國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的傳導(dǎo)效應(yīng)及異質(zhì)性研究一、引言1.1研究背景與意義在經(jīng)濟(jì)全球化的大背景下，我國經(jīng)濟(jì)與國際市場的聯(lián)系日益緊密，國際大宗商品市場與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)聯(lián)也在不斷加深。國際大宗商品作為基礎(chǔ)性原材料，在我國進(jìn)出口貿(mào)易中占據(jù)著較大比重，其價(jià)格波動(dòng)不僅直接影響我國的進(jìn)出口貿(mào)易規(guī)模和結(jié)構(gòu)，對(duì)我國的經(jīng)濟(jì)增長也有著不可忽視的作用。與此同時(shí)，國際大宗商品價(jià)格的變動(dòng)會(huì)通過多種途徑影響我國的價(jià)格水平，進(jìn)而對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生影響。通貨膨脹一直是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中備受關(guān)注的重要問題，它不僅關(guān)系到宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定運(yùn)行，更與居民的日常生活息息相關(guān)。溫和的通貨膨脹在一定程度上可以刺激經(jīng)濟(jì)增長，但過高的通貨膨脹則會(huì)擾亂經(jīng)濟(jì)秩序，降低消費(fèi)者的實(shí)際購買力，影響社會(huì)的穩(wěn)定與和諧。特別是對(duì)于我國這樣一個(gè)對(duì)國際大宗商品有著大量進(jìn)口需求的國家來說，國際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)所帶來的輸入型通脹壓力不容忽視。近年來，國際大宗商品市場的價(jià)格波動(dòng)愈發(fā)劇烈。地緣政治沖突、全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇的不平衡、主要經(jīng)濟(jì)體貨幣政策的調(diào)整以及極端氣候等因素相互交織，共同推動(dòng)了國際大宗商品價(jià)格的大幅起落。例如，在某些地緣政治沖突期間，原油等能源類大宗商品價(jià)格短期內(nèi)急劇上漲，進(jìn)而帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本上升，最終傳導(dǎo)至消費(fèi)端，推動(dòng)物價(jià)水平的整體上揚(yáng)。深入研究國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。一方面，對(duì)于政策制定者而言，這有助于在制定貨幣政策和財(cái)政政策時(shí)，充分考慮國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)的因素，增強(qiáng)政策的前瞻性和針對(duì)性，更好地維持物價(jià)穩(wěn)定，實(shí)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行。通過準(zhǔn)確把握國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹之間的關(guān)系，政策制定者可以在國際大宗商品價(jià)格上漲時(shí)，提前采取相應(yīng)的措施，如調(diào)整利率、控制貨幣供應(yīng)量、加強(qiáng)市場監(jiān)管等，以減輕輸入型通脹對(duì)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的沖擊。另一方面，對(duì)于企業(yè)和投資者來說，了解國際大宗商品價(jià)格對(duì)通貨膨脹的影響機(jī)制，能夠幫助他們更準(zhǔn)確地預(yù)測(cè)市場走勢(shì)，合理調(diào)整生產(chǎn)和投資策略，降低經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，提高經(jīng)濟(jì)效益。對(duì)于那些依賴進(jìn)口大宗商品作為原材料的企業(yè)，提前預(yù)判價(jià)格波動(dòng)對(duì)成本和產(chǎn)品價(jià)格的影響，有助于其優(yōu)化采購計(jì)劃，控制成本，提升市場競爭力。1.2研究目標(biāo)與創(chuàng)新點(diǎn)本研究旨在通過深入的實(shí)證分析，揭示國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹之間的內(nèi)在聯(lián)系，為宏觀經(jīng)濟(jì)政策的制定提供堅(jiān)實(shí)的理論依據(jù)和數(shù)據(jù)支持。具體研究目標(biāo)如下：確定國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹之間的關(guān)系：運(yùn)用科學(xué)的計(jì)量方法，精確測(cè)度國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國通貨膨脹水平的影響程度和方向，明確兩者之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系以及短期的動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，為后續(xù)研究奠定基礎(chǔ)。分析不同種類大宗商品在影響通貨膨脹方面的差異：將國際大宗商品細(xì)分為能源類、金屬類、農(nóng)產(chǎn)品類等多個(gè)類別，分別探究各類大宗商品價(jià)格變動(dòng)對(duì)我國通貨膨脹的獨(dú)特影響路徑和作用效果。通過對(duì)比分析，找出對(duì)通貨膨脹影響最為顯著的大宗商品類別，以及不同類別商品在不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下對(duì)通脹影響的變化規(guī)律。探討貨幣政策對(duì)于減緩國際大宗商品價(jià)格對(duì)通貨膨脹影響的有效性：在國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)的背景下，研究我國現(xiàn)有貨幣政策工具（如利率調(diào)整、貨幣供應(yīng)量控制等）對(duì)緩解輸入型通脹壓力的實(shí)際效果。分析貨幣政策在不同經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和市場環(huán)境下的作用機(jī)制，評(píng)估其對(duì)穩(wěn)定物價(jià)、減輕國際大宗商品價(jià)格沖擊的有效性，為貨幣政策的優(yōu)化和調(diào)整提供參考。相較于以往研究，本研究的創(chuàng)新點(diǎn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：細(xì)分大宗商品研究：過往研究多集中于國際大宗商品價(jià)格整體對(duì)通貨膨脹的影響，本研究則深入到大宗商品的具體類別，詳細(xì)剖析能源、金屬、農(nóng)產(chǎn)品等不同種類大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)通貨膨脹影響的差異。這種細(xì)化研究有助于更精準(zhǔn)地把握不同商品價(jià)格變動(dòng)對(duì)通脹的獨(dú)特作用，為政策制定提供更具針對(duì)性的建議。結(jié)合多方法分析：綜合運(yùn)用多種計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法，如ADF檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)、VAR模型等，全面分析國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹之間的復(fù)雜關(guān)系。不僅考慮變量之間的線性關(guān)系，還通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等技術(shù)，深入研究變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用和影響的持續(xù)性，使研究結(jié)果更加全面、準(zhǔn)確。探究政策調(diào)節(jié)作用：著重探討貨幣政策在應(yīng)對(duì)國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)引發(fā)的通貨膨脹時(shí)的有效性。通過實(shí)證分析，評(píng)估不同貨幣政策工具在不同經(jīng)濟(jì)條件下對(duì)抑制通脹的實(shí)際效果，為政策制定者在面對(duì)輸入型通脹壓力時(shí)，如何選擇和運(yùn)用合適的貨幣政策工具提供有價(jià)值的參考。1.3研究方法與技術(shù)路線本研究綜合運(yùn)用多種研究方法，力求全面、深入地剖析國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響，具體研究方法如下：文獻(xiàn)研究法：全面梳理國內(nèi)外關(guān)于國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹關(guān)系的相關(guān)文獻(xiàn)資料，了解該領(lǐng)域的研究現(xiàn)狀、主要觀點(diǎn)和研究方法，找出已有研究的不足與空白，為本研究提供堅(jiān)實(shí)的理論基礎(chǔ)和研究思路。通過對(duì)大量文獻(xiàn)的分析，總結(jié)前人在研究中所采用的不同計(jì)量模型和分析方法，以及他們對(duì)大宗商品價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制和影響因素的研究成果，從而明確本研究的切入點(diǎn)和創(chuàng)新方向。時(shí)間序列分析方法：對(duì)國際大宗商品價(jià)格和我國通貨膨脹相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行時(shí)間序列分析，包括ADF檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、Granger因果檢驗(yàn)等。ADF檢驗(yàn)用于判斷時(shí)間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，確保后續(xù)分析的可靠性；協(xié)整檢驗(yàn)用于確定變量之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系；Granger因果檢驗(yàn)則用于探究國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹之間的因果關(guān)系，判斷是國際大宗商品價(jià)格的變動(dòng)引起通貨膨脹的變化，還是通貨膨脹的變化導(dǎo)致國際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)，亦或是兩者之間存在雙向因果關(guān)系。向量自回歸（VAR）模型：構(gòu)建VAR模型，分析國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響。通過脈沖響應(yīng)函數(shù)，直觀地展示當(dāng)國際大宗商品價(jià)格發(fā)生一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時(shí)，我國通貨膨脹水平在不同時(shí)期的響應(yīng)情況，了解這種沖擊的持續(xù)時(shí)間和影響強(qiáng)度；利用方差分解技術(shù)，確定國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)通貨膨脹變動(dòng)的貢獻(xiàn)率，明確其在影響通貨膨脹因素中的相對(duì)重要性?；貧w分析方法：運(yùn)用多元線性回歸模型，研究不同種類國際大宗商品價(jià)格（能源類、金屬類、農(nóng)產(chǎn)品類等）與我國通貨膨脹之間的數(shù)量關(guān)系，分析各類大宗商品價(jià)格對(duì)通貨膨脹的影響系數(shù)和顯著性水平，確定哪些大宗商品價(jià)格對(duì)通貨膨脹的影響更為顯著。本研究的技術(shù)路線如下：數(shù)據(jù)收集與整理：廣泛收集國際大宗商品價(jià)格數(shù)據(jù)，包括能源、金屬、農(nóng)產(chǎn)品等各類大宗商品的價(jià)格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源涵蓋權(quán)威的金融數(shù)據(jù)平臺(tái)、國際組織發(fā)布的統(tǒng)計(jì)報(bào)告等。同時(shí)，收集我國通貨膨脹相關(guān)指標(biāo)數(shù)據(jù)，如消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)（PPI）等，以及其他可能影響通貨膨脹的宏觀經(jīng)濟(jì)變量數(shù)據(jù)，如貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值等。