馮科+李昕昕

摘 要：通過考察我國商品期貨價格指數(shù)與主要宏觀經(jīng)濟變量之間的相互影響關系，發(fā)現(xiàn)商品期貨價格指數(shù)對物價、國內(nèi)生產(chǎn)總值、利率、人民幣匯率均有明顯的引導作用和直接影響，并且能夠領先CPI指標約5～7個月。商品期貨價格指數(shù)作為CPI的先行指標具有一定的可行性。

關鍵詞：商品期貨價格指數(shù)；宏觀經(jīng)濟；期貨市場

中圖分類號：F015；F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2014）01-0051-05

一、引言

期貨市場中所交易的商品品種一般為社會生產(chǎn)當中的基礎性原材料，例如石油、金屬、化工等商品，以及在國民生活中主要的食品和農(nóng)產(chǎn)品——糧食作物、經(jīng)濟作物、油脂等，這些商品的實際供求狀況與宏觀經(jīng)濟運行狀況密切相關。而由于期貨市場相對于現(xiàn)貨市場具有摩擦小、效率高、規(guī)模大等特點，如果期貨市場有效，其價格所反映的信息與現(xiàn)貨市場相比應當更加豐富和及時。商品期貨價格指數(shù)是否能夠為通貨膨脹，甚至是未來經(jīng)濟走勢提供信號，也成為國內(nèi)外學者廣泛討論的論題。Bloomberg和Harris（1995）[1]描述了商品期貨價格與物價指數(shù)之間類似“龜兔賽跑”的相互影響關系，并給出了實證檢驗結(jié)果。Sadorsky（2000）[2]認為，能源商品期貨，如原油、燃料油、無鉛汽油等的價格與美元貿(mào)易量加權(quán)平均匯率之間存在穩(wěn)定的協(xié)整關系，同時指出外部市場的沖擊會通過匯率傳導給能源商品期貨價格。Acharya等（2010）[3]的研究表明，CBR指數(shù)可以被看作是通脹率的一個有效先行指標，但是隨著美國經(jīng)濟的空心化，這一效應正在減弱，應該進一步對CRB指數(shù)的組成進行調(diào)整，以使其能夠更加準確地反映實體經(jīng)濟。在商品價格對制定貨幣政策的參考價值方面，Cody和Mills（1991）[4]經(jīng)過對CRB指數(shù)的實證研究，認為當聯(lián)邦政府的貨幣政策首要目標是控制通脹時，跟隨CRB指標做出政策反應比跟隨CPI指標能達到更好的效果——即使物價的波動最小。

近年來，隨著我國期貨市場的發(fā)展，我國的商品期貨價格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟之間的密切關系也逐步體現(xiàn)出來，國內(nèi)學者也已經(jīng)開始討論南華商品期貨價格指數(shù)與CPI、GDP等指標之間的關系。例如，王志強和王雪標（2001）[5]的研究結(jié)果表明，存在從商品期貨價格指數(shù)到消費價格指數(shù)、一只合成指數(shù)的單向格蘭杰因果關系，先行時間達到3個月。張樹忠等（2006）[6]編制了我國農(nóng)產(chǎn)品期貨價格指數(shù)，并對其與CPI之間的關系做了實證研究，認為這一指數(shù)對CPI具有一定的先行指示作用。蔡慧和華仁海（2007）[7]的研究結(jié)果表明，我國商品期貨價格指數(shù)能夠先行GDP指標2個月，并與GDP指標之間存在長期均衡關系。鄒昆侖和張欣（2011）[8]編制了我國金屬商品期貨價格指數(shù)，論證該指數(shù)與PPI之間存在長期均衡關系，認為該指數(shù)能夠較好地反映出我國工業(yè)原材料未來出廠價格的走勢。在與國外市場聯(lián)動方面，根據(jù)中期研究院的研究結(jié)果，在2008年底到2009年初第一財經(jīng)中期商品綜合指數(shù)領先CRB等國際權(quán)威指數(shù)反彈，體現(xiàn)出中國經(jīng)濟先于全球經(jīng)濟復蘇的宏觀基本面。

