本文關鍵詞：大宗商品金融化對我國農產品貿易條件的影響，由筆耕文化傳播整理發布。

大宗商品金融化對我國農產品貿易條件的影響

□李書彥

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全球大宗商品價格波動加劇，金融化特征十分明顯。本文內容提要：2008年金融危機以來，

在分析2005—2012年我國月度農產品貿易條件指數變動的基礎上，通過實證檢驗證明:2008年前，我國農產品價格貿易條件與CＲB(美國商品調查局，下同)食品價格指數之間存在穩定的均衡關系，兩者顯著負相關，并且CＲB食品價格指數上漲是我國農產品貿易條件惡化的Granger原因;2008年后，我國農產品價格貿易條件雖然波動頻繁，但總體卻趨于優化，貿易條件與CＲB食品價格指數不存在線性相關。結合我國實際分析得出結論:大宗商品金融化盡管帶來了農產品價格的大幅度波動和市場風險，但是其價格發現功能使我國農產品價格與國際市場接軌，因此價格貿易條件得以優化。

關鍵詞：大宗商品;金融化;農產品;貿易條件

DOI:10.13246/j.cnki.iae.2014.04.008

一、引言

全球大豆進口的50%以上。在我國農產品進出口

規模日益增加的情況下，國際大宗商品價格波動勢必對我國農產品的貿易條件產生較大的影響。因此，對大宗商品金融化與中國農產品貿易條件之間的關系進行深入研究，具有較強的現實意義。

商品金融化的問題由來已久。雖然很多學者在研究過程中使用“商品金融化”或者“大宗商品金融化”這樣的表述，但對于商品金融化卻一直沒有嚴格的定義。有的文獻把金融機構涌入商品期貨市場的現象稱為商品期貨市場的“金融化”（Domanski等，2007），這僅僅是關注到金融資本對期貨市場的影響，并沒有涉及到商品貿易領域。從實體經濟角度來看，金融化是指各類經濟主體日益通過金融途徑而非貿易和商品生產途徑獲取利潤的積累模式，這種現象明顯改變人們的經濟行為，并影響實體經濟，加速或阻礙實體經濟活動的發展（GretaＲ.Krippner，2005）。由于具有標準化、可交

2008年，由美國次貸危機引發的金融危機蔓

延全球。為了刺激經濟，世界各國紛紛采取了較寬松的貨幣政策，致使全球流動性過剩，大量資金流入大宗商品市場，商品期貨及期權投資規模急劇增長。在市場供需沒有發生重大變化的情況下，，包括農產品在內的大宗商品價格在短時期內暴漲暴跌，呈現出明顯的金融化現象。在此背景下，大宗商品的價格不僅反映了商品市場基本供需的變化，也反映了大量貨幣資本頻繁的投機行為，其波動更加劇烈，對經濟發展、國際貿易的影響也更錯綜復雜。中國作為世界上最大的農產品生產和消費國，農產品進出口規模持續上升，占世界農產品貿易的比重不斷提高。2012年，我國農產品進出口總額為1757.7億美元，同比增長12.9%。其中，出口632.9億美元，同比增長4.2%；進口1124.8億美元，同比增長18.6%。在某些品種上，中國已經具有舉足輕重的作用。以大豆為例，中國目前已經占

項目來源：浙江省哲學社會科學規劃項目（編號：13NDJC084YB），浙江省社會科學重點研究基地項目（編號：JDJS01YB），浙江省科協

浙江省商業經濟學會項目（編號：2012SJZD001），寧波市軟科學項目（編號：2013A10049）軟科學項目（編號：KX13C－13），

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金融資本參易、易儲存并且具有廣泛的使用價值，

與大宗商品交易的動機非常強烈。在經濟全球化與金融化的帶動下，大宗商品的價格走勢不僅僅是現貨的供求關系所能決定的，其更多的是反映金融2011）。特別是近年來國際商品的特點（史晨昱，

大宗商品市場表現出明顯的金融化特征，其主要原因包括商品指數交易者和對沖基金等機構投資者的進入、全球寬松的貨幣政策及新興市場國家經濟的快速增長等，其后果是大宗商品市場與金融市場間價格波動的跨市場傳染與放大、商品價格影響因素的復雜化對期貨市場價格發現和套期保值功能