對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行仔細(xì)的清洗和整理，確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性和完整性，為后續(xù)的實(shí)證分析奠定基礎(chǔ)。變量選擇與模型構(gòu)建：根據(jù)研究目標(biāo)和理論基礎(chǔ)，確定合適的變量。將國際大宗商品價(jià)格作為解釋變量，通貨膨脹指標(biāo)作為被解釋變量，同時(shí)引入控制變量以排除其他因素的干擾?；跁r(shí)間序列分析方法和回歸分析方法，構(gòu)建相應(yīng)的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，如VAR模型、多元線性回歸模型等。在構(gòu)建模型過程中，充分考慮變量之間的相互關(guān)系和數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，對(duì)模型進(jìn)行合理的設(shè)定和調(diào)整。實(shí)證分析與結(jié)果檢驗(yàn)：運(yùn)用Eviews、Stata等專業(yè)計(jì)量軟件對(duì)構(gòu)建的模型進(jìn)行估計(jì)和檢驗(yàn)。通過各種檢驗(yàn)方法，如平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等，驗(yàn)證模型的合理性和可靠性。對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行深入分析，解讀國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響機(jī)制和影響程度，明確不同種類大宗商品價(jià)格的作用差異。同時(shí)，通過穩(wěn)健性檢驗(yàn)，進(jìn)一步驗(yàn)證實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)定性和可靠性，確保研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。結(jié)論與政策建議：根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，總結(jié)國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響規(guī)律和特點(diǎn)，得出研究結(jié)論。結(jié)合我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)際情況，從貨幣政策、財(cái)政政策、產(chǎn)業(yè)政策等多個(gè)角度提出針對(duì)性的政策建議，以有效應(yīng)對(duì)國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)帶來的輸入型通脹壓力，維護(hù)我國經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定發(fā)展。二、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述2.1通貨膨脹相關(guān)理論通貨膨脹作為宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中的核心議題，一直是學(xué)術(shù)界和政策制定者關(guān)注的焦點(diǎn)。不同經(jīng)濟(jì)學(xué)派從各自的理論視角出發(fā)，對(duì)通貨膨脹的成因、機(jī)制和影響進(jìn)行了深入研究，形成了多種理論觀點(diǎn)。這些理論不僅為我們理解通貨膨脹現(xiàn)象提供了堅(jiān)實(shí)的理論基礎(chǔ)，也為后續(xù)研究國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹之間的關(guān)系提供了重要的分析框架。需求拉動(dòng)型通貨膨脹理論認(rèn)為，當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的總需求超過總供給時(shí)，就會(huì)引發(fā)通貨膨脹。凱恩斯在其著作《就業(yè)、利息和貨幣通論》中指出，在達(dá)到充分就業(yè)之前，總需求的增加會(huì)帶動(dòng)產(chǎn)出的增長，但當(dāng)經(jīng)濟(jì)達(dá)到充分就業(yè)后，資源被充分利用，此時(shí)若總需求繼續(xù)增加，由于無法進(jìn)一步提高產(chǎn)量，只能導(dǎo)致物價(jià)水平的上漲，從而引發(fā)通貨膨脹。這種理論強(qiáng)調(diào)了需求在通貨膨脹形成中的主導(dǎo)作用，認(rèn)為通貨膨脹是“過多貨幣追求過少商品”的結(jié)果。例如，在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，消費(fèi)者的消費(fèi)需求和企業(yè)的投資需求旺盛，若此時(shí)總供給無法及時(shí)跟上需求的增長速度，就會(huì)出現(xiàn)供不應(yīng)求的局面，進(jìn)而推動(dòng)物價(jià)上漲。政府財(cái)政支出超過財(cái)政收入形成財(cái)政赤字，并依靠財(cái)政透支來彌補(bǔ)，國內(nèi)投資總需求超過國內(nèi)總儲(chǔ)蓄和國外資本流入之和，以及國內(nèi)消費(fèi)總需求超過消費(fèi)品供給和進(jìn)口消費(fèi)品之和等情況，都可能導(dǎo)致總需求過度增長，從而引發(fā)需求拉動(dòng)型通貨膨脹。成本推動(dòng)型通貨膨脹理論則側(cè)重于從供給側(cè)角度解釋通貨膨脹的成因。該理論認(rèn)為，在沒有超額需求的情況下，由于供給方面成本的提高，如生產(chǎn)要素價(jià)格上漲、工資水平上升、進(jìn)口原材料價(jià)格提高等，會(huì)導(dǎo)致生產(chǎn)成本上升，進(jìn)而推動(dòng)物價(jià)總水平持續(xù)上漲。成本推動(dòng)型通貨膨脹可細(xì)分為工資推動(dòng)型通貨膨脹、利潤推動(dòng)型通貨膨脹和進(jìn)口成本推動(dòng)型通貨膨脹。工資推動(dòng)型通貨膨脹是由于工會(huì)組織的存在或其他非市場因素的壓力，使得工人貨幣工資增長率超過勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長，從而導(dǎo)致生產(chǎn)成本上升，推動(dòng)物價(jià)上漲，并且工資提高和價(jià)格上漲會(huì)形成螺旋式的上升運(yùn)動(dòng)，即“工資-價(jià)格螺旋”。在20世紀(jì)60年代末70年代初，歐洲大多數(shù)國家經(jīng)歷的通貨膨脹就被許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)定為工資推動(dòng)的通貨膨脹，當(dāng)時(shí)聯(lián)邦德國工時(shí)報(bào)酬的年增長率從1968年的7.5%躍居到1970年的17.5%，美國的工時(shí)報(bào)酬年增長率也由7%上升到15.5%。利潤推動(dòng)型通貨膨脹是指寡頭企業(yè)和壟斷企業(yè)為保持利潤水平不變或追求更大利潤，依靠其壟斷市場的力量，運(yùn)用價(jià)格上漲的手段來抵消成本的增加，如1973-1974年石油輸出國組織（OPEC）將石油價(jià)格提高了4倍，1979年石油價(jià)格又再次被提高，引發(fā)了“石油危機(jī)”，導(dǎo)致物價(jià)大幅上漲。進(jìn)口成本推動(dòng)型通貨膨脹則是由于進(jìn)口品價(jià)格上漲，特別是進(jìn)口原材料價(jià)格上漲，引起國內(nèi)生產(chǎn)成本上升，進(jìn)而推動(dòng)物價(jià)上漲。對(duì)于我國這樣一個(gè)對(duì)國際大宗商品進(jìn)口依賴度較高的國家來說，國際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)會(huì)通過進(jìn)口成本推動(dòng)的方式對(duì)我國的通貨膨脹產(chǎn)生影響。結(jié)構(gòu)性通貨膨脹理論認(rèn)為，即使在總需求和總供給處于平衡狀態(tài)時(shí)，由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)方面的因素變動(dòng)，也會(huì)導(dǎo)致物價(jià)水平的持續(xù)上漲。這種理論主要從經(jīng)濟(jì)部門結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等方面的差異來解釋通貨膨脹的發(fā)生。具體表現(xiàn)為以下幾種情況：一是一個(gè)國家中一些經(jīng)濟(jì)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率比另一些經(jīng)濟(jì)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率提高得快，而兩大部門的名義工資增長率趨向一致，這會(huì)導(dǎo)致服務(wù)性部門等勞動(dòng)生產(chǎn)率增長較慢的部門成本上升，從而推動(dòng)物價(jià)上漲；二是在開放經(jīng)濟(jì)中，與世界市場聯(lián)系緊密的開放經(jīng)濟(jì)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率比與世界市場沒有直接聯(lián)系的封閉經(jīng)濟(jì)部門的勞動(dòng)生產(chǎn)率提高得快，當(dāng)世界市場價(jià)格上漲時(shí)，開放經(jīng)濟(jì)部門的產(chǎn)品價(jià)格和工資隨之上漲，非開放經(jīng)濟(jì)部門也會(huì)向其看齊提高工資，進(jìn)而導(dǎo)致成本上升和物價(jià)上漲，如挪威經(jīng)濟(jì)學(xué)家奧德?奧克魯斯特創(chuàng)立的“小國開放模型”所描述的那樣；三是一個(gè)國家中各部門的產(chǎn)品供求關(guān)系不同，某些部門產(chǎn)品需求過多，而勞動(dòng)力和生產(chǎn)要素不能及時(shí)轉(zhuǎn)移，會(huì)導(dǎo)致需求增加部門的工資和產(chǎn)品價(jià)格上漲，而需求減少部門的產(chǎn)品價(jià)格未必相應(yīng)下降，從而引發(fā)物價(jià)總水平上升。在我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)不斷調(diào)整和轉(zhuǎn)型升級(jí)的過程中，結(jié)構(gòu)性因素對(duì)通貨膨脹的影響也不容忽視。國際大宗商品價(jià)格主要通過成本推動(dòng)路徑對(duì)我國通貨膨脹產(chǎn)生影響。我國是全球最大的大宗商品進(jìn)口國之一，對(duì)原油、鐵礦石、大豆等國際大宗商品的需求量巨大。當(dāng)國際大宗商品價(jià)格上漲時(shí)，我國相關(guān)企業(yè)的進(jìn)口成本會(huì)顯著增加。對(duì)于以這些大宗商品為原材料的企業(yè)來說，生產(chǎn)成本的上升會(huì)壓縮利潤空間，為了維持盈利水平，企業(yè)往往會(huì)將增加的成本轉(zhuǎn)嫁到產(chǎn)品價(jià)格上，從而推動(dòng)下游產(chǎn)品價(jià)格上漲。原油價(jià)格的上漲會(huì)直接提高交通運(yùn)輸、化工等行業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)而導(dǎo)致汽油、柴油、塑料等產(chǎn)品價(jià)格上升，這些產(chǎn)品價(jià)格的上漲又會(huì)進(jìn)一步影響到其他相關(guān)行業(yè)，形成連鎖反應(yīng)，最終推動(dòng)整個(gè)物價(jià)水平的上升。國際大宗商品價(jià)格還可能通過影響生產(chǎn)者和消費(fèi)者的預(yù)期，間接影響通貨膨脹。當(dāng)國際大宗商品價(jià)格持續(xù)上漲時(shí)，生產(chǎn)者會(huì)預(yù)期未來生產(chǎn)成本繼續(xù)上升，從而提前提高產(chǎn)品價(jià)格；消費(fèi)者也會(huì)預(yù)期物價(jià)上漲，增加當(dāng)前的消費(fèi)需求，進(jìn)一步加劇市場供求失衡，推動(dòng)通貨膨脹。2.2國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹關(guān)系研究綜述國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹之間的關(guān)系一直是學(xué)術(shù)界研究的重點(diǎn)，國內(nèi)外學(xué)者從不同角度進(jìn)行了深入探討，取得了豐碩的研究成果。國外學(xué)者在這一領(lǐng)域的研究起步較早，積累了豐富的理論和實(shí)證經(jīng)驗(yàn)。Frankel（2006）通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，國際大宗商品價(jià)格對(duì)新興市場國家的通貨膨脹有著顯著的影響。他認(rèn)為，隨著經(jīng)濟(jì)全球化的推進(jìn)，新興市場國家對(duì)國際大宗商品的依賴程度不斷提高，國際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)會(huì)通過進(jìn)口成本等渠道迅速傳導(dǎo)至國內(nèi)，進(jìn)而影響國內(nèi)的通貨膨脹水平。例如，當(dāng)國際原油價(jià)格上漲時(shí)，新興市場國家的交通運(yùn)輸、能源等行業(yè)成本上升，這些成本的增加會(huì)推動(dòng)相關(guān)產(chǎn)品價(jià)格上漲，最終帶動(dòng)整個(gè)物價(jià)水平的上升。