我國現(xiàn)有的商品期貨指數(shù)推出時間短，影響小，且不能上市交易，因此尚未被納入判斷實體經(jīng)濟運行狀況的指標體系。在國外，商品期貨價格指數(shù)對于通貨膨脹的預警作用，以及其對于控制通脹的貨幣政策的參考價值，早已受到普遍關注。本文將著眼于國內(nèi)的商品期貨市場，分析商品期貨價格反映經(jīng)濟實體信息的機理，并探究商品期貨價格指數(shù)與主要宏觀經(jīng)濟變量時間是否存在長期均衡關系以及相互影響情況，給出商品期貨價格指數(shù)與主要宏觀經(jīng)濟變量之間關系的實證檢驗。最后，在商品價格指數(shù)能夠較好地反映實體經(jīng)濟中原材料物價信息的基礎上，進而討論商品期貨價格指數(shù)作為宏觀經(jīng)濟現(xiàn)行指標的可能性。

二、商品期貨價格指數(shù)與宏觀經(jīng)濟變量關系的實證檢驗

如果我國的期貨市場是有效的，則其價格一定與現(xiàn)貨價格密切相關，因而期貨商品價格就能夠?qū)暧^經(jīng)濟狀況有所反映。消費者物價指數(shù)和期貨價格指數(shù)都作為反映價格水平的宏觀經(jīng)濟變量，分別側(cè)重于消費角度和生產(chǎn)角度，相比較而言后者具有準確、及時、連續(xù)和敏感等優(yōu)點。我國學者雖然對商品期貨價格指數(shù)與物價指數(shù)、GDP增速等宏觀經(jīng)濟變量之間的關系做了探討，但所做的研究都未將商品期貨價格指數(shù)與各宏觀經(jīng)濟指標作為一個整體進行考慮，也未將這兩個價格指數(shù)對宏觀經(jīng)濟的反映程度做出比較。本文分別將CPI和商品期貨價格指數(shù)分別與其他主要宏觀經(jīng)濟變量建立回歸模型，并進一步對實證結(jié)果作出比較和分析。

（一）變量選取和數(shù)據(jù)處理

1. 期貨市場價格。商品期貨指數(shù)發(fā)展較為遲緩，目前尚沒有可以上市交易的商品期貨價格指數(shù)。第一財經(jīng)南華商品期貨指數(shù)由南華期貨公司于2004年6月開始編制并發(fā)布，是國內(nèi)目前覆蓋時間最長的指數(shù)。選擇2004年6月至2012年7月的南華商品期貨指數(shù)（NH）作為代表商品期貨綜合價格的指標。期貨指數(shù)每日公布一次，由于大部分宏觀經(jīng)濟指標為月度數(shù)據(jù)，需要計算月度期貨指數(shù)數(shù)據(jù)。將南華商品期貨指數(shù)每日的值相加，除以當月交易日數(shù)量，得到當月的平均指數(shù)值，表示為NHM，取自然對數(shù)后得到LnNHM。由于月度數(shù)據(jù)僅有98個，樣本數(shù)量較小，對本文的計量結(jié)果有一定影響。

2. 經(jīng)濟增長。衡量經(jīng)濟增長最合適的變量是國內(nèi)生產(chǎn)總值，但自2003年11月之后，僅能獲得國內(nèi)生產(chǎn)總值的季度數(shù)據(jù)。2012年上半年社會總消費占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重約43.2%，并可獲得月度數(shù)據(jù)，為了計算每月國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)，參照徐挺、羅國慶（2009）[9]的做法，以社會消費品零售總額作為每月權(quán)重，將季度國內(nèi)生產(chǎn)總值增加值拆分為每月增加值。國內(nèi)生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)往往具有較強的季節(jié)性特征，因此選擇X11-乘法模型對其進行季節(jié)性調(diào)整，調(diào)整后的序列表示為GDP，取自然對數(shù)后得到LnGDP。

3. 消費品價格。物價指數(shù)最常用的指標是CPI，本文也選擇這一指標作為物價的代理變量。為了將趨勢性波動納入分析范圍，使用CPI的環(huán)比數(shù)據(jù)作為分析序列。為分析方便，僅保留消費者物價指數(shù)與100之差的部分，記為CPI。

4. 利率。這里的利率是指由Black-Scholes公式導出的期貨定價公式當中資金的機會成本和無風險收益率，是貨幣供給量和商品定價的重要影響因素。常用銀行間同業(yè)拆借利率代表社會資金成本，本文選擇銀行間同業(yè)拆借利率每月平均值（RATE）作為代理變量。

