流仓储、消费需求等产业链的实际因素决定，价格走势比较平稳。但是随着投机资金不断涌入农产品期货市场，货币资本放大了国际农产品价格的波动幅度，最终导致农产品的商品属性不断弱化，金融属性则日益增强，美元贬值、流动性泛滥和通胀预期导致的投机因素成为左右

大宗商品价格的重要力量。根据徐清军（2011）的

测算，资金流动性对商品价格指数的贡献率超过20%，实际产业需求的贡献率约为10%，美元汇率变动的贡献率约为5%，金融属性对大宗商品的价格上涨贡献率远大于商品属性，已经成为国际大宗商品金融化的重要推手。

总体来说，在大宗商品金融化背景下，农产品市场的定价机制由传统的定价方式走向金融化定价。商品期货市场是一个集中、公开、统一以及高度市场化、自由竞争的产物，是作为垄断的对立面出现的，是解决交易双方资讯不对称的最好工具。全球的大宗商品通过成熟的期货市场来定价，就不存在谁垄断定价权，其产生的价格能够最大程度反映全社会对大宗商品的价格预期以及真实的市场供求关系。因此，目前对大多数大宗农产品来说，期货市场是形成基准价格的中心，许多国际大宗农产品价格主要是参考期货市场价格制定。

2005—2012年我国月度农产品贸易条件变动的测算三、

（一）测算方法及数据选取

of-trade，TOT）是衡量一贸易条件指数（Terms-个国家或地区在一定时期内的出口盈利能力和贸

易利益的重要指标。根据不同的衡量角度，常用的有价格贸易条件（NetBarterTermsofTrade，NBTT）、收入贸易条件（IncomeTermsofTrade，

ITT）和要素贸易条件（FactorialTermsofTrade，

FTT）。限于数据获取以及本文研究的目的，只测算前两种，并且重点分析价格贸易条件的变化。

价格贸易条件（NBTT）是指商品的出口价格指数与进口价格指数之比，反映的是单位出口商品能够换回的进口商品的数量，属于一个“效率”指标。

—53—

用公式表示为：

×100%NBTT=PM

（1）

布农产品进出口的月度价格指数，所以本文采取商务部公布的2005年2月至2012年12月的月度进出口价格指数进行测算，为了便于比较分析，价格指数、出口物量指数统一转化为以2005年为基期计算。

2005—2012年，从图2不难看出，我国农产品月度进出口价格指数及CＲB食品价格指数变动的3个指数的走趋势具有明显的阶段性：2008年前，

2008年下势基本一致，并且呈现逐渐上升的态势，半年开始，我国农产品的进出口贸易价格指数跟随

CＲB食品价格指数加速上涨，涨至高点又疯狂下跌，价格呈现剧烈波动的态势，经过2009年的调2010年又开始新一轮上涨，整，而后的2011年、2012年呈现高位震荡趋势。结合国际经贸形势不

2008年的金融危机和此后所采取的量化难判断，

宽松的货币政策对大宗商品市场产生了很大的冲

击。以2008年为分水岭，大宗商品进入了金融化的阶段，其主要特征就是大宗商品价格指数受到流动性泛滥的影响，呈现剧烈波动的态势

。

PX、PM表示一定时期内的出口价格指数和进其中，

口价格指数。一般认为，当NBTT＞1时，表示贸易条件改善，当NBTT﹤1时，表明一国的贸易条件趋于恶化，当NBTT=1时，表明贸易条件无变化。

收入贸易条件指数（IncomeTermsofTrade，ITT）所衡量的是一国在进出口贸易中能够获取的利益（收益）总量的变化情况，其计算公式为：

ITT=

×QXPM

（2）

QX表示物量指数。一般认为，其中，当ITT＞1时，

ITT﹤1时，表明一国的贸易条件趋于改善，表明

一国的贸易条件趋于恶化，当ITT=1时，表明贸易条件无变化。

根据经验判断，大宗商品金融化趋势是在2008年金融危机后开始加剧，为了准确反映这一变化，选取跨越2008年的月度数据计算贸易条件的变化。由于商务部从2005年2月开始统计和公

http：//wms.mofcom.gov.cn/；根据历年《中国月度进出口统计报告—农产品》数据来源：国家商务部网站，数据计算

图22005—2012年我国农产品月度进出口价格指数及CＲB食品分类指数变动

（二）对我国农产品贸易条件指数的分析从我国贸易条件的变动情况来看（见图3），不

2008年上半年以前，我国农产品月度价格难看出，

贸易条件指数和收入贸易条件指数都呈现不断下

降的态势，从2008年下半年开始，两个贸易条件指数均逐步回升到2005年的水平，并且围绕这一水平呈现上下波动，波动的频率明显大于2008年之—54—

前。结合图2，不难发现，无论是我国的进出口价

格指数还是价格贸易条件的变化均以2008年中期为转折点呈现出不同的特征：在2008年6月份前，各类价格指数和贸易条件指数均呈稳态规律性变化，而在2008年6月后，各类价格指数呈现剧烈震荡的金融化特征，而贸易条件指数也随之震荡加剧。通过图2、图3，可得出一个结论：在大宗农产

我国的农产品贸易条件竟趋于品金融化的背景下，

好转（这与很多学者的观点截然相反）。有关这方

面的原因，不妨结合后面的定量分析来深入分析

。

http：//wms.mofcom.gov.cn/；根据历年《中国月度进出口统计报告－农产品》数据来源：国家商务部网站，数据计算

图32005—2012年我国农产品月度贸易条件指数变动

四、国际大宗商品价格波动对我国农产品贸易条件影响的实证检验

（一）变量的选取及ADF检验

从前面的分析中可以看出，我国农产品贸易条

件的变动以及CＲB食品价格指数均以2008年中期为转折点，根据图形观察，不妨以2008年6月为分界点，分别对两个时间段进行实证检验，然后进行对比分析。此外，影响农产品贸易条件的可能性因素还包括人民币对美元汇率的因素。但是根据肖林（2012）、苏明政（2011）等人的研究，在大宗商

表1

时间段2005.2—2008.6

变量ΔLnCＲB1

ΔLnNBTT1ΔLnITT1ΔLnCＲB2

2008.7—2012.12

ΔLnNBTT2ΔLnITT2

品金融化背景下，汇率的波动与大宗商品价格高度相关，因此CＲB食品价格指数已经包含了汇率变动的因素，为了避免多重共线性，去掉该变量。本文选取CＲB食品价格指数作为解释变量，价格贸易条件NBTT和收入贸易条件ITT为被解释变量，分别进行实证分析，检验CＲB食品价格指数对农产品价格贸易条件和收入贸易条件的影响。为了避免异方差，分别对变量取自然对数。

各变量的ADF检验

ADF检验统计值－7.468904－5.782742－9.990028－5.899076－3.635971－6.144319

5%临界值－2.938987－2.938987－2.938987－2.918778－2.918778－2.917650

结论平稳平稳平稳平稳平稳平稳

T，K）检验形式（C，

（C，0，1）（C，0，1）（C，0，1）（C，0，1）（C，0，1）（C，0，1）

T，K）分别表示ADF检验包含常数项、注：本表中ADF检验采用eviews7.2软件计算，检验形式（C，时间趋势和滞后项；D表示差分算子

（二）协整检验

因为各变量都是非平稳变量，且都是一阶单

Granger两步法对序列进行协整，因此采用Engle-整检验，排除伪回归现象。首先以2005年2月至

2008年6月时间段的价格贸易条件NBTT1为被解

释变量，以CＲB1大宗农产品价格指数为解释变量进行回归，结果如下：