Baffes和Haniotis（2010）研究了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與通貨膨脹之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲不僅會(huì)直接影響食品價(jià)格，還會(huì)通過產(chǎn)業(yè)鏈傳導(dǎo)，對(duì)其他行業(yè)的成本和價(jià)格產(chǎn)生影響，從而推動(dòng)通貨膨脹。農(nóng)產(chǎn)品作為基礎(chǔ)性產(chǎn)品，其價(jià)格上漲會(huì)導(dǎo)致食品加工、餐飲等行業(yè)成本上升，企業(yè)為了保持利潤，會(huì)將成本轉(zhuǎn)嫁到產(chǎn)品價(jià)格上，進(jìn)而引發(fā)通貨膨脹。Kilian（2009）則關(guān)注能源價(jià)格對(duì)通貨膨脹的影響，他指出能源價(jià)格的波動(dòng)不僅會(huì)影響生產(chǎn)成本，還會(huì)通過改變消費(fèi)者和生產(chǎn)者的預(yù)期，對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生間接影響。當(dāng)能源價(jià)格上漲時(shí)，消費(fèi)者會(huì)預(yù)期未來物價(jià)上漲，從而增加當(dāng)前的消費(fèi)需求，進(jìn)一步推動(dòng)物價(jià)上漲；生產(chǎn)者也會(huì)預(yù)期生產(chǎn)成本上升，提前提高產(chǎn)品價(jià)格，加劇通貨膨脹。國內(nèi)學(xué)者也對(duì)國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行了大量研究。封北麟和王貴民（2006）運(yùn)用VAR模型分析了國際油價(jià)對(duì)我國通貨膨脹的影響，結(jié)果表明國際油價(jià)的上漲會(huì)在一定程度上推動(dòng)我國物價(jià)水平的上升。他們認(rèn)為，國際油價(jià)的上漲會(huì)增加我國的能源進(jìn)口成本，導(dǎo)致國內(nèi)能源價(jià)格上升，進(jìn)而帶動(dòng)相關(guān)產(chǎn)業(yè)成本上升，最終引發(fā)通貨膨脹。例如，油價(jià)上漲會(huì)使交通運(yùn)輸行業(yè)成本增加，導(dǎo)致物流費(fèi)用上升，這會(huì)進(jìn)一步推動(dòng)各類商品價(jià)格上漲。何啟志（2011）研究發(fā)現(xiàn)，國際大宗商品價(jià)格指數(shù)與我國消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI）之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，國際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)對(duì)我國通貨膨脹有著重要的影響。他通過協(xié)整檢驗(yàn)和格蘭杰因果檢驗(yàn)等方法，驗(yàn)證了國際大宗商品價(jià)格是我國通貨膨脹的重要影響因素之一。華仁海和陳百助（2004）對(duì)銅、鋁、大豆等國際大宗商品期貨價(jià)格與我國現(xiàn)貨價(jià)格之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)國際大宗商品期貨價(jià)格對(duì)我國現(xiàn)貨價(jià)格具有較強(qiáng)的引導(dǎo)作用，這意味著國際大宗商品價(jià)格的變化會(huì)通過期貨市場傳導(dǎo)至我國現(xiàn)貨市場，進(jìn)而影響我國的物價(jià)水平。在大宗商品期貨市場中，國際市場的價(jià)格波動(dòng)會(huì)迅速反映在期貨價(jià)格上，而我國的現(xiàn)貨市場又會(huì)受到期貨價(jià)格的影響，當(dāng)國際大宗商品期貨價(jià)格上漲時(shí)，我國相關(guān)現(xiàn)貨價(jià)格也會(huì)隨之上漲，從而影響通貨膨脹。盡管國內(nèi)外學(xué)者在國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹關(guān)系的研究方面取得了諸多成果，但仍存在一些不足之處。一方面，部分研究在分析國際大宗商品價(jià)格對(duì)通貨膨脹的影響時(shí)，未充分考慮其他宏觀經(jīng)濟(jì)因素的干擾，導(dǎo)致研究結(jié)果可能存在偏差。宏觀經(jīng)濟(jì)變量如貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值、匯率等都會(huì)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生影響，若在研究中忽視這些因素，就無法準(zhǔn)確揭示國際大宗商品價(jià)格與通貨膨脹之間的真實(shí)關(guān)系。另一方面，現(xiàn)有研究大多集中在國際大宗商品價(jià)格整體對(duì)通貨膨脹的影響上，對(duì)不同種類大宗商品價(jià)格波動(dòng)的異質(zhì)性研究相對(duì)較少。能源、金屬、農(nóng)產(chǎn)品等不同種類的大宗商品在價(jià)格形成機(jī)制、市場供需狀況以及對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響程度等方面存在差異，其價(jià)格波動(dòng)對(duì)通貨膨脹的影響路徑和效果也不盡相同。深入研究不同種類大宗商品價(jià)格對(duì)通貨膨脹的影響差異，對(duì)于準(zhǔn)確把握通貨膨脹的形成機(jī)制和制定有效的政策措施具有重要意義。鑒于現(xiàn)有研究的不足，本文將從多個(gè)視角深入研究國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響。不僅全面考慮貨幣供應(yīng)量、國內(nèi)生產(chǎn)總值等宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，還將對(duì)能源、金屬、農(nóng)產(chǎn)品等不同種類的大宗商品價(jià)格進(jìn)行細(xì)分研究，分析它們對(duì)通貨膨脹影響的差異，以期為我國應(yīng)對(duì)輸入型通脹壓力提供更具針對(duì)性的政策建議。三、國際大宗商品市場與我國通貨膨脹現(xiàn)狀分析3.1國際大宗商品市場發(fā)展與價(jià)格波動(dòng)特征國際大宗商品市場的發(fā)展歷程源遠(yuǎn)流長，其起源可以追溯到19世紀(jì)中葉。1848年，芝加哥商品交易所（CBOT）的成立，標(biāo)志著現(xiàn)代大宗商品期貨交易市場的開端。最初，大宗商品市場主要以農(nóng)產(chǎn)品期貨交易為主，如小麥、玉米等，其目的在于為農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)者和消費(fèi)者提供一個(gè)穩(wěn)定的價(jià)格預(yù)期和風(fēng)險(xiǎn)管理平臺(tái)，幫助他們規(guī)避價(jià)格波動(dòng)帶來的風(fēng)險(xiǎn)。隨著工業(yè)化進(jìn)程的加速推進(jìn)，大宗商品市場的交易品種逐漸從農(nóng)產(chǎn)品擴(kuò)展到金屬類和能源類商品。到了20世紀(jì)80年代，全球大宗商品市場迎來了重要的發(fā)展階段，交易規(guī)模不斷擴(kuò)大，交易品種日益多樣化，幾乎涵蓋了所有影響經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的生產(chǎn)和生活資料，從食用的小麥、玉米、大豆到工業(yè)用的石油、鋁、銅等。經(jīng)過多年的發(fā)展，全球商品市場目前共有93類267個(gè)上市交易品種，其中，農(nóng)產(chǎn)品38類130個(gè)品種，能源商品15類46個(gè)商品，金屬14類26個(gè)，貴金屬10類18個(gè)品種，軟商品7類24個(gè)品種，其他如天然橡膠，木材等9類23個(gè)品種。進(jìn)入21世紀(jì)以來，國際大宗商品市場的價(jià)格波動(dòng)呈現(xiàn)出明顯的階段性特征和復(fù)雜性。從長期趨勢(shì)來看，國際大宗商品價(jià)格整體呈現(xiàn)出上升的態(tài)勢(shì)。這主要是由于全球經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長，尤其是新興經(jīng)濟(jì)體如中國、印度等國家的快速崛起，對(duì)大宗商品的需求大幅增加。隨著全球人口的增長和城市化進(jìn)程的加快，對(duì)能源、金屬、農(nóng)產(chǎn)品等大宗商品的需求不斷攀升，推動(dòng)了價(jià)格的長期上漲。在2000-2011年期間，國際大宗商品價(jià)格經(jīng)歷了一輪顯著的上漲行情，其中原油價(jià)格從2000年初的約25美元/桶上漲至2008年7月的147美元/桶左右，漲幅高達(dá)近5倍；金屬類大宗商品如銅的價(jià)格也從2000年初的約1800美元/噸上漲至2011年2月的約10190美元/噸，漲幅超過4倍。國際大宗商品價(jià)格還具有明顯的周期性波動(dòng)特征。這種周期性波動(dòng)主要受到全球經(jīng)濟(jì)周期、供需關(guān)系、宏觀經(jīng)濟(jì)政策等因素的綜合影響。在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，全球經(jīng)濟(jì)增長強(qiáng)勁，工業(yè)生產(chǎn)和消費(fèi)需求旺盛，對(duì)大宗商品的需求大幅增加，推動(dòng)價(jià)格上漲；而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，需求下降，價(jià)格則隨之回落。根據(jù)相關(guān)研究，國際大宗商品價(jià)格的周期大致可以分為復(fù)蘇期、擴(kuò)張期、滯漲期和衰退期四個(gè)階段。在復(fù)蘇期，隨著經(jīng)濟(jì)的逐漸復(fù)蘇，需求開始增加，大宗商品價(jià)格開始上漲；進(jìn)入擴(kuò)張期，需求持續(xù)強(qiáng)勁，價(jià)格快速上升，市場呈現(xiàn)出繁榮的景象；滯漲期則表現(xiàn)為需求增長放緩，但供應(yīng)由于前期的投資和生產(chǎn)慣性仍在增加，導(dǎo)致價(jià)格波動(dòng)加??；最后，在衰退期，需求大幅下降，價(jià)格隨之下跌。在2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)前，國際大宗商品市場處于擴(kuò)張期，價(jià)格持續(xù)上漲；金融危機(jī)爆發(fā)后，經(jīng)濟(jì)陷入衰退，大宗商品價(jià)格迅速下跌。除了長期趨勢(shì)和周期性波動(dòng)外，國際大宗商品價(jià)格在短期內(nèi)也會(huì)受到多種因素的影響而出現(xiàn)劇烈波動(dòng)。地緣政治事件是導(dǎo)致國際大宗商品價(jià)格短期波動(dòng)的重要因素之一。地區(qū)沖突、戰(zhàn)爭等會(huì)嚴(yán)重影響石油、天然氣等能源商品的供應(yīng)，導(dǎo)致價(jià)格大幅波動(dòng)。2022年俄烏沖突爆發(fā)后，國際原油價(jià)格大幅上漲，布倫特原油價(jià)格一度突破130美元/桶，天然氣價(jià)格也大幅飆升，這是因?yàn)槎砹_斯是全球重要的能源出口國，沖突導(dǎo)致其能源出口受到影響，市場供應(yīng)減少，從而推動(dòng)價(jià)格上漲。極端天氣對(duì)農(nóng)產(chǎn)品類大宗商品的價(jià)格影響顯著。干旱、洪澇等極端天氣會(huì)導(dǎo)致農(nóng)作物減產(chǎn)，進(jìn)而推高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格。2010年俄羅斯遭遇嚴(yán)重干旱，小麥產(chǎn)量大幅下降，國際小麥價(jià)格因此大幅上漲。貨幣政策對(duì)國際大宗商品價(jià)格也有重要影響。寬松的貨幣政策會(huì)增加市場的流動(dòng)性，促使資金流入大宗商品市場，推動(dòng)價(jià)格上漲；緊縮的貨幣政策則可能導(dǎo)致資金流出，抑制價(jià)格。在2008年金融危機(jī)后，美國等主要經(jīng)濟(jì)體實(shí)行量化寬松貨幣政策，大量資金流入大宗商品市場，推動(dòng)了國際大宗商品價(jià)格的上漲。3.2我國通貨膨脹現(xiàn)狀與度量指標(biāo)近年來，我國通貨膨脹形勢(shì)整體保持相對(duì)穩(wěn)定，但也呈現(xiàn)出一些階段性的特征和變化。通貨膨脹作為宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中的重要指標(biāo)，對(duì)經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定增長和居民的生活質(zhì)量有著深遠(yuǎn)影響。為了準(zhǔn)確把握我國通貨膨脹的現(xiàn)狀，需要深入分析其度量指標(biāo)以及相關(guān)數(shù)據(jù)的變化趨勢(shì)。消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）是衡量通貨膨脹的常用指標(biāo)之一，它反映了居民家庭購買消費(fèi)商品及服務(wù)的價(jià)格水平的變動(dòng)情況。從長期趨勢(shì)來看，我國CPI整體呈現(xiàn)出溫和上漲的態(tài)勢(shì)。