金融开放背景下商品金融化的经济缓冲效应检验与机制分析

刘用明，邵 航

（四川大学 经济学院，成都 610065）

0 引言

商品金融化是21世纪以来全球经济金融化的重要表现，诸多文献发现全球商品金融化的主要特征包括：商品体现金融属性，商品价格波动率上升，机构投资者或投机者的参与度提升，商品指数化投资盛行，不同种类商品间价格联动性增强，商品市场与金融市场价格水平关联性提高等[1—3]。在金融开放的背景下，资本逐利的特性驱使跨境资本在经济体间加速流动，特别是流入兼具超额收益和风险溢价的大宗商品市场。在中国金融市场对外开放过程中，外资准入限制逐渐放宽，特别是大宗商品期货市场中引入境外投资者的特定品种数量持续增长。因此，厘清商品金融化对宏观经济的作用机制并完善风险监测与防控的制度安排具有重要理论意义和现实价值。

商品金融化现象表现为商品价格运行规律违背市场供需关系并与资本聚集高度相关[4]，而资本逐利是金融化现象产生的本质[5]。在宏观理论框架中纳入商品金融化因素，能有效解释物价波动受商品金融化因素影响而加剧，以及商品金融化促使存量库存泡沫的形成[6]。金融机构投资者的指数投资促使商品期货之间关联性增强，商品金融化通过金融市场传递冲击，商品期货价格、商品现货价格和商品库存均随金融化而上涨[2]。此外，虽然金融开放对经济增长的促进作用已被广泛讨论[7—9]，但鲜有文献研究在金融开放背景下商品金融化的形成机制及其宏观经济效应。在商品金融化因素通过金融市场传递宏观经济效应的理论前提下，金融市场效率能否以及如何起到稳定效果值得重点关注。因此，本文在动态随机一般均衡（DSGE）模型的研究框架下，引入金融机构商品投资决策机制，为商品金融化的成因提供微观基础。在此基础上，进一步探究商品金融化在不同金融开放程度和金融市场效率下的经济缓冲效应。

1 模型构建

本文在Bernanke 和Gertler（1989）[10]的模型（BGG 模型）基础上，引入同时投资于金融资产和商品的金融机构，研究商品金融化的成因和经济缓冲效应；同时，在国际金融市场引入金融开放程度参数，重点关注金融开放程度和金融市场效率在商品金融化影响宏观经济波动中的重要作用。

1.1 金融机构

本文模型中商品是一类资产，可作为金融机构投资标的之一[11]。企业发行股票以筹集购买生产所需资本品和雇佣劳动力的资金。企业向金融机构融资的过程不存在摩擦，但金融机构向投资者募集资金时将面临信贷约束。金融市场存在两种合约：金融机构和投资者之间的贷款合约以及企业和金融机构之间的股权合约。当金融机构净资产N不能满足其商品投资和股票投资需求时，则与投资者签订贷款合约以募集资金。

1.1.1 金融机构与投资者之间的贷款合约

由于金融机构的投资回报会受到异质性冲击ω的影响，投资收益取决于其投资决策与风险管理能力。因此，若投资者希望与特定金融机构签订信贷合约，则须承担管理成本，该费用设定为该金融机构总资产中的固定比例μ，μ∈(0，1)。

对于冲击ωi而言，存在一个阈值ωˉi使得当ωi≥ωˉi时，金融机构i能通过足够的利润来偿还投资者；但当ωi＜ωˉi时，则会违约。ωˉi满足以下条件：

令Γ(ωi)∈(0，1)，表示金融机构i投资回报率中归属于投资者的份额。则有Γ(ωˉi)RF(QSi+pxiF)=G(ωˉi)RF(QSi+pxiF)+(1-F(ωˉi))Zi(QSi+pxiF-Ni) ，其 中，(ω) dω。代入式（1）可得Γ(ωˉi)=G(ωˉi)+(1-F(ωˉi))ωˉi。在考虑投资者管理成本的情况下，金融机构投资收益率中流向投资者的净份额为：

仅当期望收益率高于无风险利率R时，投资者才会与金融机构签订贷款合约。因此，预期约束可写成：

1.1.2 金融机构的商品投资

该参数表示金融机构投资商品的比例，即商品金融化程度，为本文重点关注参数之一。由于各金融机构有相同的理性预期，各金融机构均以相同的τt做出投资决策，因此汇总所有金融机构的投资收益率为：

