全球流动性对石油价格冲击影响的研究

摘要：本文使用全球流动性、石油价格等变量构建向量自回归模型。格兰杰因果检验表明全球流动性与石油价格因果关系显著；对比金融危机爆发前期和包含金融危机的总体期间的脉冲响应函数图，可以得出结论：总体上，全球流动性对石油价格具有微小负向冲击影响，金融危机对石油价格的波动具有强化作用。本文的政策建议是协调全球主要经济体的货币政策和经济增长战略，并努力建立全球性石油贸易体系以稳定石油价格。

关键词：全球流动性；石油价格；金融危机；向量自回归模型

中图分类号：F407.22 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）05-000-04

一、引言

全球流动性过剩是当前的热门话题，其与资产价格的密切关系近年来受到学术界广泛关注。

自2001年起，全球流动性一直保持扩张态势。在过去的10年中，全球广义货币总量与GDP的比值（通常用于衡量是否存在流动性过剩的指标）由8.5上升至14，上升了近65%。2001年至2010年全球流动性状况如图1所示。石油是一种特殊的资产：作为实物资产，价格主要受到供求关系的影响，流动性影响其名义价格；作为金融资产，其实际价格在很大程度上受投资者预期的影响，如金融危机。近十年来，石油价格除受金融危机影响外，整体呈上涨趋势。2001年至2010年WTI原油期货价格的波动情况如图2所示。目前，石油价格不断攀升、波动频繁，同时全球流动性过剩日益严重，金融危机的影响仍在持续，因此研究全球流动性对石油价格冲击的影响，对如何稳定全球经济、为防范金融危机提出政策建议具有重要意义。

本文具体结构如下：首先论述流动性与资产价格关系的文献综述，随后构建VAR模型进行实证研究，具体采取格兰杰因果关系检验和脉冲响应函数等分析工具；最后提出结论和政策建议。

图1 全球流动性状况

图2 石油价格水平

二、文献综述

1.流动性及其衡量的界定

目前学术界对流动性的定义尚未达成一致。国外方面Kyle（1985）[1]、Baks和Kramer（1999）[2]、Rasmus Rüffer和Livio Stracca（2006）[3]；国内方面彭兴韵（2007）[4]、北京大学中国经济研究中心宏观组（2008）[5]、易宪容和王国刚（2010）[6] 分别从不同角度定义、区分。关于流动性的度量，多数学者从市场流动性、银行流动性和货币流动性三个不同层次分别进行考虑：朱庆（2006）[7] 、Marc Hallin等（2010）[8]对市场流动性进行定义和运用；Adrian、Shin（2007）[9]和陆磊（2007）[10]则使用银行系统流动性进行研究；Baks和Kramer（1999）[2]、余永定（2002）[11]、北京大学中国经济研究中心宏观组（2008）[5]以及Ansgar Belke等（2010）[12]则从货币角度对流动性进行定义和使用。

本文采用全球、广义和货币的流动性定义，并采用Ansgar Belke等对全球货币流动性的度量方法，即全球主要经济体的广义货币总量按一定的方法和原则计算指数变量，这样得到的流动性更具有一般性和综合性。

2.关于广义货币流动性与资产价格关系的研究

关于广义货币流动性影响资产价格的理论方面，经济学家最常用的工具是货币数量理论。传统的货币数量理论认为货币是中性的，一般包括现金交易数量说和现金余额数量说两种，二者皆认为在一定假设条件下货币供应量是价格水平的唯一决定因素；凯恩斯的货币理论则认为货币是非中性的，政府可以通过货币政策的调节可以改善实体经济，并引起一定程度上的价格变动。

目前学术界对于货币流动性与资产价格之间的关系并没有达成一致意见。多数学者认为流动性与资产价格具有相互作用关系。国外方面研究市场流动性对资产价格影响较多，货币流动性与资产价格的关系近年备受关注。Ansgar Belke等认为流动性对资产价格的影响程度与资产的供给弹性有关，供给弹性较大的资产受到流动性冲击的影响较为平缓，而供给趋于刚性的资产受到的影响则相当剧烈。在国内，刘松（2004）[13]选取了1991至2003年货币供应量及股票价格等数据进行实证研究，并得到结论货币供应量与股票价格具有相互影响，格兰杰因果关系检验结果为M1能影响股票价格，且股票价格对M1、M2具有反作用。北京大学中国经济研究中心宏观组（2008）使用超额M2增长率作为货币流动性的衡量，以上海证券综合指数作为资产价格的代表，分析了超额M2增长率滞后一、二期与上证综指名义、真实回报率的关系，得到结论：货币流动性与名义、真实资产价格都具有正相关关系。何雁明（2008）[14]、高鸿（2010）[15] 分别通过对我国房地产和股票市场的实证研究，得到流动性与资产价格间具有较高正相关性的结论，且两个市场一定程度上有效吸收了过剩的流动性。少数学者认为流动性与资产价格间并无关系：Rueffer 和 Stracca （2006） [3]建立关于房地产和股票的复合资产价格指数，然而该指数并未对全球流动性冲击产生任何影响；Giese和Tuxen（2007）[16]发现在流动性扩张时股票价格并未上涨。