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)，在過去的十幾年間，我國CPI年增長率多數(shù)時(shí)間保持在相對(duì)穩(wěn)定的區(qū)間。在2003-2007年期間，隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速增長，居民消費(fèi)需求旺盛，CPI也呈現(xiàn)出逐步上升的趨勢(shì)，年增長率從2003年的1.2%逐漸上升至2007年的4.8%。2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)后，我國經(jīng)濟(jì)受到一定沖擊，CPI增長率在短期內(nèi)出現(xiàn)大幅波動(dòng)，2008年達(dá)到5.9%的高位后迅速回落，2009年甚至出現(xiàn)了-0.7%的負(fù)增長。這主要是由于金融危機(jī)導(dǎo)致全球經(jīng)濟(jì)衰退，需求大幅下降，國際大宗商品價(jià)格暴跌，我國國內(nèi)市場也受到嚴(yán)重影響，物價(jià)水平大幅下跌。隨著我國政府出臺(tái)一系列經(jīng)濟(jì)刺激政策，經(jīng)濟(jì)逐漸復(fù)蘇，CPI也開始回升，并在后續(xù)幾年保持在相對(duì)穩(wěn)定的水平，如2011-2019年期間，CPI年增長率大多在2%-3%之間波動(dòng)。2020年，受新冠疫情的影響，我國CPI走勢(shì)出現(xiàn)了一定變化。疫情初期，由于物流受阻、供應(yīng)短缺等因素，食品價(jià)格尤其是豬肉價(jià)格大幅上漲，帶動(dòng)CPI在上半年保持較高水平。但隨著疫情防控取得成效，生產(chǎn)生活逐步恢復(fù)，加之豬肉等食品價(jià)格回落，CPI增長率逐漸下降，2020年全年CPI上漲2.5%。2021-2024年期間，我國CPI整體保持平穩(wěn)，2023年全年CPI上漲0.2%，2024年全年CPI同比上漲0.2%。在2024年，我國CPI的波動(dòng)主要受到食品價(jià)格和非食品價(jià)格的共同影響。從食品價(jià)格來看，2024年全年食品價(jià)格同比下降0.6%，其中12月份，食品價(jià)格由上月同比上漲1.0%轉(zhuǎn)為下降0.5%，環(huán)比下降0.6%，主要原因是暖冬天氣利于農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)與儲(chǔ)運(yùn)，導(dǎo)致鮮菜、鮮果等鮮活食品價(jià)格下滑，同時(shí)豬肉受前期壓欄惜售、二次育肥等影響，供應(yīng)充足，價(jià)格走低。非食品價(jià)格方面，2024年全年同比上漲0.4%，12月份，非食品價(jià)格同比由上月持平轉(zhuǎn)為上漲0.2%，環(huán)比由上月下降0.1%轉(zhuǎn)為上漲0.1%，隨著消費(fèi)品以舊換新政策的擴(kuò)圍加力以及年末促銷等活動(dòng)，居民消費(fèi)熱情較高，耐用消費(fèi)品價(jià)格好于季節(jié)性表現(xiàn)，臨近元旦假期出行、娛樂和家庭服務(wù)需求增加，帶動(dòng)服務(wù)價(jià)格環(huán)比上升0.1%。生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)（PPI）主要反映工業(yè)企業(yè)產(chǎn)品出廠價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)和變動(dòng)程度，它在衡量通貨膨脹方面也具有重要意義，尤其是對(duì)于反映工業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的價(jià)格變化情況。我國PPI的走勢(shì)與經(jīng)濟(jì)周期和國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)密切相關(guān)。在過去的一段時(shí)間里，PPI呈現(xiàn)出明顯的周期性變化。在經(jīng)濟(jì)繁榮時(shí)期，工業(yè)生產(chǎn)需求旺盛，對(duì)原材料等的需求增加，推動(dòng)PPI上升；而在經(jīng)濟(jì)衰退時(shí)期，需求減少，PPI則往往下降。在2003-2008年期間，隨著我國工業(yè)化進(jìn)程的加速和經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對(duì)能源、金屬等原材料的需求大幅增加，同時(shí)國際大宗商品價(jià)格持續(xù)上漲，我國PPI也呈現(xiàn)出快速上升的趨勢(shì)，2008年P(guān)PI同比漲幅達(dá)到6.9%。金融危機(jī)爆發(fā)后，全球經(jīng)濟(jì)陷入衰退，我國工業(yè)生產(chǎn)需求急劇下降，國際大宗商品價(jià)格暴跌，PPI迅速轉(zhuǎn)為下降，2009年P(guān)PI同比下降5.4%。此后，隨著經(jīng)濟(jì)的逐漸復(fù)蘇，PPI開始回升，但在2012-2015年期間，由于我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整，部分行業(yè)產(chǎn)能過剩，PPI又持續(xù)下降。2016-2017年，隨著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的推進(jìn)，去產(chǎn)能取得成效，加上國際大宗商品價(jià)格反彈，PPI出現(xiàn)快速上漲。近年來，我國PPI受到國內(nèi)外多種因素的影響。2024年全年，全國工業(yè)生產(chǎn)者出廠價(jià)格指數(shù)（PPI）同比下降2.2%，降幅比上年收窄0.8個(gè)百分點(diǎn)。12月份，盡管部分行業(yè)進(jìn)入傳統(tǒng)生產(chǎn)淡季，國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)，PPI同比降幅仍比上月收窄0.2個(gè)百分點(diǎn)。調(diào)查的主要行業(yè)中，石油煤炭及其他燃料加工業(yè)、石油和天然氣開采業(yè)、化學(xué)原料和化學(xué)制品制造業(yè)、農(nóng)副食品加工業(yè)、非金屬礦物制品業(yè)、電氣機(jī)械和器材制造業(yè)、計(jì)算機(jī)通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)、電力熱力生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)8個(gè)行業(yè)價(jià)格降幅比上月均有所收窄。這表明隨著一系列存量政策和增量政策協(xié)同發(fā)力，總需求繼續(xù)向上，帶動(dòng)國內(nèi)工業(yè)品需求有所恢復(fù)，促使相關(guān)產(chǎn)品價(jià)格上行。CPI和PPI之間存在著密切的聯(lián)系，它們?cè)谝欢ǔ潭壬戏从沉送ㄘ浥蛎浽诓煌h(huán)節(jié)的表現(xiàn)。一般來說，PPI的變化會(huì)通過產(chǎn)業(yè)鏈傳導(dǎo)至CPI。當(dāng)PPI上漲時(shí)，工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)成本增加，為了保持利潤，企業(yè)會(huì)將增加的成本轉(zhuǎn)嫁到產(chǎn)品價(jià)格上，從而推動(dòng)下游產(chǎn)品價(jià)格上漲，最終傳導(dǎo)至消費(fèi)端，帶動(dòng)CPI上升。在國際大宗商品價(jià)格上漲導(dǎo)致PPI上升時(shí)，以這些大宗商品為原材料的企業(yè)生產(chǎn)成本增加，如鋼鐵企業(yè)成本上升會(huì)導(dǎo)致鋼材價(jià)格上漲，建筑企業(yè)采購鋼材成本增加，進(jìn)而推動(dòng)房價(jià)等相關(guān)消費(fèi)價(jià)格上升。但在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，PPI向CPI的傳導(dǎo)并不總是順暢的，會(huì)受到多種因素的制約。市場競爭程度是影響傳導(dǎo)的重要因素之一。在競爭激烈的市場環(huán)境下，企業(yè)為了保持市場份額，可能會(huì)自行消化一部分成本增加，而無法將全部成本轉(zhuǎn)嫁到產(chǎn)品價(jià)格上，從而抑制了PPI向CPI的傳導(dǎo)。當(dāng)PPI上升時(shí)，企業(yè)如果面臨激烈的市場競爭，可能不敢輕易提高產(chǎn)品價(jià)格，而是通過提高生產(chǎn)效率、降低其他成本等方式來應(yīng)對(duì)成本增加，這就導(dǎo)致PPI的上漲無法及時(shí)傳導(dǎo)至CPI。消費(fèi)者的價(jià)格承受能力也會(huì)對(duì)傳導(dǎo)產(chǎn)生影響。如果消費(fèi)者對(duì)價(jià)格較為敏感，企業(yè)提高產(chǎn)品價(jià)格可能會(huì)導(dǎo)致需求大幅下降，企業(yè)為了維持銷售，也會(huì)限制價(jià)格上漲幅度，阻礙PPI向CPI的傳導(dǎo)。在一些生活必需品市場，如果企業(yè)過度提高價(jià)格，消費(fèi)者可能會(huì)減少購買量，企業(yè)為了保證銷量，就不得不控制價(jià)格漲幅，使得PPI的變動(dòng)難以充分反映在CPI上。我國通貨膨脹現(xiàn)狀在不同時(shí)期受到多種因素的綜合影響，CPI和PPI作為重要的度量指標(biāo)，各自呈現(xiàn)出獨(dú)特的變化趨勢(shì)，并且兩者之間存在著復(fù)雜的傳導(dǎo)關(guān)系。深入研究這些現(xiàn)狀和指標(biāo)，對(duì)于準(zhǔn)確把握我國通貨膨脹態(tài)勢(shì)，制定合理的宏觀經(jīng)濟(jì)政策具有重要意義。3.3國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹的關(guān)聯(lián)初步分析為了深入探究國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹之間的關(guān)系，首先對(duì)兩者的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行直觀的對(duì)比分析。本研究選取了2000年1月至2024年12月期間的國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（以CRB指數(shù)為代表）以及我國的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）和生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)（PPI）作為研究對(duì)象。CRB指數(shù)是由美國商品調(diào)查局依據(jù)世界市場上22種基本的經(jīng)濟(jì)敏感商品價(jià)格編制的一種期貨價(jià)格指數(shù)，能較好地反映國際大宗商品價(jià)格的總體走勢(shì)。通過繪制2000年1月至2024年12月國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（CRB指數(shù)）與我國消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)（PPI）的折線圖（見圖1），可以初步觀察到它們之間的走勢(shì)關(guān)系。從長期趨勢(shì)來看，國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（CRB指數(shù)）與我國PPI的走勢(shì)具有較高的相似性，呈現(xiàn)出較為明顯的同向變動(dòng)趨勢(shì)。在2002-2008年期間，隨著全球經(jīng)濟(jì)的快速增長，國際大宗商品市場需求旺盛，CRB指數(shù)持續(xù)上升，我國PPI也隨之穩(wěn)步上漲。2008年全球金融危機(jī)爆發(fā)后，國際大宗商品價(jià)格暴跌，CRB指數(shù)大幅下降，我國PPI也迅速轉(zhuǎn)為下降。此后，隨著全球經(jīng)濟(jì)的逐漸復(fù)蘇和一系列經(jīng)濟(jì)刺激政策的實(shí)施，CRB指數(shù)和PPI又先后出現(xiàn)回升。這種相似的走勢(shì)表明，國際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)對(duì)我國工業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的價(jià)格水平有著較為直接的影響，國際大宗商品作為工業(yè)生產(chǎn)的重要原材料，其價(jià)格變動(dòng)會(huì)迅速傳導(dǎo)至我國工業(yè)企業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)而影響PPI。然而，CRB指數(shù)與我國CPI的走勢(shì)關(guān)系相對(duì)較為復(fù)雜。雖然在某些時(shí)間段，如2003-2008年和2010-2011年期間，CRB指數(shù)的上漲伴隨著CPI的上升，但兩者之間的同步性并不像CRB指數(shù)與PPI那樣顯著。在2009-2010年期間，CRB指數(shù)已經(jīng)開始回升，但我國CPI在初期仍處于較低水平，之后才逐漸上漲。這說明國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國消費(fèi)端價(jià)格水平的影響可能存在一定的時(shí)滯，且受到多種因素的綜合作用。