1.1.3 金融机构净资产动态平衡

金融机构的净资产总额取决于上述合约中的总收入（Vt）和劳动收入（WF，t）：

1.2 家庭部门

代表性家庭选择消费、劳动力供应和信贷决策，以最大化其效用函数。假设居民的效用函数形式如下：

其中，Ct为t时刻的消费，LC，t为t时刻劳动力供给，β为折现因子，χ为劳动力供给跨期替代弹性的倒数。代表性家庭面临的预算约束为：

其中，Bt为第t期的实际借贷，Wt为第t期的实际工资，Rt为第t期的借贷利率，Πt为第t期的企业利润。代表性家庭效用最大化问题的一阶条件是欧拉方程（式（16））和消费与劳动的同期替代条件（式（17））：

1.3 中间品生产企业

假设存在中间商品企业j∈[0,1]生产价格为Pt(j)的差异化中间商品γt(j)。最终产品企业用中间商品生产最终产品，且满足以下CES函数：

其中，Yt和Yt(j)分别为最终产品产量和中间商品j的产量，中间商品间的替代弹性ε＞1。为达到利润最大化，最终产品企业对每种中间商品的需求和相应的价格指数应满足：

假设企业在第t-1期期末购买第t期生产所需资本，并于第t期末将未折旧资本售出。因此，其成本最小化问题的一阶条件为：

其中，ηt为商品价格外生冲击，是本文重点关注的外生冲击来源。假设企业遵循Calvo定价机制：在每一期，有(1-θ)个企业能够调整价格，也就是对任一企业而言，有θ的概率将忍受价格粘性而无法调整产品价格。因此，最优重置定价的一阶条件为：

因此，相应的价格指数应满足：

1.4 资本品生产企业

1.5 国际金融市场

在均衡市场无套利条件[14]及在完全开放的金融市场中的国内外利率通过无抛补利率平价条件[9]下：

其中，γ∈[0,1]为利率调整的惯性参数，用以衡量金融市场摩擦程度。γ值越大，表示国内利率调整速度越缓慢，因而反映出金融市场中存在更多的摩擦因素；反之，当金融市场无摩擦时，国内利率能够迅速调整，γ值将趋向于0。该参数衡量的金融市场效率为本文重点关注的参数之一。

在考虑金融市场效率的同时，为进一步引入金融开放程度，本文基于经典理论分别在两种极端情况下推导利率与名义汇率，并通过金融开放程度参数将上述两种极端情况下的表达式推广至一般情形。名义汇率在金融市场完全开放假设[15]下满足：

其中，参数α1、α2和α3分别表示汇率调整惯性、汇率对货币供应量的敏感度和汇率对总产出的敏感度。式（35）和式（36）分别描述了完全开放金融市场中名义利率与汇率的表达式。对应地，在完全封闭的金融市场中的表达式为：

其中，cat为经常账户余额，α4和α5分别为名义汇率惯性和名义汇率对经常账户变动的敏感度。根据完全封闭与完全开放金融市场两个极端情形加权表示，可以得出一般情形下的表达式：

其中，金融开放程度参数ψ∈[0,1]为本文重点关注的参数之一。当ψ取值为1 时，表明金融市场完全开放；反之在完全封闭的金融市场中，ψ取值为0；ψ取值越大说明对应的金融市场开放程度也越高。

1.6 货币政策与资源约束

货币当局遵循标准泰勒规则，即：

其中，不含时间下标的变量表示均衡值。Fisher方程Rt+1=Et[itπ]t+1确定名义利率和实际利率之间的关系。在任一时期，经济体所有产出的商品等价于消费、投资、企业生产、金融机构商品投资和投资者管理成本。因此，资源约束满足以下方程：

2 参数校准与数值模拟分析

2.1 参数校准

在模型参数校准方面，本文参考经典理论模型的参数设定。与多数文献一致，本文设置折现系数β为0.99，劳动力供给的Frisch 弹性倒数χ为3，资产折旧率δ和资本成本调整参数设定为2.5%，中间品生产企业的劳动投入份额1-α为0.64。中间品ε设定为6，价格黏性概率参数θ设定为0.75。参照BGG模型，金融机构的劳动投入份额ΩF设定为0.01，金融机构违约率F（ωˉ）设定为0.75%，均衡状态下的金融机构风险溢价RK-R设定为1%。在满足RK=Rx的情况下，商品的仓储成本相关参数b、φ和便利收益κ分别设定为0.97、0.3 和-0.08[16]。生产中资本与商品投入间的替代弹性参数v设定为0.7[12]，再根据IMF商品价格指数中的权重系数，得到均衡状态下资本与商品之比K x=200×0.631=126.2。商品在中间品企业生产函数中的重要性程度参数a设定为0.006。由对数正态分布特征和金融机构最优化问题一阶条件可得均衡状态的异质性冲击阈值ωˉ和σ2，故管理成本参数μ、金融机构存续概率γF均能计算得到。货币政策规则中参数参照已有文献，将ρI设定为0.8，φπ、φY和φq分别设定为1.5、0.1 和0.5。通过贝叶斯估计得到商品价格自回归参数ρ为0.976。各参数取值见表1。