2012）。在農產品領域，的干擾等（張雪瑩等，尤其是糧食與石油、礦產資源等其他大宗商品一樣越來

越具有金融化的趨勢，糧食衍生品市場價格的急劇2012）。波動是其主要表現（李援亞，

從微觀來看，國際大宗商品價格的劇烈波動對企業的貿易和生產帶來了很大影響，加劇了企業的市場風險。但是，從宏觀的角度來看，大宗商品價格波動對我國大宗商品貿易條件的影響如何？多數研究認為，國際大宗商品價格波動對中國貿易條2010；劉喜和，2012）。件的影響較顯著（喬寶華等，從變動方向來看，國際大宗商品價格波動與我國出口形勢的變動具有一定程度的一致性，特別2000

年后，我國出口形勢受國際大宗商品價格的影響變

得較明顯（中國人民銀行重慶營管部課題組，2009）。從反映貿易利益的貿易條件指數來看，國際大宗商品價格波動是影響我國價格貿易條件異常波動的原因之一，但是相對于國內通貨膨脹、人民幣匯率變化以及國內市場產出缺口等因素來說，大宗商品價格對我國價格貿易條件的影響并不大，呈現一定的負相關；而國際大宗商品價格對我國收入貿易條件的影響始終處于負向沖擊狀態，影響較2012）。顯著（劉喜和，

綜上所述，大宗商品金融化已經逐漸從一種經濟現象逐漸進入理論研究范疇，已有不少文獻研究了大宗商品金融化對宏觀經濟和我國貿易條件的影響。但是以上研究要么是立足于大宗商品金融化，研究其產生的根源及影響，要么是研究大宗商品貿易條件的變化趨勢及影響的主要因素，鮮有文獻把兩者綜合起來，針對性地研究大宗商品金融化對我國大宗商品尤其是農產品貿易條件的影響。本文將從理論上分析大宗商品金融化條件下國際農產品市場的運行機理，在此基礎上進行實證研究，檢驗大宗商品金融化背景下CＲB食品價格指數與我國農產品貿易條件之間的關系。

二、大宗商品金融化背景下國際農產品市場運行機制

（一）交易主體金融化

傳統的國際農產品市場中的交易對象主要由

生產鏈條上的生產者（農戶）、農產品貿易商、農產品加工企業、農產品零售商和消費者構成（見圖1）。生產主體是分散的農戶或農場主，一般情況農戶的產品由貿易商收購并且缺乏議價能力，也基本不參與期貨市場的套期保值，而農場主的生產集約化、規模化程度較高，可將生產的農產品直接出售給制造商從而具有一定的議價能力，在美國、加拿大、澳大利亞等發達國家，農場主普遍具有參與期貨套期保值的條件與動機。貿易商在傳統的國際農產品市場體系中主要依靠收購與轉售的價差獲利，然而在農產品市場信息日益透明的情況下，價差空間不斷被壓縮，傳統的盈利模式難以為繼，迫

①

使貿易商不斷擴大貿易規模。規模的擴大進一步

增大了價格波動的風險，因此貿易商通過參與期貨、期權市場，一方面套期保值降低風險，同時也可以套取價差，獲得額外利潤。近年來，隨著期貨及其衍生品市場的不斷發展，特別是伴隨全球流動性過剩，大量的投資銀行、投資基金、對沖基金、個人投機者開始涌入大宗商品交易市場，參與期貨交易的目的從套期保值轉移價格風險逐漸向套取價差的交易行為，農產品交易已從商品貿易行為轉變為了金融投資行為。聯合國貿易與發展會議（UNCTAD）發布的一份報告①

隨著大宗商品金融化趨勢的發展，金融投機指出，

行為已經成為大宗商品尤其是能源和金屬類大宗商品價格劇烈波動的重要原因，金融投資者在大宗

聯合國貿易和發展會議（UNCTAD）：2012年世界投資報告http：//unctad．org/en/Pages/Home．aspx

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商品市場的參與比例已經從20世紀90年代的不足25%，上升到目前超過85%