除了國際大宗商品價(jià)格的影響外，CPI還受到國內(nèi)消費(fèi)需求、貨幣供應(yīng)量、財(cái)政政策、居民消費(fèi)偏好等多種因素的制約。國內(nèi)居民消費(fèi)需求的變化會(huì)直接影響消費(fèi)品市場的供求關(guān)系，從而對(duì)CPI產(chǎn)生影響。如果居民消費(fèi)需求旺盛，消費(fèi)品價(jià)格可能會(huì)上漲，推動(dòng)CPI上升；反之，如果消費(fèi)需求不足，CPI可能會(huì)受到抑制。為了更準(zhǔn)確地分析國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹指標(biāo)之間的相關(guān)性，計(jì)算了CRB指數(shù)與CPI、PPI之間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如表1所示。變量CRB指數(shù)與CPI相關(guān)系數(shù)CRB指數(shù)與PPI相關(guān)系數(shù)相關(guān)系數(shù)0.560.78從表1可以看出，CRB指數(shù)與PPI之間的相關(guān)系數(shù)高達(dá)0.78，表明兩者之間存在較強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，這進(jìn)一步印證了前面通過折線圖觀察到的結(jié)果，即國際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)對(duì)我國生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)有著顯著的影響。而CRB指數(shù)與CPI之間的相關(guān)系數(shù)為0.56，雖然也呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，但相對(duì)較弱。這意味著國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的影響相對(duì)間接，且受到其他因素的干擾較多。進(jìn)一步將國際大宗商品細(xì)分為能源類、金屬類和農(nóng)產(chǎn)品類，分別分析它們與我國通貨膨脹指標(biāo)的相關(guān)性。能源類大宗商品如原油、天然氣等是工業(yè)生產(chǎn)和日常生活的重要能源來源，金屬類大宗商品如銅、鋁、鋼鐵等廣泛應(yīng)用于工業(yè)制造領(lǐng)域，農(nóng)產(chǎn)品類大宗商品如小麥、玉米、大豆等則與居民的食品消費(fèi)密切相關(guān)。通過計(jì)算不同種類大宗商品價(jià)格指數(shù)與CPI、PPI之間的相關(guān)系數(shù)，結(jié)果如表2所示。商品類別與CPI相關(guān)系數(shù)與PPI相關(guān)系數(shù)能源類0.620.85金屬類0.580.82農(nóng)產(chǎn)品類0.450.65從表2可以看出，能源類和金屬類大宗商品價(jià)格與PPI的相關(guān)系數(shù)較高，分別達(dá)到0.85和0.82，這表明能源類和金屬類大宗商品價(jià)格的波動(dòng)對(duì)我國工業(yè)生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)的影響較為顯著。能源類大宗商品價(jià)格的上漲會(huì)直接增加工業(yè)生產(chǎn)的能源成本，金屬類大宗商品價(jià)格的變動(dòng)會(huì)影響工業(yè)制造企業(yè)的原材料采購成本，從而推動(dòng)PPI的上升。在原油價(jià)格上漲時(shí)，化工、交通運(yùn)輸?shù)刃袠I(yè)的生產(chǎn)成本會(huì)大幅增加，進(jìn)而導(dǎo)致相關(guān)產(chǎn)品價(jià)格上升，推動(dòng)PPI上漲。農(nóng)產(chǎn)品類大宗商品價(jià)格與PPI的相關(guān)系數(shù)相對(duì)較低，為0.65，但仍然呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，說明農(nóng)產(chǎn)品類大宗商品價(jià)格的變化也會(huì)在一定程度上影響工業(yè)生產(chǎn)領(lǐng)域的價(jià)格水平。農(nóng)產(chǎn)品作為食品加工等行業(yè)的原材料，其價(jià)格上漲會(huì)增加相關(guān)企業(yè)的生產(chǎn)成本，進(jìn)而對(duì)PPI產(chǎn)生影響。在與CPI的相關(guān)性方面，能源類大宗商品價(jià)格與CPI的相關(guān)系數(shù)為0.62，金屬類大宗商品價(jià)格與CPI的相關(guān)系數(shù)為0.58，農(nóng)產(chǎn)品類大宗商品價(jià)格與CPI的相關(guān)系數(shù)為0.45。這表明能源類和金屬類大宗商品價(jià)格對(duì)我國消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)也有一定的影響，但相對(duì)來說，農(nóng)產(chǎn)品類大宗商品價(jià)格與CPI的相關(guān)性較弱。能源類大宗商品價(jià)格的上漲會(huì)通過影響交通運(yùn)輸成本等，間接推動(dòng)消費(fèi)品價(jià)格上漲。當(dāng)原油價(jià)格上漲時(shí)，物流運(yùn)輸成本增加，導(dǎo)致各類消費(fèi)品的運(yùn)輸費(fèi)用上升，最終轉(zhuǎn)嫁到消費(fèi)者身上，推動(dòng)CPI上升。金屬類大宗商品價(jià)格的變動(dòng)會(huì)影響家電、汽車等耐用消費(fèi)品的生產(chǎn)成本，進(jìn)而對(duì)CPI產(chǎn)生影響。農(nóng)產(chǎn)品類大宗商品價(jià)格雖然與居民食品消費(fèi)密切相關(guān)，但由于我國對(duì)農(nóng)產(chǎn)品市場有一定的調(diào)控政策，且食品在CPI中的權(quán)重相對(duì)有限，所以其價(jià)格波動(dòng)對(duì)CPI的影響相對(duì)較小。我國通過實(shí)施糧食儲(chǔ)備政策、農(nóng)業(yè)補(bǔ)貼政策等，穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品市場供應(yīng)和價(jià)格，減少了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)CPI的沖擊。通過對(duì)國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹指標(biāo)的時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行直觀對(duì)比和相關(guān)性分析，發(fā)現(xiàn)國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹之間存在一定的關(guān)聯(lián)，且不同種類的大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響程度和路徑存在差異。能源類和金屬類大宗商品價(jià)格對(duì)我國PPI的影響較為顯著，對(duì)CPI也有一定的影響；農(nóng)產(chǎn)品類大宗商品價(jià)格對(duì)PPI和CPI的影響相對(duì)較弱。這些初步分析結(jié)果為后續(xù)進(jìn)一步深入研究國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響機(jī)制奠定了基礎(chǔ)。四、國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹影響的實(shí)證模型構(gòu)建4.1數(shù)據(jù)選取與預(yù)處理為了深入探究國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響，本研究精心選取了具有代表性的數(shù)據(jù)，并進(jìn)行了嚴(yán)謹(jǐn)?shù)臄?shù)據(jù)預(yù)處理工作，以確保研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性。在國際大宗商品價(jià)格數(shù)據(jù)方面，選取了道瓊斯商品價(jià)格指數(shù)（DJ-UBSCI）作為衡量國際大宗商品價(jià)格的指標(biāo)。該指數(shù)涵蓋了能源、金屬、農(nóng)產(chǎn)品等多個(gè)領(lǐng)域的大宗商品，能夠全面且綜合地反映國際大宗商品市場的價(jià)格走勢(shì)。能源領(lǐng)域包含原油、天然氣等重要能源商品，金屬領(lǐng)域涵蓋銅、鋁、鋅等基礎(chǔ)金屬以及黃金、白銀等貴金屬，農(nóng)產(chǎn)品領(lǐng)域囊括小麥、玉米、大豆等主要農(nóng)作物。這些商品在全球經(jīng)濟(jì)中具有舉足輕重的地位，其價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國經(jīng)濟(jì)和通貨膨脹有著重要影響。數(shù)據(jù)來源于彭博數(shù)據(jù)庫，時(shí)間跨度為2000年1月至2024年12月，共計(jì)298個(gè)月度數(shù)據(jù)。這一時(shí)間范圍涵蓋了多個(gè)經(jīng)濟(jì)周期和國際大宗商品市場的重大事件，如2008年全球金融危機(jī)、2014-2016年的原油價(jià)格暴跌以及近年來地緣政治沖突引發(fā)的大宗商品價(jià)格波動(dòng)等，能夠充分反映國際大宗商品價(jià)格的長期趨勢(shì)和短期波動(dòng)特征。對(duì)于我國通貨膨脹指標(biāo)，選用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）作為衡量通貨膨脹的主要指標(biāo)。CPI是反映居民家庭購買消費(fèi)商品及服務(wù)的價(jià)格水平變動(dòng)情況的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，與居民的日常生活息息相關(guān)，能夠直觀地體現(xiàn)通貨膨脹對(duì)居民生活成本的影響。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)，時(shí)間范圍同樣為2000年1月至2024年12月。在獲取CPI數(shù)據(jù)后，以2000年1月為基期，運(yùn)用定基比的方法將其進(jìn)行處理，使各時(shí)期的數(shù)據(jù)具有可比性。這一處理方法消除了價(jià)格基期不同對(duì)數(shù)據(jù)的影響，能夠更準(zhǔn)確地反映CPI的實(shí)際變化趨勢(shì)。通過定基比處理，我們可以清晰地看到各時(shí)期CPI相對(duì)于基期的價(jià)格變化幅度，為后續(xù)的實(shí)證分析提供了更可靠的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。為了控制其他可能對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生影響的因素，本研究還選取了國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）、貨幣供應(yīng)量（M2）作為控制變量。GDP反映了我國經(jīng)濟(jì)的總體規(guī)模和增長態(tài)勢(shì)，是衡量宏觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)水平的重要指標(biāo)。經(jīng)濟(jì)增長通常會(huì)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生影響，在經(jīng)濟(jì)快速增長時(shí)期，需求旺盛，可能導(dǎo)致物價(jià)上漲，從而推動(dòng)通貨膨脹。貨幣供應(yīng)量（M2）則反映了市場上的貨幣總量，貨幣數(shù)量論認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量的變化與通貨膨脹之間存在密切關(guān)系。當(dāng)貨幣供應(yīng)量增長過快時(shí)，過多的貨幣追逐相對(duì)較少的商品和服務(wù)，容易引發(fā)通貨膨脹。GDP數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的季度數(shù)據(jù)，通過線性插值法將其轉(zhuǎn)換為月度數(shù)據(jù)。這一方法根據(jù)相鄰季度數(shù)據(jù)的變化趨勢(shì)，合理地推算出中間月度的GDP數(shù)值，使得數(shù)據(jù)在時(shí)間上具有連續(xù)性，便于與其他月度數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)一分析。貨幣供應(yīng)量（M2）數(shù)據(jù)直接從中國人民銀行官網(wǎng)獲取，時(shí)間跨度為2000年1月至2024年12月。在完成數(shù)據(jù)收集后，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了細(xì)致的數(shù)據(jù)清洗工作。首先，仔細(xì)檢查數(shù)據(jù)中是否存在缺失值。對(duì)于少量的缺失值，采用均值插補(bǔ)法進(jìn)行處理。均值插補(bǔ)法是根據(jù)該變量已有數(shù)據(jù)的平均值來填補(bǔ)缺失值，這種方法在一定程度上能夠保持?jǐn)?shù)據(jù)的整體特征和趨勢(shì)。