表1 模型参数校准

根据美国商品期货委员会（CFTC）在2007—2015年的季度报告，金融机构的商品衍生合约净多头头寸价值占总资产比重的均值为1.1%。2020年末中国期货及其子公司私募资产管理规模在私募基金规模中占比约为1.3%，此外，2019—2020 年，中国商品ETF 持有份额中机构投资者占比从28.04%增加至29.77%。结合市场数据与商品金融化增长趋势，本文将商品金融化参数τ的均衡状态值设定分为较低程度、中等程度和较高程度，分别取值为0.01、0.1和0.3。金融开放程度参数ψ的理论分布区间为[0,1]，分别设定其取值为0.1、0.5 和0.9，分别对应较低、中等和较高金融开放程度。金融市场效率相关的金融摩擦参数γ的理论分布区间为[0,1]，金融市场较低、中等和较高效率分别取值为0.1、0.5和0.9。

2.2 数值模拟

本文将经典的“金融加速器”理论模型视为“不包含商品金融化的模型”；而引入金融机构商品投资决策机制的模型则被称作“包含商品金融化的模型”，两者的模拟结果如图1所示。模型设定为不包含金融开放因素，即完全封闭的经济体不存在跨境资本流动。商品价格外生冲击在不包含商品金融化的模型中引起短期通货膨胀率上升、资本价格上涨、投资收益率先升后降、总投资和总产出增长，经济体短期波动加剧。作为对比，包含商品金融化的模型的宏观经济变量在商品价格外生冲击下的波动更小，且恢复均衡状态用时更短。具体而言，当出现正向的商品价格外生冲击时，商品投资收益率RX随商品价格上升而增长（式（9）），而商品需求随商品价格上升而下降，对应的资本投资收益率RK随之下降（式（27）、式（28））。因此RK和RX呈现反向变动关系，金融机构的商品投资对冲了其对股票投资所带来的风险。如果金融机构不进行商品投资，即在不包含商品金融化的模型中，那么其总投资收益率RF就会下降。然而，在包含商品金融化的模型中，正是由于商品投资收益率RX的提升，使得投资商品的金融机构总投资收益率RF下降的幅度将小于不投资商品的金融机构，最终达到了以商品投资对冲股票投资风险的目的。本文模型中金融机构以商品为一种资产类别进行商品投资的行为，能很好地解释现实中金融机构应用商品期货等金融衍生品对冲股票价格波动的事实。金融机构通过商品投资分散其原本集中于股权市场的投资风险。

图1 不同模型下的商品价格外生冲击响应

控制金融开放程度和金融市场效率，不同商品金融化程度的模拟结果表明，金融化程度越高的经济体中核心变量的波动越大。冲击响应模拟结果表明，较低程度商品金融化的经济体在面对商品价格外生冲击时仅在商品收益率上有直接反映，而对其他经济核心变量影响甚微。中等程度商品金融化具有经济缓冲效应。在遭受商品价格外生冲击时，通过金融市场高收益率吸引资本流入，提升短期投资收益率和总投资，带动金融机构净资产增长和经济体总产出的增长。但较高程度商品金融化将引发金融资源在商品价格外生冲击后集中涌入商品市场而资本投资收益率急剧下降，最终导致经济体总投资的持续负增长和总产出的大幅波动。

控制商品金融化程度和金融市场效率，不同金融开放程度的模拟结果表明，商品价格短期正向冲击引发当期商品投资收益率提升而随后回归均衡，此为商品价格外生冲击的直接影响。在金融开放程度较高的经济体中，短期商品价格外生冲击的滞后影响将带来均值回归矫枉过正的现象，即滞后数期商品收益率由正转负后，再缓慢调整回均值。该现象表明在金融开放过程中，短期资本逐利的本质有加剧商品投资收益率波动的倾向，而商品金融化则为境外资本流入提供渠道。资本收益率受商品价格短期冲击的响应同样为此提供佐证。相比商品收益率而言，资本收益率的波动幅度更大。特别是在金融开放程度较高的经济体中，资本收益率的当期正向偏离幅度和均值回归前的负收益率峰值均大于中等和较低金融开放程度的经济体。类似响应出现在投资收益率、总产出和总投资等变量上，共同揭示了金融开放具有放大短期冲击对经济体核心变量影响力的作用。