5. 匯率。匯率所描述的是一國貨幣與外幣的相對價格變動。隨著我國市場開放程度不斷加深，來自國際市場的波動對國內(nèi)經(jīng)濟的沖擊也已經(jīng)成為影響一國經(jīng)濟的重要因素。我國一直以來所實行的匯率政策對市場干預較多，實行盯住一攬子貨幣、有管理的浮動匯率制度。2012年4月前，人民幣兌美元的波幅一直限制在5‰，4月后放寬至1%，但這一水平目前仍然小于其他幣種。因此人民幣兌美元匯率市場化程度仍然很低，并不是適和本研究的分析工具。本文選擇由國際清算銀行計算的人民幣實際有效匯率（REER），該指標按照各國與其他國家貿(mào)易額占貿(mào)易總額的比重作為權(quán)重計算得出，并經(jīng)過國家間相對價格調(diào)整，每月公布一次。對REER取自然對數(shù)，表示為LnREER。

南華商品期貨指數(shù)數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，GDP季度數(shù)據(jù)、CPI、銀行間同業(yè)拆借利率來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，人民幣實際有效匯率來自國際清算銀行網(wǎng)站。

為后文敘述方便，將（LnGDP，LnNHM，RATE，LnREER）稱為變量組A，將（LnGDP，CPI，RATE，LnREER）稱為變量組B。

（二）單位根檢驗與協(xié)整檢驗

首先對五個時間序列做ADF單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表1所示。

變量均為非平穩(wěn)序列，對各變量取一階差分后，所有序列的ADF統(tǒng)計值均在1%、5%、10%的置信水平下小于臨界值，為平穩(wěn)序列。因此五個變量均為一階單整序列，滿足進行協(xié)整檢驗的條件。

由AIC信息準則得出兩個變量組的最大滯后階數(shù)均為3。分別對變量組A和變量組B做協(xié)整檢驗，結(jié)果顯示在1%的置信水平下，變量組A各變量之間存在2個協(xié)整關系，變量組B各變量之間存在1個協(xié)整關系。協(xié)整方程匯總?cè)纾?）～（3）式。

變量組A：

LnGDP=-3.058 038LnNHM+0.057 006RATE+2.335 186LnREER+ECM （1）

（0.61843） （0.14165） （0.91517）

LnGDP=-0.555 948RATE-2.638 007REER+ECM（2a）

（0.61175） （0.32549）

LnNHM=-0.200 440RATE-1.626 269LnREER+ECM（2b）

（0.08987） （0.16891）

變量組B：

LnGDP=-0.076 984CPI-0.262 187RATE-1.552 934LnREER-5.018 365+ECM（3）

（0.19038） （0.61952） （9.39648） （43.6120）

（三）誤差修正模型

由于兩組變量各自內(nèi)部都存在協(xié)整關系，可以建立它們的誤差修正模型。誤差修正項記為VECMA和VECMB。A、B兩組變量之間的誤差修正模型如下：

A組VECM模型：

DLNGDP=-0.017 446 223 833 8VECMAt-1-0.412 559 540 109DLNGDP（-1）-0 . 337 257 121 208DLNGDP（-2）-0 . 031 208 925 369 8DLNNHM（-1）+0.121 505 756 198DLNNHM（-2）-0.001 648 412 068 08DRATE（-1）-0.000 411 646 460 143DRATE（-2）-0.120 294 282 264DLNREER（-1）+0.239 508 366 734DLNREER（-2）+0.020 744 143 433 6

DLNNHM=0.031 471 271 102 4VECMAt-1+0.145 678 641 636DLNGDP（-1）+0.142 331 758 126DLNGDP（-2）+0.396 939 527 123DLNNHM（-1）+0.203 190 796 699DLNNHM（-2）+0.014 507 316 593DRATE（-1）+0.000 547 763 459 493DRATE（-2）-0.694 321 596 539DLNREER（-1）-0.354 045 927 382DLNREER（-2）-0.002 371 146 436 18