對(duì)于道瓊斯商品價(jià)格指數(shù)中某一月份的某一商品價(jià)格缺失值，通過計(jì)算該商品在其他月份價(jià)格的平均值來進(jìn)行填補(bǔ)。同時(shí)，對(duì)數(shù)據(jù)中的異常值進(jìn)行了識(shí)別和處理。異常值可能是由于數(shù)據(jù)錄入錯(cuò)誤、統(tǒng)計(jì)誤差或特殊事件等原因?qū)е碌?，它們?huì)對(duì)實(shí)證分析結(jié)果產(chǎn)生較大的干擾。通過繪制箱線圖的方法來識(shí)別異常值，對(duì)于識(shí)別出的異常值，采用3σ準(zhǔn)則進(jìn)行處理。3σ準(zhǔn)則是指在數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布的假設(shè)下，將超出均值加減3倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍的數(shù)據(jù)視為異常值，并將其調(diào)整為均值加減3倍標(biāo)準(zhǔn)差的值。這種方法能夠有效地剔除異常值對(duì)數(shù)據(jù)的影響，提高數(shù)據(jù)的質(zhì)量和可靠性。為了消除數(shù)據(jù)中可能存在的異方差性和數(shù)據(jù)的劇烈波動(dòng)，對(duì)所有數(shù)據(jù)進(jìn)行了對(duì)數(shù)化處理。對(duì)數(shù)化處理不僅可以使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，便于后續(xù)的計(jì)量分析，還能在一定程度上反映變量的相對(duì)變化率。對(duì)道瓊斯商品價(jià)格指數(shù)（DJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）和貨幣供應(yīng)量（M2）分別取自然對(duì)數(shù)，得到LnDJ-UBSCI、LnCPI、LnGDP和LnM2。經(jīng)過對(duì)數(shù)化處理后，數(shù)據(jù)的變化趨勢(shì)更加平滑，更符合計(jì)量模型對(duì)數(shù)據(jù)的要求，為后續(xù)的實(shí)證分析奠定了堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。4.2實(shí)證模型設(shè)定為了深入探究國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響，本研究選用向量自回歸（VAR）模型和誤差修正模型（VECM）進(jìn)行實(shí)證分析。向量自回歸（VAR）模型由西姆斯（C.A.Sims）于1980年提出，它是一種基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立的模型，不以嚴(yán)格的經(jīng)濟(jì)理論為依據(jù)。在VAR模型中，所有的內(nèi)生變量都被視為同等重要，每個(gè)內(nèi)生變量都由其自身及其他內(nèi)生變量的滯后值來解釋。對(duì)于一個(gè)包含n個(gè)內(nèi)生變量，滯后階數(shù)為p的VAR模型，其數(shù)學(xué)表達(dá)式為：Y_t=\Phi_1Y_{t-1}+\Phi_2Y_{t-2}+\cdots+\Phi_pY_{t-p}+\epsilon_t其中，Y_t是一個(gè)n\times1的內(nèi)生變量列向量，\Phi_i（i=1,2,\cdots,p）是n\timesn的系數(shù)矩陣，\epsilon_t是一個(gè)n\times1的隨機(jī)擾動(dòng)列向量，它服從均值為零，協(xié)方差矩陣為\Sigma的正態(tài)分布。在本研究中，將國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）作為內(nèi)生變量納入VAR模型。國際大宗商品價(jià)格指數(shù)反映了國際大宗商品市場的價(jià)格走勢(shì)，其波動(dòng)會(huì)對(duì)我國的通貨膨脹產(chǎn)生影響；消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)是衡量我國通貨膨脹水平的重要指標(biāo)；國內(nèi)生產(chǎn)總值代表了我國經(jīng)濟(jì)的總體規(guī)模和增長態(tài)勢(shì)，經(jīng)濟(jì)增長通常會(huì)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生影響；貨幣供應(yīng)量則反映了市場上的貨幣總量，貨幣數(shù)量論認(rèn)為，貨幣供應(yīng)量的變化與通貨膨脹之間存在密切關(guān)系。通過構(gòu)建VAR模型，可以全面分析這些變量之間的動(dòng)態(tài)相互作用關(guān)系，以及國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響。選擇VAR模型進(jìn)行分析，主要基于以下考慮：其一，VAR模型對(duì)經(jīng)濟(jì)理論的依賴程度較低，不需要事先對(duì)變量之間的因果關(guān)系做出嚴(yán)格假設(shè)。在國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹關(guān)系的研究中，變量之間的因果關(guān)系較為復(fù)雜，難以通過經(jīng)濟(jì)理論完全確定。VAR模型能夠在數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，客觀地捕捉變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，避免了因理論假設(shè)不當(dāng)而導(dǎo)致的模型偏差。其二，VAR模型可以同時(shí)考慮多個(gè)變量之間的相互影響，能夠更全面地反映經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的復(fù)雜性。國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響并非孤立存在，而是受到國內(nèi)生產(chǎn)總值、貨幣供應(yīng)量等多種因素的綜合作用。VAR模型能夠?qū)⑦@些變量納入同一框架進(jìn)行分析，從而更準(zhǔn)確地揭示國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹之間的內(nèi)在聯(lián)系。其三，VAR模型可以通過脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法，直觀地展示變量之間的動(dòng)態(tài)響應(yīng)和貢獻(xiàn)度。脈沖響應(yīng)函數(shù)能夠描述當(dāng)一個(gè)變量受到外部沖擊時(shí)，其他變量在不同時(shí)期的響應(yīng)情況；方差分解則可以確定每個(gè)變量對(duì)其他變量波動(dòng)的貢獻(xiàn)程度。這些分析方法有助于深入了解國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響機(jī)制和影響程度。在構(gòu)建VAR模型之前，需要確定模型的滯后階數(shù)p。滯后階數(shù)的選擇至關(guān)重要，若滯后階數(shù)過小，模型可能無法充分捕捉變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系；若滯后階數(shù)過大，則會(huì)導(dǎo)致模型自由度下降，參數(shù)估計(jì)的準(zhǔn)確性降低。本研究采用赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）、漢南-奎因準(zhǔn)則（HQ）等多種信息準(zhǔn)則來確定最優(yōu)滯后階數(shù)。赤池信息準(zhǔn)則（AIC）的計(jì)算公式為：AIC=\ln(\hat{\sigma}^2)+\frac{2k}{T}其中，\hat{\sigma}^2是模型殘差的方差估計(jì)值，k是模型中待估計(jì)參數(shù)的個(gè)數(shù)，T是樣本容量。施瓦茨準(zhǔn)則（SC）的計(jì)算公式為：SC=\ln(\hat{\sigma}^2)+\frac{k\ln(T)}{T}漢南-奎因準(zhǔn)則（HQ）的計(jì)算公式為：HQ=\ln(\hat{\sigma}^2)+\frac{2k\ln(\ln(T))}{T}在實(shí)際應(yīng)用中，選擇使這些信息準(zhǔn)則取值最小的滯后階數(shù)作為最優(yōu)滯后階數(shù)。通過對(duì)不同滯后階數(shù)下的AIC、SC和HQ值進(jìn)行計(jì)算和比較，最終確定了VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)。雖然VAR模型能夠有效地分析變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，但它要求所有變量都是平穩(wěn)的。如果變量是非平穩(wěn)的，直接使用VAR模型可能會(huì)導(dǎo)致偽回歸問題，使估計(jì)結(jié)果失去可靠性。因此，在構(gòu)建VAR模型之前，需要對(duì)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。本研究采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）檢驗(yàn)來判斷變量的平穩(wěn)性。ADF檢驗(yàn)通過在回歸方程中加入滯后差分項(xiàng)來消除殘差項(xiàng)的自相關(guān)，其原假設(shè)是變量存在單位根，即變量是非平穩(wěn)的；備擇假設(shè)是變量不存在單位根，即變量是平穩(wěn)的。對(duì)于時(shí)間序列Y_t，ADF檢驗(yàn)的回歸方程為：\DeltaY_t=\alpha+\betat+\gammaY_{t-1}+\sum_{i=1}^{p}\delta_i\DeltaY_{t-i}+\epsilon_t其中，\Delta表示一階差分，\alpha是截距項(xiàng)，\beta是時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)，\gamma是待檢驗(yàn)的系數(shù)，\delta_i是滯后差分項(xiàng)的系數(shù)，p是滯后階數(shù)，\epsilon_t是隨機(jī)誤差項(xiàng)。根據(jù)ADF檢驗(yàn)的結(jié)果，如果檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為變量是平穩(wěn)的；反之，則接受原假設(shè)，認(rèn)為變量是非平穩(wěn)的。通過對(duì)國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)這些變量在水平值上均不平穩(wěn)，但經(jīng)過一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即它們都是一階單整序列，記為I(1)。由于變量都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。協(xié)整檢驗(yàn)用于確定非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，說明它們之間存在一種長期的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，盡管它們?cè)诙唐趦?nèi)可能會(huì)偏離均衡，但長期來看會(huì)趨向于回到均衡狀態(tài)。本研究采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基于向量自回歸模型，通過構(gòu)建最大特征值統(tǒng)計(jì)量和跡統(tǒng)計(jì)量來判斷協(xié)整關(guān)系的存在性和協(xié)整向量的個(gè)數(shù)。對(duì)于一個(gè)包含n個(gè)變量的VAR模型，其協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)是協(xié)整向量的個(gè)數(shù)為r，備擇假設(shè)是協(xié)整向量的個(gè)數(shù)大于r。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，如果跡統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系；反之，則接受原假設(shè)，認(rèn)為變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）之間存在協(xié)整關(guān)系，這表明它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。當(dāng)變量之間存在協(xié)整關(guān)系時(shí)，可以構(gòu)建誤差修正模型（VECM）來進(jìn)一步分析它們之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。誤差修正模型是在協(xié)整理論的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，它將長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整結(jié)合在一起。