关于流动性与石油资产价格关系的研究，Harold Hotelling（1931）在《可耗竭资源经济学》首次建立了可耗竭资源模型对石油产品进行定价研究，并指出在竞争市场上最优定价为价格增长率等于贴现率；在垄断市场上，石油的最优产量应使边际收益等于利率。后期很多学者借鉴Hotelling的理论发展并建立各种模型对石油进行定价。刘湘云和朱春明（2008）[17]着重分析了美元贬值与石油价格之间的关系，以美国纽约商品交易所的原油期货价格为研究对象，采用定性和定量实证分析相结合的方法。

综上所述，关于流动性与资产价格关系的研究层出不穷，但现有文献仍存在一定的局限性：首先，目前关于流动性与资产价格关系的研究，多数学者选取房地产、股票等作为资产的代表，而关于石油价格或其它大宗商品的研究甚少。其次，在现有关于流动性与资产价格关系的研究中，很少同时考虑全球性因素的冲击作用如金融危机，大多学者仅限于各国国内重大事件的考虑。此外，在研究角度上，大多学者仅从单个国家角度来分析流动性与资产价格的关系，未能充分考虑国际间资本流动和货币替换的影响。最后，在研究对象上，以往关于全球流动性的测量仅仅关注发达国家的广义货币总量，很少考虑到发展中国家的流动性。

三、实证分析

基于上述文献分析，本文将建立研究变量的VAR模型，重点研究石油资产价格与全球货币流动性间的因果关系和冲击作用，其中脉冲响应函数分析将对金融危机爆发的前期样本和金融危机后的整体样本进行对比分析。

1.样本选取与及平稳性检验

（1）样本及变量的选取

本文采用月度数据，样本范围从2001年1月到2010年12月，数据主要来源于OECD数据库。

本文的研究对象是全球经济整体，本文以12个主要经济体数据总和作为代表（12国GDP总量占全球的65%），包括中国、美国、欧洲、日本、英国、加拿大、韩国、澳大利亚、瑞士、瑞典、挪威和丹麦。选取的研究变量包括：石油价格（OP）、全球流动性指标（M）、全球GDP指标（GDP）、全球CPI指标（CPI）和全球短期利率指标（IS）。石油价格（OP）选用WTI原油期货价格数据[19]。全球流动性指标M是按一定的方法和原则对12个国家的广义货币总量进行计算得出：首先，计算各国货币总量的增长率及货币总量的权重；然后，通过加权平均的方法计算出全球货币总量在各年的增长率；最后，以期初为基数1计算出各年的全球货币总量指标。由于同一个国家不同年度的货币总量具有很好的可比性，因此该方法可以在很大程度上弱化由于不同国家数据统计口径不同而产生的偏差[12]。针对各国货币总量的选取，中国、美国、日本使用M2值，欧元区使用M3值，英国使用M4值，其它国家使用M3值。全球GDP指标（GDP）的计算方法类似于全球流动性，较为复杂的是要区分GDP的名义值和实际值：使用各国本币表示的名义GDP（支出法、现价）计算增长率，使用真实GDP（去除通货膨胀后的GDP）计算权重。全球CPI指标使用各国以2005年为基期的消费物价指数类似方法得出。短期利率选取各国银行间隔夜拆解利率；由于利率本身是全球性质的，无需计算指标，仅做简均。

（2）平稳性检验

以2008年9月雷曼破产作为全球金融危机爆发的时点，将样本数据期间分为：样本一，2001年1月至2010年12月；样本二，2001年1月至2008年8月。实证前须将计算的全球性变量指标运用ADF检验来进行单位根检验，检验形式上采取由一般至特殊的做法。以样本一为例，ACI选择ADF滞后项数的检验结果表1：

表1 样本一的单位根检验

注：（c， t， k）表示有常数项c，趋势项t，滞后阶数为k。ADFd表示变量的一阶差分的ADF统计量的检验值。*，**和***分别表示10%，5%，1%的显著性水平。

由表1可知，样本一的原序列都不能拒绝序列非平稳的假设，且一阶差分后所有变量均在1%的显著性水平上拒绝原假设，证明所有变量满足一阶单整。样本二同样满足一阶单整。

2.VAR模型的建立

本文建立VAR模型如下：。

对VAR模型滞后期的选取，本文采用“多数原则”。以样本一为例，检验结果如表2，选择滞后期数为4期。样本二VAR的最优滞后期间为1期，选择方法相同。

表2 VAR模型滞后期数的判断结果

注：*是指准则或检验统计量选择的最优滞后期数；LR、FPE、AIC、SC、HQ均是检验方法。

3.变量间的Granger因果关系和冲击作用

（1）Granger因果关系检验

本文使用Granger因果关系检验来考察变量间的相互影响关系，结果如表3：

表3 格兰杰因果检验结果

由表3可以得出以下结论：

①在10%的显著水平下，全球流动性M与石油价格OP具有双向的格兰杰因果关系。即全球流动性过剩对石油价格的上涨产生一定推动作用，石油价格的上涨同时又强化了全球流动性过剩的程度，产生正向影响。