B組VECM模型：

DLNGDP=-0.004 052 233 486 75（VECMBt-1）-0.378 989 970 938DLNGDP（-1）-0.367 109 143 686DLNGDP（-2）+0.001 854 308 849 1DCPI（-1）+0.012 338 216 503 3DCPI（-2）-0.004 700 459 710 19DRATE（-1）-0.001 768 893 839 86DRATE（-2）-0.039 408 480 433 8DLNREER（-1）+0.230 748 874 398DLNREER（-2）+0.021 368 157 464 5

DCPI=-0.542 909 553 179（VECMBt-1）+1.518 808 785 24DLNGDP（-1）+4.820 498 738 58DLNGDP（-2）+0.109 730 642 97DCPI（-1）+0.095 652 548 156 8DCPI（-2）+0.235 424 589 531DRATE（-1）+0.088 430 735 151 7DRATE（-2）-5.907 783 328 95DLNREER（-1）+4.015 239 564 48DLNREER（-2）-0.111 442 201 651

其中誤差修正項為：

VECMAt-1=ΔLnGDP-3.883845ΔLnNHM+0.267 478

ΔRATE+2.820 935ΔLnREER+3.929 092

VECMBt-1=ΔLnGDPt-1-0.000 325ΔCPIt-1-0.048 833

ΔRATE+13.662 31ΔLnREERt-1-73.312 31

經(jīng)過比較兩個方程中LnNHM滯后項和CPI滯后項的系數(shù)，發(fā)現(xiàn)LnNHM滯后項系數(shù)和顯著性均比CPI滯后項要高。且A組VECM方程的可決系數(shù)均大于B組方程。說明期貨商品綜合價格指數(shù)作為描述宏觀經(jīng)濟中價格水平的指標，要優(yōu)于CPI。

（四）格蘭杰因果關系檢驗

由于5個變量都是一階單整序列，內(nèi)部存在協(xié)整關系，因此可以對其進行格蘭杰因果關系檢驗。依次將期貨價格指數(shù)與其他4個變量做格蘭杰因果檢驗。相應滯后期下拒絕原假設的概率匯總?cè)绫?所示。

由表2可以看出，NHM領先CPI變動5～7期，隨后CPI在9～12期內(nèi)是NHM的格蘭杰原因。這與Bloomberg和Harris（1995）提出的用以描述商品價格與消費品價格關系的“龜兔賽跑假說”一致。由于期貨價格反應更加靈敏，通貨膨脹式的總需求上漲最初會先在商品期貨價格上表現(xiàn)出來，經(jīng)過一段時間后，由需求上漲推動商品價格上漲，反過來又對商品期貨價格造成影響。

與CPI相比，NHM對IPG的影響在第3期就已經(jīng)表現(xiàn)出來，并持續(xù)到滯后9期。而反過來IPG在滯后近一年半的時間內(nèi)都不是NHM的格蘭杰原因，直到第18個月，在17%的概率下拒絕了原假設。說明商品期貨價格的波動對工業(yè)產(chǎn)值的影響更迅速、更直接，而來自工業(yè)生產(chǎn)內(nèi)部的沖擊，要經(jīng)過將近一年半的周期，才會對商品期貨價格造成影響。由于工業(yè)產(chǎn)值增加值所包含的不僅僅是商品價格這一單一因素，其變動情況反映了整個社會的生產(chǎn)狀況和經(jīng)濟運行情況，該指標的變動必然要經(jīng)過一個比較漫長的周期才會傳導到商品價格上。反過來也說明期貨商品價格能夠領先工業(yè)產(chǎn)值增加值較長時間反映宏觀經(jīng)濟運行狀況。

NHM在2～5期內(nèi)對FX有較顯著的影響，而FX在滯后11期左右對NHM影響相對最明顯。商品期貨價格與人民幣有效匯率主要通過商品貿(mào)易量這一中間變量互相影響。期貨作為商品貿(mào)易商主要的風險規(guī)避套保工具，當其價格發(fā)生變動，會很快影響現(xiàn)貨價格和國際貿(mào)易交易情況，從而影響人民幣有效匯率。反過來，人民幣有效匯率變動時也會對國內(nèi)的商品期貨價格造成一定程度的影響。在參考國外相關研究（如Sadorsky，2000）[2]的結(jié)果后可以發(fā)現(xiàn)，在我國市場上匯率對期貨商品綜合價格的影響遠遠小于國外成熟市場，這是由于我國期貨市場中上市交易的品種結(jié)構(gòu)不合理、能源類商品比重過小所造成的。隨著我國金融體系的不斷開放，國內(nèi)外市場聯(lián)動性會逐步增強，匯率與商品期貨價格指數(shù)的關系會更加顯著。