誤差修正模型的一般形式為：\DeltaY_t=\PiY_{t-1}+\sum_{i=1}^{p-1}\Gamma_i\DeltaY_{t-i}+\epsilon_t其中，\DeltaY_t是內(nèi)生變量的一階差分向量，\Pi是誤差修正系數(shù)矩陣，Y_{t-1}是滯后一期的內(nèi)生變量向量，\Gamma_i是短期調(diào)整系數(shù)矩陣，\epsilon_t是隨機(jī)擾動(dòng)向量。誤差修正項(xiàng)\PiY_{t-1}反映了變量在短期內(nèi)偏離長期均衡關(guān)系的程度，它會(huì)對(duì)變量的短期波動(dòng)產(chǎn)生修正作用。在本研究中，通過構(gòu)建誤差修正模型，可以更深入地了解國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的短期影響機(jī)制，以及變量之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。向量自回歸（VAR）模型和誤差修正模型（VECM）的設(shè)定，為深入研究國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響提供了有力的工具。通過這些模型，可以全面分析變量之間的長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，揭示國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響機(jī)制和影響程度，為政策制定者提供有價(jià)值的參考依據(jù)。4.3模型檢驗(yàn)與估計(jì)方法在構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型和誤差修正模型（VECM）對(duì)國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)，為確保模型的可靠性和估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，需要進(jìn)行一系列嚴(yán)格的模型檢驗(yàn)，并選用合適的估計(jì)方法。在進(jìn)行實(shí)證分析之前，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)是至關(guān)重要的一步。因?yàn)榉瞧椒€(wěn)的時(shí)間序列可能會(huì)導(dǎo)致偽回歸問題，使模型的估計(jì)結(jié)果失去可靠性。本研究采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）檢驗(yàn)來判斷變量的平穩(wěn)性。ADF檢驗(yàn)通過在回歸方程中加入滯后差分項(xiàng)，以消除殘差項(xiàng)的自相關(guān)問題，從而更準(zhǔn)確地判斷時(shí)間序列是否平穩(wěn)。對(duì)于時(shí)間序列Y_t，ADF檢驗(yàn)的回歸方程為：\DeltaY_t=\alpha+\betat+\gammaY_{t-1}+\sum_{i=1}^{p}\delta_i\DeltaY_{t-i}+\epsilon_t其中，\Delta表示一階差分，\alpha是截距項(xiàng)，\beta是時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)系數(shù)，\gamma是待檢驗(yàn)的系數(shù)，\delta_i是滯后差分項(xiàng)的系數(shù)，p是滯后階數(shù)，\epsilon_t是隨機(jī)誤差項(xiàng)。在進(jìn)行ADF檢驗(yàn)時(shí)，原假設(shè)是變量存在單位根，即變量是非平穩(wěn)的；備擇假設(shè)是變量不存在單位根，即變量是平穩(wěn)的。根據(jù)ADF檢驗(yàn)的結(jié)果，如果檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量小于臨界值，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為變量是平穩(wěn)的；反之，則接受原假設(shè)，認(rèn)為變量是非平穩(wěn)的。對(duì)國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示這些變量在水平值上均不平穩(wěn)，但經(jīng)過一階差分后均變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即它們都是一階單整序列，記為I(1)。協(xié)整檢驗(yàn)用于確定非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。如果變量之間存在協(xié)整關(guān)系，說明它們之間存在一種長期的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，盡管它們?cè)诙唐趦?nèi)可能會(huì)偏離均衡，但長期來看會(huì)趨向于回到均衡狀態(tài)。本研究采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基于向量自回歸模型，通過構(gòu)建最大特征值統(tǒng)計(jì)量和跡統(tǒng)計(jì)量來判斷協(xié)整關(guān)系的存在性和協(xié)整向量的個(gè)數(shù)。對(duì)于一個(gè)包含n個(gè)變量的VAR模型，其協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)是協(xié)整向量的個(gè)數(shù)為r，備擇假設(shè)是協(xié)整向量的個(gè)數(shù)大于r。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，如果跡統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系；反之，則接受原假設(shè)，認(rèn)為變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。通過Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）之間存在協(xié)整關(guān)系，這表明它們之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)用于判斷變量之間是否存在因果關(guān)系，即一個(gè)變量的變化是否會(huì)引起另一個(gè)變量的變化。該檢驗(yàn)基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)，通過檢驗(yàn)一個(gè)變量的滯后值是否對(duì)另一個(gè)變量的當(dāng)前值有顯著影響來判斷因果關(guān)系。格蘭杰因果檢驗(yàn)的原假設(shè)是X不是Y的格蘭杰原因，即X的滯后值對(duì)Y的當(dāng)前值沒有顯著影響；備擇假設(shè)是X是Y的格蘭杰原因，即X的滯后值對(duì)Y的當(dāng)前值有顯著影響。對(duì)于變量X和Y，格蘭杰因果檢驗(yàn)的回歸方程為：Y_t=\sum_{i=1}^{p}\alpha_iY_{t-i}+\sum_{j=1}^{q}\beta_jX_{t-j}+\epsilon_t其中，\alpha_i和\beta_j是待估計(jì)的系數(shù)，p和q分別是Y和X的滯后階數(shù)，\epsilon_t是隨機(jī)誤差項(xiàng)。在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)時(shí)，通過檢驗(yàn)\beta_j是否顯著不為零來判斷X是否是Y的格蘭杰原因。如果\beta_j顯著不為零，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為X是Y的格蘭杰原因；反之，則接受原假設(shè)，認(rèn)為X不是Y的格蘭杰原因。對(duì)國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）與消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)，以確定國際大宗商品價(jià)格是否是我國通貨膨脹的格蘭杰原因。在模型估計(jì)方法方面，對(duì)于VAR模型，由于其所有的內(nèi)生變量都由其自身及其他內(nèi)生變量的滯后值來解釋，不存在同期相關(guān)性問題，因此可以采用普通最小二乘法（OLS）對(duì)其進(jìn)行估計(jì)。普通最小二乘法的基本原理是通過最小化殘差平方和來確定模型的參數(shù)估計(jì)值，使得模型的預(yù)測(cè)值與實(shí)際觀測(cè)值之間的誤差最小。對(duì)于一個(gè)包含n個(gè)方程的VAR模型，其第i個(gè)方程的最小二乘估計(jì)可以表示為：\hat{\Phi}_{i}=\left(\sum_{t=1}^{T}Y_{t-1}Y_{t-1}'\right)^{-1}\sum_{t=1}^{T}Y_{t-1}Y_{it}其中，\hat{\Phi}_{i}是第i個(gè)方程的系數(shù)矩陣估計(jì)值，Y_{t-1}是滯后一期的內(nèi)生變量向量，Y_{it}是第i個(gè)內(nèi)生變量在t期的觀測(cè)值，T是樣本容量。通過最小二乘法得到的VAR模型參數(shù)估計(jì)量具有一致性和有效性，能夠較好地反映變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。在變量之間存在協(xié)整關(guān)系的情況下，為了進(jìn)一步分析它們之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，可以構(gòu)建誤差修正模型（VECM）。誤差修正模型是在協(xié)整理論的基礎(chǔ)上發(fā)展起來的，它將長期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整結(jié)合在一起。誤差修正模型的一般形式為：\DeltaY_t=\PiY_{t-1}+\sum_{i=1}^{p-1}\Gamma_i\DeltaY_{t-i}+\epsilon_t其中，\DeltaY_t是內(nèi)生變量的一階差分向量，\Pi是誤差修正系數(shù)矩陣，Y_{t-1}是滯后一期的內(nèi)生變量向量，\Gamma_i是短期調(diào)整系數(shù)矩陣，\epsilon_t是隨機(jī)擾動(dòng)向量。誤差修正項(xiàng)\PiY_{t-1}反映了變量在短期內(nèi)偏離長期均衡關(guān)系的程度，它會(huì)對(duì)變量的短期波動(dòng)產(chǎn)生修正作用。對(duì)于誤差修正模型的估計(jì)，可以采用完全信息最大似然估計(jì)法（FIML）。完全信息最大似然估計(jì)法通過最大化樣本數(shù)據(jù)的似然函數(shù)來估計(jì)模型的參數(shù)，能夠充分利用樣本信息，得到更準(zhǔn)確的參數(shù)估計(jì)值。在實(shí)際應(yīng)用中，通過對(duì)誤差修正模型的估計(jì)，可以深入了解國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的短期影響機(jī)制，以及變量之間的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整過程。通過平穩(wěn)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等一系列模型檢驗(yàn)，以及采用普通最小二乘法和完全信息最大似然估計(jì)法等合適的估計(jì)方法，能夠確保實(shí)證模型的可靠性和估計(jì)結(jié)果的準(zhǔn)確性，為深入研究國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響提供堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。五、實(shí)證結(jié)果與分析5.1單位根檢驗(yàn)與協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果在進(jìn)行實(shí)證分析之前，對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)是至關(guān)重要的。因?yàn)榉瞧椒€(wěn)的時(shí)間序列可能會(huì)導(dǎo)致偽回歸問題，使模型的估計(jì)結(jié)果失去可靠性。本研究采用ADF（AugmentedDickey-Fuller）檢驗(yàn)來判斷變量的平穩(wěn)性。對(duì)國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。變量ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量1%臨界值5%臨界值10%臨界值檢驗(yàn)形式(c,t,k)平穩(wěn)性LnDJ-UBSCI-1.234-3.468-2.877-2.575(c,t,1)不平穩(wěn)ΔLnDJ-UBSCI-4.867-3.469-2.877-2.575(c,0,1)平穩(wěn)LnCPI-1.056-3.468-2.877-2.575(c,t,1)不平穩(wěn)ΔLnCPI-5.123-3.469-2.877-2.575(c,0,1)平穩(wěn)LnGDP-0.987-3.468-2.877-2.575(c,t,1)不平穩(wěn)ΔLnGDP-4.654-3.469-2.877-2.575(c,0,1)平穩(wěn)LnM2-1.125-3.468-2.877-2.575(c,t,1)不平穩(wěn)ΔLnM2-4.982-3.469-2.877-2.575(c,0,1)平穩(wěn)注：檢驗(yàn)形式(c,t,k)中，c表示常數(shù)項(xiàng)，t表示趨勢(shì)項(xiàng)，k表示滯后階數(shù)；Δ表示一階差分。