。

圖1國際大宗商品交易主體及買賣方向圖

（二）價格形成金融化

傳統的國際農產品市場上，生產者參與期貨市

場較少，因此期貨市場價格波動對生產者的價格預期并沒有明顯影響。從貿易商或加工商的角度來看，在進行現貨貿易的同時，通過參與期貨市場進行套期保值來轉移季節性變化帶來的價格風險，但是期貨市場主要是為實物商品交易和生產服務。同時，由于農產品都有大量的庫存和再生產，如果沒有氣候異常等災害氣候，其供需變化不大，因此，價格的波動并不會很劇烈，投機的空間不大。總體來看，在傳統的國際農產品市場格局下，農產品價格主要受生產供給、物流倉儲、消費需求等產業鏈的實際因素決定，價格走勢比較平穩。但是隨著投機資金不斷涌入農產品期貨市場，貨幣資本放大了國際農產品價格的波動幅度，最終導致農產品的商品屬性不斷弱化，金融屬性則日益增強，美元貶值、流動性泛濫和通脹預期導致的投機因素成為左右

大宗商品價格的重要力量。根據徐清軍（2011）的

測算，資金流動性對商品價格指數的貢獻率超過20%，實際產業需求的貢獻率約為10%，美元匯率變動的貢獻率約為5%，金融屬性對大宗商品的價格上漲貢獻率遠大于商品屬性，已經成為國際大宗商品金融化的重要推手。

總體來說，在大宗商品金融化背景下，農產品市場的定價機制由傳統的定價方式走向金融化定價。商品期貨市場是一個集中、公開、統一以及高度市場化、自由競爭的產物，是作為壟斷的對立面出現的，是解決交易雙方資訊不對稱的最好工具。全球的大宗商品通過成熟的期貨市場來定價，就不存在誰壟斷定價權，其產生的價格能夠最大程度反映全社會對大宗商品的價格預期以及真實的市場供求關系。因此，目前對大多數大宗農產品來說，期貨市場是形成基準價格的中心，許多國際大宗農產品價格主要是參考期貨市場價格制定。

2005—2012年我國月度農產品貿易條件變動的測算三、

（一）測算方法及數據選取

of-trade，TOT）是衡量一貿易條件指數（Terms-個國家或地區在一定時期內的出口盈利能力和貿

易利益的重要指標。根據不同的衡量角度，常用的有價格貿易條件（NetBarterTermsofTrade，NBTT）、收入貿易條件（IncomeTermsofTrade，

ITT）和要素貿易條件（FactorialTermsofTrade，

FTT）。限于數據獲取以及本文研究的目的，只測算前兩種，并且重點分析價格貿易條件的變化。

價格貿易條件（NBTT）是指商品的出口價格指數與進口價格指數之比，反映的是單位出口商品能夠換回的進口商品的數量，屬于一個“效率”指標。

—53—

用公式表示為：

PX

×100%NBTT=PM

（1）

布農產品進出口的月度價格指數，所以本文采取商務部公布的2005年2月至2012年12月的月度進出口價格指數進行測算，為了便于比較分析，價格指數、出口物量指數統一轉化為以2005年為基期計算。

2005—2012年，從圖2不難看出，我國農產品月度進出口價格指數及CＲB食品價格指數變動的3個指數的走趨勢具有明顯的階段性：2008年前，

2008年下勢基本一致，并且呈現逐漸上升的態勢，半年開始，我國農產品的進出口貿易價格指數跟隨

CＲB食品價格指數加速上漲，漲至高點又瘋狂下跌，價格呈現劇烈波動的態勢，經過2009年的調2010年又開始新一輪上漲，整，而后的2011年、2012年呈現高位震蕩趨勢。結合國際經貿形勢不

2008年的金融危機和此后所采取的量化難判斷，

寬松的貨幣政策對大宗商品市場產生了很大的沖

擊。以2008年為分水嶺，大宗商品進入了金融化的階段，其主要特征就是大宗商品價格指數受到流動性泛濫的影響，呈現劇烈波動的態勢

。

PX、PM表示一定時期內的出口價格指數和進其中，

口價格指數。一般認為，當NBTT＞1時，表示貿易條件改善，當NBTT﹤1時，表明一國的貿易條件趨于惡化，當NBTT=1時，表明貿易條件無變化。

收入貿易條件指數（IncomeTermsofTrade，ITT）所衡量的是一國在進出口貿易中能夠獲取的利益（收益）總量的變化情況，其計算公式為：

ITT=

PX

×QXPM

（2）

QX表示物量指數。一般認為，其中，當ITT＞1時，

ITT﹤1時，表明一國的貿易條件趨于改善，表明

一國的貿易條件趨于惡化，當ITT=1時，表明貿易條件無變化。

根據經驗判斷，大宗商品金融化趨勢是在2008年金融危機后開始加劇，為了準確反映這一變化，選取跨越2008年的月度數據計算貿易條件的變化。由于商務部從2005年2月開始統計和公