NHM與R在3～9期內(nèi)明顯地互為格蘭杰原因。利率作為除現(xiàn)貨價格之外的期貨定價因素，決定了社會資金成本并影響社會貨幣供給量，因此在短期內(nèi)會對商品期貨價格造成直接影響。反過來，商品期貨價格的變動會通過影響物價指數(shù)而對利率造成影響，由于商品期貨價格能夠在一定程度上預先反映或引導通貨膨脹，而當通脹率上升時，利率作為社會資金成本必然隨之上升。商品期貨價格對利率的影響在滯后半年時最為明顯。期貨價格與利率的相互影響關系在第9期之后逐漸減弱。

上述結(jié)果表明，商品期貨價格指數(shù)可以一定程度地反映宏觀經(jīng)濟運行當中的信息，與工業(yè)產(chǎn)值增速、物價指數(shù)、匯率、利率均有長期或短期的因果關系。

三、商品期貨價格指數(shù)作為宏觀經(jīng)濟先行指標的可能性討論

由于商品期貨指數(shù)與物價指數(shù)的關系最為緊密，其對物價指數(shù)影響最為直接，商品期貨價格指數(shù)最有可能作為物價指數(shù)的先行指標，因此這里選擇CPI指標來進行檢驗。兩個時間序列在考察期內(nèi)的變動情況如圖1所示：

從變動趨勢上看，NHM長期明顯地領先CPI變動，與第4部分中領先6個月左右的結(jié)論一致。為了進一步考察NHM作為CPI的先行指標的可行性，采取張樹忠等（2006）提出的方法，用NHM及其滯后項來擬合CPI的變動，并使用擬合出的方程預測CPI，將預測結(jié)果與實際值比較，若方程擬合度較高、預測值與實際值整體變動情況一致，則說明NHM能夠作為CPI的先行指標，對通貨膨脹有一定的預警作用。

取滯后1、3、6期的NHM，用最小二乘法擬合得到方程式（4）。

PCPI = 0.049 3NHM（-1） + 0.026 2NHM（-3） + 0.033 9NHM（-6） + 89.289 1（4）

（0.0180） （0.0019） （0.0013） （1.7920）

由（4）式對CPI進行預測，將算出的預測值序列記為PCPI，與CPI的實際值比較，結(jié)果如圖2：

兩條序列趨勢基本一致，（4）式擬合優(yōu)度為0.48。說明將商品期貨指數(shù)作為宏觀經(jīng)濟的先行指標是可行的，能夠提前反映物價指數(shù)的波動趨勢。

四、總結(jié)

期貨市場是市場經(jīng)濟有效運行的必要組成部分。期貨交易通過調(diào)節(jié)商品價格跨生產(chǎn)周期的波動，引導現(xiàn)貨價格逐步尋找均衡水平，提高社會資源的配置效率。因此商品品種結(jié)構(gòu)合理、運行有效的期貨市場必然能夠一定程度地反映宏觀經(jīng)濟的運行狀況。我國商品期貨價格指數(shù)的發(fā)展大大滯后于國外市場，已有的指數(shù)時間跨度小，未對市場形成廣泛的影響力，權(quán)威性和代表性不高。這與我國商品期貨市場品種數(shù)量不多、分類結(jié)構(gòu)不均衡，以及商品期貨價格指數(shù)尚不能上市交易有關。但商品期貨價格指數(shù)對于宏觀經(jīng)濟指標的緊密聯(lián)系與先導性已經(jīng)在逐步顯現(xiàn)。本文通過實證分析，考察了商品期貨價格指數(shù)與主要宏觀經(jīng)濟變量之間的相互影響關系，發(fā)現(xiàn)商品期貨價格指數(shù)對物價、國內(nèi)生產(chǎn)總值、利率、人民幣匯率均有明顯的引導作用和直接影響，并且能夠領先CPI指標約5～7個月，說明在我國目前的市場狀況下，商品期貨價格指數(shù)能夠較好地反映國內(nèi)宏觀經(jīng)濟運行的主要方面。另外，商品期貨價格指數(shù)作為CPI的先行指標具有一定可行性。針對以上結(jié)論，本文給出如下政策建議。