②全球GDP是石油价格OP的格兰杰原因。全球实体经济发展良好的态势会促进石油价格的上涨，这是因为石油是各国经济发展的基础工业命脉，全球经济的发展会增加石油的需求，因而引起石油价格的上涨，这正是石油作为实物资产的体现。

③全球消费者物价指数CPI与石油价格OP具有双向的格兰杰因果关系。CPI的上涨会引起石油价格的上升，反过来石油价格的上涨也会引起CPI一定程度的上升。当CPI指数上升时，人们对通货膨胀的预期会使大量闲钱热钱流入到可以保值增值的石油资产中，从而石油价格随之上涨，这是石油作为金融资产的特性；当石油价格上涨时，由于石油特殊的基础地位，会带动工业和农业等行业物价的普遍上涨，因而使CPI指数随之上升，这又是石油作为实物资产的性质。

④短期利率IS与石油价格OP具有双向的格兰杰因果关系。一方面，这符合凯恩斯的货币理论，即持有货币的三个动机之一是投机，而石油作为金融资产，当利率上升时投机的成本上升，石油价格随之下降，利率下降反之；另一方面，根据费雪效应（Fisher effect），若实际利率保持不变，名义利率与通货膨胀成正向变动。由于石油价格的上涨通常会导致物价的全面上涨即通货膨胀，因此石油价格也会反过来影响利率水平。

⑤在10%的显著水平下，全球CPI指数与全球流动性指数M具有双向的格兰杰因果关系。即全球通货膨胀的严重会加剧全球流动性过剩的程度，而全球流动性过剩也会带来全球通货膨胀，这充分论证了前面介绍的货币数量理论。

⑥全球流动性指数M是短期利率IS的格兰杰原因，但短期利率IS不是全球流动性指数M的格兰杰原因。全球流动性主要来源是各国的货币供给，是外生的。各国政府会依据流动中现存的货币总量以及预测的交易需求量对货币供给进行调整，随后资本市场会以货币价格即利率的形式对货币的供求数量进行反应，因此全球流动性指数M是短期利率IS的格兰杰原因；然而一般情况下各国政府对利率水平的调整并不实质上引起全球广义货币总量的增减，因此短期利率IS不是全球流动性指数M的格兰杰原因。

四、结论和政策建议

石油价格的波动受到全球广泛关注，尤其对于石油进口依赖的国家而言，将严重影响其基础工业的发展。为保证全球经济的平稳增长，加强金融稳定，提出如下建议：

1.调整全球主要经济体的货币政策，保持适当的全球流动性

保持适当的全球流动性是稳定石油价格和全球经济稳健发展的重要前提。当前，应努力控制全球流动性过剩状况，调整美国、日本和欧元区等中心发达国家量化宽松的货币政策，实行略为保守的货币政策以收回部分过剩的流动性，并保持流动性增长率与经济增长率同比增长。但需要注意的是，对流动性过剩的调整需要循序渐进而不能因收缩流动性过度而造成新一轮的金融危机。

2.走出金融危机，调整各国经济增长战略以建立吸纳过剩流动性的长效机制

根据弗里德曼的货币理论，为控制通货膨胀各国应重视对货币供应量的控制，并保持货币供应量的增长率与预期的经济增长率保持一致。因此，在努力调整全球流动性过剩的同时，全球发达国家和主要发展中国家应积极制定刺激经济发展的长远战略方案，走出金融危机的影响，使全球名义GDP的增长速度与全球货币货币流动性的增长速度相匹配，从而达到吸纳过剩流动性和保持全球经济稳健发展的目的。

3.建立全球性石油贸易体系，稳定石油价格以平稳经济发展

金融危机的爆发虽然使石油价格有所下调，但近年来仍保持缓慢上升态势。为防范金融危机，有必要建立一个全球性的石油贸易体系，使得石油供给与需求在一定程度上相互匹配，从而稳定全球经济。

4.中国应继续完善人民币汇率机制

目前，主要由于人民币汇率升值的普遍预期和长期的贸易顺差，中国的流动性过剩问题十分严重。因此，中国政府应继续完善人民币汇率机制，以调整人民币的升值预期；努力调整经济发展战略，并着重“扩内需，调结构”。

参考文献：

[1]Kyle， A.Continuous auctions and insider tradings[J].Econometrica，1985.53：13151335.

[2]Baks， K， Karmer， C.Global Liquidity and Asset Prices： Measurement， implications and spillovera[R].IMF Working Paper，1999.

[3]Rasmus Rüffer， Livio Stracca.What is Global Excess Liquidity， and Does It Matter[R].ECB Working Paper.2006， No 696.