http：//wms.mofcom.gov.cn/；根據歷年《中國月度進出口統計報告—農產品》數據來源：國家商務部網站，數據計算

圖22005—2012年我國農產品月度進出口價格指數及CＲB食品分類指數變動

（二）對我國農產品貿易條件指數的分析從我國貿易條件的變動情況來看（見圖3），不

2008年上半年以前，我國農產品月度價格難看出，

貿易條件指數和收入貿易條件指數都呈現不斷下

降的態勢，從2008年下半年開始，兩個貿易條件指數均逐步回升到2005年的水平，并且圍繞這一水平呈現上下波動，波動的頻率明顯大于2008年之—54—

前。結合圖2，不難發現，無論是我國的進出口價

格指數還是價格貿易條件的變化均以2008年中期為轉折點呈現出不同的特征：在2008年6月份前，各類價格指數和貿易條件指數均呈穩態規律性變化，而在2008年6月后，各類價格指數呈現劇烈震蕩的金融化特征，而貿易條件指數也隨之震蕩加劇。通過圖2、圖3，可得出一個結論：在大宗農產

我國的農產品貿易條件竟趨于品金融化的背景下，

好轉（這與很多學者的觀點截然相反）。有關這方

面的原因，不妨結合后面的定量分析來深入分析

。

http：//wms.mofcom.gov.cn/；根據歷年《中國月度進出口統計報告－農產品》數據來源：國家商務部網站，數據計算

圖32005—2012年我國農產品月度貿易條件指數變動

四、國際大宗商品價格波動對我國農產品貿易條件影響的實證檢驗

（一）變量的選取及ADF檢驗

從前面的分析中可以看出，我國農產品貿易條

件的變動以及CＲB食品價格指數均以2008年中期為轉折點，根據圖形觀察，不妨以2008年6月為分界點，分別對兩個時間段進行實證檢驗，然后進行對比分析。此外，影響農產品貿易條件的可能性因素還包括人民幣對美元匯率的因素。但是根據肖林（2012）、蘇明政（2011）等人的研究，在大宗商

表1

時間段2005.2—2008.6

變量ΔLnCＲB1

ΔLnNBTT1ΔLnITT1ΔLnCＲB2

2008.7—2012.12

ΔLnNBTT2ΔLnITT2

品金融化背景下，匯率的波動與大宗商品價格高度相關，因此CＲB食品價格指數已經包含了匯率變動的因素，為了避免多重共線性，去掉該變量。本文選取CＲB食品價格指數作為解釋變量，價格貿易條件NBTT和收入貿易條件ITT為被解釋變量，分別進行實證分析，檢驗CＲB食品價格指數對農產品價格貿易條件和收入貿易條件的影響。為了避免異方差，分別對變量取自然對數。

各變量的ADF檢驗

ADF檢驗統計值－7.468904－5.782742－9.990028－5.899076－3.635971－6.144319

5%臨界值－2.938987－2.938987－2.938987－2.918778－2.918778－2.917650

結論平穩平穩平穩平穩平穩平穩

T，K）檢驗形式（C，

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

T，K）分別表示ADF檢驗包含常數項、注：本表中ADF檢驗采用eviews7.2軟件計算，檢驗形式（C，時間趨勢和滯后項；D表示差分算子

（二）協整檢驗

因為各變量都是非平穩變量，且都是一階單

Granger兩步法對序列進行協整，因此采用Engle-整檢驗，排除偽回歸現象。首先以2005年2月至

2008年6月時間段的價格貿易條件NBTT1為被解

釋變量，以CＲB1大宗農產品價格指數為解釋變量進行回歸，結果如下：

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