1. 宏觀調(diào)控當局可以將商品期貨價格指數(shù)作為物價指數(shù)的先行指標。由于商品期貨價格指數(shù)與物價水平的直接聯(lián)系，以及商品期貨價格指數(shù)與物價指數(shù)相比具有反映迅速、價格連續(xù)等優(yōu)勢，因此制定以控制通脹為目的調(diào)控政策時，可以將商品期貨價格指數(shù)當作參考指標之一。

2. 我國應當考慮適時推行商品期貨價格指數(shù)上市交易，增加商品期貨價格指數(shù)的市場影響力，也使其能夠更充分地反映實體經(jīng)濟與金融市場中的信息。國外研究顯示，商品期貨價格指數(shù)與股票價格指數(shù)之間基本上沒有聯(lián)動性，可交易的商品期貨價格指數(shù)還可以為市場提供新的分散風險的投資工具。

3. 我國期貨市場應當進一步完善商品結(jié)構(gòu)，繼續(xù)增加在工業(yè)生產(chǎn)與國民生活當中扮演重要角色的原料商品。比較國內(nèi)外商品價格指數(shù)對宏觀經(jīng)濟運行情況的反映程度發(fā)現(xiàn)，我國商品期貨價格指數(shù)約領先CPI半年，而美國CRB指數(shù)領先CPI一年左右。這是由于我國商品期貨市場上市品種數(shù)量少，結(jié)構(gòu)不合理，能源類商品比重太低，食品、農(nóng)產(chǎn)品覆蓋面太小，造成我國期貨市場對實體經(jīng)濟運行的調(diào)節(jié)作用仍不夠理想。

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[9]徐挺，羅國慶.人民幣升值的路徑及其經(jīng)濟績效分析[J].世界經(jīng)濟研究，2009，（2）.

責任編輯、校對：高鐘庭

1. 宏觀調(diào)控當局可以將商品期貨價格指數(shù)作為物價指數(shù)的先行指標。由于商品期貨價格指數(shù)與物價水平的直接聯(lián)系，以及商品期貨價格指數(shù)與物價指數(shù)相比具有反映迅速、價格連續(xù)等優(yōu)勢，因此制定以控制通脹為目的調(diào)控政策時，可以將商品期貨價格指數(shù)當作參考指標之一。

2. 我國應當考慮適時推行商品期貨價格指數(shù)上市交易，增加商品期貨價格指數(shù)的市場影響力，也使其能夠更充分地反映實體經(jīng)濟與金融市場中的信息。國外研究顯示，商品期貨價格指數(shù)與股票價格指數(shù)之間基本上沒有聯(lián)動性，可交易的商品期貨價格指數(shù)還可以為市場提供新的分散風險的投資工具。

3. 我國期貨市場應當進一步完善商品結(jié)構(gòu)，繼續(xù)增加在工業(yè)生產(chǎn)與國民生活當中扮演重要角色的原料商品。比較國內(nèi)外商品價格指數(shù)對宏觀經(jīng)濟運行情況的反映程度發(fā)現(xiàn)，我國商品期貨價格指數(shù)約領先CPI半年，而美國CRB指數(shù)領先CPI一年左右。這是由于我國商品期貨市場上市品種數(shù)量少，結(jié)構(gòu)不合理，能源類商品比重太低，食品、農(nóng)產(chǎn)品覆蓋面太小，造成我國期貨市場對實體經(jīng)濟運行的調(diào)節(jié)作用仍不夠理想。

參考文獻：

[1]S.Brock Bloomberg，Ethan S.Harris.The Commodity-Consumer Price Connection：Fact or Fable[J].Economic Policy Review，1995，（10）：21-38.

[2]Perry Sadorsky.The Empirical Relationship Between Energy Futures Prices and Exchange Rates[J].Energy Economics，2000，（2）：253-266.

[3]Ram N.Acharya，Paul F.Gentle，and Krisha P.Paudel.Examining the CRB Index as a Leading Indicator for US Inflation[J].Applied Economics Letters，2010，（15）：1493-1496.