控制商品金融化程度和金融开放程度，不同金融市场效率的模拟结果表明，在相同商品价格短期冲击下，金融市场效率对模型核心变量的冲击响应影响显著，其中，低效率金融市场甚至出现核心变量反向变动情形。商品金融化的经济缓冲效应在较低效率金融市场中失效，成为造成该模拟结果的重要原因。

3 机制分析

3.1 金融开放的调节机制

金融开放程度调节跨境资本流动，通过资本管制政策、汇率税率政策等方式调节跨境资本流动成本，最终调节东道国商品金融化的经济缓冲效应。资本管制作为金融开放程度的反向指标，分别从实际成本和信号效应两个角度产生直接影响和间接影响。其中，跨境资本流动的实际成本受到税收政策的直接影响，行政手段同样可限制跨境资本流入流出额度，使得超过限定额度的资金流动成本趋于无穷大，从而控制跨境资本在东道国金融市场流动。另外，资本管制政策亦可通过收紧或放松管制向投资者释放信号，从而影响其对跨境金融资产交易的预期收益和持有规模预期。

金融开放程度调节整个经济体的商品金融化经济缓冲效应强度，金融开放程度越高，商品金融化的经济影响力越会被放大。从经济体宏观变量的响应结果来看，金融开放程度的提高提升了商品金融化的影响力，较低程度商品金融化的经济体中随着金融开放程度加深，短期商品价格外生冲击的经济波动将加剧，呈现与更高程度商品金融化的经济体类似的响应。反之，降低金融开放程度能在一定程度上限制商品金融化的经济缓冲效应影响力，但降低金融开放程度的调节效果远不如提升金融开放程度。因此，如果把金融开放过程看成是从完全封闭到完全开放的均匀过程，那么金融开放对商品金融化经济缓冲效应起到的调节机制就是非对称的，在越接近完全金融开放的环境下，金融开放对商品金融化经济缓冲效应的调节效果越显著。

3.2 金融市场效率的稳定机制

金融市场效率作为金融市场平稳运行的基础保障，有助于稳定商品金融化的经济缓冲效应。金融市场摩擦在数量上直接提高交易成本，在时间上间接降低信息传递的及时性，因此，常被用作金融市场效率的反向指标。此外，市场信息不对称和商品价格黏性或价格弹性也会影响金融市场资源配置效率。理论上，只有基于高效的金融市场，才能及时准确地让商品价格信息在经济体各部门间有效传递，以实现商品金融化的经济缓冲效应。

金融市场效率的稳定机制为商品金融化的经济缓冲效应提供保障，越低效率的金融市场越难以发挥商品金融化的经济缓冲效应，甚至由于定价低效性与时滞性而无法对金融资源进行有效配置，造成总产出大幅下降和总投资持续低于均衡状态等消极影响。金融市场摩擦将制约金融市场资金配置效率，从而阻碍金融资源跨市场流动，导致商品投资收益性无法在金融市场有效传递。受此影响，在较低效率的金融市场中，商品价格外生冲击发生后的总投资增量会随金融市场效率降低而下滑，最终引起经济波动，符合金融加速器理论[10]。反之，较高效率的金融市场能如预期传导商品金融化的经济影响，但相较于中等效率的金融市场，金融市场效率降低导致核心变量变动的幅度远大于金融市场效率提升。因此，如果把金融市场效率提升看成是从低效率到高效率变化的均匀过程，那么金融市场效率的稳定机制就为商品金融化的经济缓冲效应提供了非对称的保障，越低效的金融市场会导致商品金融化的经济缓冲效应越不稳定。

4 结论

本文基于金融机构的商品投资决策机制，构建了包含商品金融化因素的动态随机一般均衡（DSGE）模型，分析不同金融开放程度和金融市场效率下，商品金融化的经济缓冲效应。系统模拟结果清晰展现了商品金融化因素在金融开放下通过金融市场对商品价格外生冲击的传导机制。研究结果表明：在宏观经济面对商品价格外生冲击时，适度的商品金融化具有经济缓冲效应，而过度商品金融化将引起资本投资收益率下降，导致投资持续负增长和经济波动加剧；金融开放的调节机制和金融市场效率的稳定机制分别非对称地影响商品金融化的经济缓冲效应，其中，在越接近完全金融开放的环境下，商品金融化的经济缓冲效应越显著，而越低的金融市场效率会导致商品金融化的经济缓冲效应越不稳定。