[4]Brian J.Cody，Leonard O.Mills.The Role of Commodity Prices in Formulating Monetary Policy[J].The Review of Economics and Statistics，1991，（5）：358-365.

[5]王志強，王雪標.中國商品期貨價格指數(shù)與經(jīng)濟景氣[J].世界經(jīng)濟，2001，（4）.

[6]張樹忠，李天忠，丁濤.農(nóng)產(chǎn)品期貨價格指數(shù)與CPI關系的實證研究[J].金融研究，2006，（11）.

[7]蔡慧，華仁海.中國商品期貨指數(shù)與GDP指數(shù)的關系研究[J].金融理論與實踐，2007，（8）.

[8]鄒昆侖，張欣.我國金屬商品期貨價格指數(shù)與PPI關系探析[J].上海金融，2011，（10）.

[9]徐挺，羅國慶.人民幣升值的路徑及其經(jīng)濟績效分析[J].世界經(jīng)濟研究，2009，（2）.

責任編輯、校對：高鐘庭

1. 宏觀調(diào)控當局可以將商品期貨價格指數(shù)作為物價指數(shù)的先行指標。由于商品期貨價格指數(shù)與物價水平的直接聯(lián)系，以及商品期貨價格指數(shù)與物價指數(shù)相比具有反映迅速、價格連續(xù)等優(yōu)勢，因此制定以控制通脹為目的調(diào)控政策時，可以將商品期貨價格指數(shù)當作參考指標之一。

2. 我國應當考慮適時推行商品期貨價格指數(shù)上市交易，增加商品期貨價格指數(shù)的市場影響力，也使其能夠更充分地反映實體經(jīng)濟與金融市場中的信息。國外研究顯示，商品期貨價格指數(shù)與股票價格指數(shù)之間基本上沒有聯(lián)動性，可交易的商品期貨價格指數(shù)還可以為市場提供新的分散風險的投資工具。

3. 我國期貨市場應當進一步完善商品結(jié)構(gòu)，繼續(xù)增加在工業(yè)生產(chǎn)與國民生活當中扮演重要角色的原料商品。比較國內(nèi)外商品價格指數(shù)對宏觀經(jīng)濟運行情況的反映程度發(fā)現(xiàn)，我國商品期貨價格指數(shù)約領先CPI半年，而美國CRB指數(shù)領先CPI一年左右。這是由于我國商品期貨市場上市品種數(shù)量少，結(jié)構(gòu)不合理，能源類商品比重太低，食品、農(nóng)產(chǎn)品覆蓋面太小，造成我國期貨市場對實體經(jīng)濟運行的調(diào)節(jié)作用仍不夠理想。

參考文獻：

[1]S.Brock Bloomberg，Ethan S.Harris.The Commodity-Consumer Price Connection：Fact or Fable[J].Economic Policy Review，1995，（10）：21-38.

[2]Perry Sadorsky.The Empirical Relationship Between Energy Futures Prices and Exchange Rates[J].Energy Economics，2000，（2）：253-266.

[3]Ram N.Acharya，Paul F.Gentle，and Krisha P.Paudel.Examining the CRB Index as a Leading Indicator for US Inflation[J].Applied Economics Letters，2010，（15）：1493-1496.

[4]Brian J.Cody，Leonard O.Mills.The Role of Commodity Prices in Formulating Monetary Policy[J].The Review of Economics and Statistics，1991，（5）：358-365.

[5]王志強，王雪標.中國商品期貨價格指數(shù)與經(jīng)濟景氣[J].世界經(jīng)濟，2001，（4）.

[6]張樹忠，李天忠，丁濤.農(nóng)產(chǎn)品期貨價格指數(shù)與CPI關系的實證研究[J].金融研究，2006，（11）.

[7]蔡慧，華仁海.中國商品期貨指數(shù)與GDP指數(shù)的關系研究[J].金融理論與實踐，2007，（8）.

[8]鄒昆侖，張欣.我國金屬商品期貨價格指數(shù)與PPI關系探析[J].上海金融，2011，（10）.

[9]徐挺，羅國慶.人民幣升值的路徑及其經(jīng)濟績效分析[J].世界經(jīng)濟研究，2009，（2）.

責任編輯、校對：高鐘庭