從表3可以看出，國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）在水平值上的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均大于5%臨界值，不能拒絕原假設(shè)，表明這些變量在水平值上是非平穩(wěn)的。而經(jīng)過一階差分后，它們的ADF檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均小于5%臨界值，拒絕原假設(shè)，說明這些變量經(jīng)過一階差分后變?yōu)槠椒€(wěn)序列，即它們都是一階單整序列，記為I(1)。由于變量都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗(yàn)的前提條件。協(xié)整檢驗(yàn)用于確定非平穩(wěn)時(shí)間序列之間是否存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。本研究采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)方法來檢驗(yàn)變量之間的協(xié)整關(guān)系。Johansen協(xié)整檢驗(yàn)基于向量自回歸模型，通過構(gòu)建最大特征值統(tǒng)計(jì)量和跡統(tǒng)計(jì)量來判斷協(xié)整關(guān)系的存在性和協(xié)整向量的個(gè)數(shù)。對(duì)于一個(gè)包含n個(gè)變量的VAR模型，其協(xié)整檢驗(yàn)的原假設(shè)是協(xié)整向量的個(gè)數(shù)為r，備擇假設(shè)是協(xié)整向量的個(gè)數(shù)大于r。根據(jù)Johansen協(xié)整檢驗(yàn)的結(jié)果，如果跡統(tǒng)計(jì)量大于臨界值，則拒絕原假設(shè)，認(rèn)為變量之間存在協(xié)整關(guān)系；反之，則接受原假設(shè)，認(rèn)為變量之間不存在協(xié)整關(guān)系。對(duì)LnDJ-UBSCI、LnCPI、LnGDP和LnM2進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。原假設(shè)特征值跡統(tǒng)計(jì)量5%臨界值P值r=00.25658.65447.8560.003r≤10.18732.45629.7970.021r≤20.12515.67815.4950.047r≤30.0563.4563.8410.063注：r表示協(xié)整向量的個(gè)數(shù)。從表4可以看出，在5%的顯著性水平下，跡統(tǒng)計(jì)量58.654大于5%臨界值47.856，拒絕原假設(shè)r=0，表明變量之間至少存在1個(gè)協(xié)整關(guān)系；跡統(tǒng)計(jì)量32.456大于5%臨界值29.797，拒絕原假設(shè)r≤1，表明變量之間至少存在2個(gè)協(xié)整關(guān)系；跡統(tǒng)計(jì)量15.678大于5%臨界值15.495，拒絕原假設(shè)r≤2，表明變量之間至少存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系；而跡統(tǒng)計(jì)量3.456小于5%臨界值3.841，接受原假設(shè)r≤3，表明變量之間存在3個(gè)協(xié)整關(guān)系。這意味著國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）、消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）、國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通過協(xié)整檢驗(yàn)，確定了國際大宗商品價(jià)格與我國通貨膨脹之間存在長期的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，盡管它們?cè)诙唐趦?nèi)可能會(huì)偏離均衡，但長期來看會(huì)趨向于回到均衡狀態(tài)。這為后續(xù)進(jìn)一步分析它們之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系奠定了基礎(chǔ)。5.2VAR模型估計(jì)結(jié)果基于前文對(duì)數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)，確定變量之間存在長期均衡關(guān)系，進(jìn)而構(gòu)建向量自回歸（VAR）模型。經(jīng)過對(duì)不同滯后階數(shù)的赤池信息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）和漢南-奎因準(zhǔn)則（HQ）的比較，最終確定VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。對(duì)構(gòu)建的VAR(2)模型進(jìn)行估計(jì)，得到各變量的系數(shù)估計(jì)值，結(jié)果如表5所示。變量LnCPILnDJ-UBSCILnGDPLnM2L.CPI0.456***（0.125）0.034（0.023）0.012（0.015）0.087**（0.035）L2.CPI0.213*（0.108）-0.015（0.018）0.005（0.012）-0.034（0.028）L.DJ-UBSCI0.067**（0.031）0.156***（0.054）0.045**（0.020）0.023（0.018）L2.DJ-UBSCI0.032（0.025）0.098**（0.042）0.021（0.016）0.015（0.014）L.GDP0.089***（0.025）0.045**（0.018）0.187***（0.068）0.056***（0.023）L2.GDP0.048*（0.028）0.023（0.020）0.105**（0.045）0.032（0.019）L.M20.125***（0.038）0.067***（0.025）0.078***（0.029）0.256***（0.062）L2.M20.065**（0.030）0.034**（0.016）0.042**（0.018）0.137***（0.045）C-0.568***（0.156）-0.125**（0.054）-0.087*（0.046）-0.234***（0.098）注：括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤，*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下顯著。從表5的VAR模型估計(jì)結(jié)果可以看出，在影響我國消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）的因素中，自身滯后一期（L.CPI）和滯后二期（L2.CPI）的系數(shù)分別為0.456和0.213，且在1%和10%的顯著性水平下顯著。這表明我國通貨膨脹具有一定的慣性，前期的通貨膨脹水平會(huì)對(duì)當(dāng)期產(chǎn)生正向影響。前期通貨膨脹率較高時(shí)，會(huì)使消費(fèi)者和生產(chǎn)者對(duì)未來物價(jià)上漲形成預(yù)期，進(jìn)而影響他們的消費(fèi)和生產(chǎn)行為，導(dǎo)致當(dāng)期通貨膨脹率上升。如果消費(fèi)者預(yù)期物價(jià)會(huì)繼續(xù)上漲，可能會(huì)增加當(dāng)前的消費(fèi)需求，推動(dòng)物價(jià)進(jìn)一步上漲；生產(chǎn)者預(yù)期成本上升，也會(huì)提高產(chǎn)品價(jià)格，加劇通貨膨脹。國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）滯后一期（L.DJ-UBSCI）的系數(shù)為0.067，在5%的顯著性水平下顯著，說明國際大宗商品價(jià)格的上漲在短期內(nèi)會(huì)對(duì)我國通貨膨脹產(chǎn)生正向影響。國際大宗商品作為基礎(chǔ)性原材料，其價(jià)格的上漲會(huì)通過成本傳導(dǎo)機(jī)制，增加我國企業(yè)的生產(chǎn)成本。當(dāng)國際原油價(jià)格上漲時(shí)，交通運(yùn)輸、能源等行業(yè)的成本會(huì)大幅增加，這些企業(yè)為了保持利潤，會(huì)將增加的成本轉(zhuǎn)嫁到產(chǎn)品價(jià)格上，從而推動(dòng)物價(jià)上漲。國際大宗商品價(jià)格指數(shù)滯后二期（L2.DJ-UBSCI）的系數(shù)為0.032，但不顯著，這意味著國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響在短期內(nèi)較為明顯，隨著時(shí)間的推移，這種影響會(huì)逐漸減弱。國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）滯后一期（L.GDP）和滯后二期（L2.GDP）的系數(shù)分別為0.089和0.048，且在1%和10%的顯著性水平下顯著，表明經(jīng)濟(jì)增長對(duì)我國通貨膨脹有正向影響。在經(jīng)濟(jì)增長較快時(shí)期，居民收入增加，消費(fèi)需求旺盛，同時(shí)企業(yè)投資也會(huì)增加，導(dǎo)致總需求超過總供給，從而推動(dòng)物價(jià)上漲。當(dāng)國內(nèi)生產(chǎn)總值增長較快時(shí)，居民的購買力增強(qiáng)，對(duì)各類商品和服務(wù)的需求增加，市場供不應(yīng)求，物價(jià)水平隨之上升。貨幣供應(yīng)量（LnM2）滯后一期（L.M2）和滯后二期（L2.M2）的系數(shù)分別為0.125和0.065，且在1%和5%的顯著性水平下顯著，說明貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)推動(dòng)我國通貨膨脹上升。根據(jù)貨幣數(shù)量論，在其他條件不變的情況下，貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)導(dǎo)致物價(jià)水平的上升。當(dāng)貨幣供應(yīng)量增加時(shí)，市場上的貨幣增多，而商品和服務(wù)的供給在短期內(nèi)難以迅速增加，過多的貨幣追逐相對(duì)較少的商品，必然會(huì)推動(dòng)物價(jià)上漲。在國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）方程中，其自身滯后一期（L.DJ-UBSCI）和滯后二期（L2.DJ-UBSCI）的系數(shù)分別為0.156和0.098，且在1%和5%的顯著性水平下顯著，表明國際大宗商品價(jià)格自身也具有一定的慣性。前期國際大宗商品價(jià)格的上漲會(huì)使市場參與者對(duì)未來價(jià)格形成上漲預(yù)期，進(jìn)而影響市場供需關(guān)系，推動(dòng)價(jià)格繼續(xù)上漲。當(dāng)國際大宗商品價(jià)格連續(xù)上漲時(shí)，投資者會(huì)預(yù)期價(jià)格進(jìn)一步上升，從而增加對(duì)大宗商品的投資需求，推動(dòng)價(jià)格持續(xù)走高。國內(nèi)生產(chǎn)總值（LnGDP）和貨幣供應(yīng)量（LnM2）對(duì)國際大宗商品價(jià)格也有一定的影響。LnGDP滯后一期（L.GDP）和滯后二期（L2.GDP）的系數(shù)分別為0.045和0.023，LnM2滯后一期（L.M2）和滯后二期（L2.M2）的系數(shù)分別為0.067和0.034，且這些系數(shù)大多在5%的顯著性水平下顯著。經(jīng)濟(jì)增長和貨幣供應(yīng)量的增加會(huì)導(dǎo)致對(duì)國際大宗商品的需求增加，從而推動(dòng)國際大宗商品價(jià)格上漲。在我國經(jīng)濟(jì)快速增長時(shí)期，對(duì)能源、金屬等大宗商品的需求大幅增加，加上貨幣供應(yīng)量的增加，市場流動(dòng)性充裕，會(huì)進(jìn)一步推高大宗商品價(jià)格。VAR模型估計(jì)結(jié)果表明，國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹在短期內(nèi)有顯著的正向影響，同時(shí)我國通貨膨脹還受到自身慣性、經(jīng)濟(jì)增長和貨幣供應(yīng)量等因素的綜合作用。國際大宗商品價(jià)格自身也受到多種因素的影響，與我國宏觀經(jīng)濟(jì)變量之間存在著復(fù)雜的動(dòng)態(tài)相互作用關(guān)系。5.3脈沖響應(yīng)分析在VAR模型的基礎(chǔ)上，通過脈沖響應(yīng)函數(shù)進(jìn)一步分析國際大宗商品價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響。脈沖響應(yīng)函數(shù)可以刻畫在VAR模型中，當(dāng)一個(gè)內(nèi)生變量受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊后，對(duì)系統(tǒng)內(nèi)其他內(nèi)生變量在不同時(shí)期的響應(yīng)情況。在本研究中，主要關(guān)注國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）的沖擊對(duì)我國消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）的影響，以及其他變量（LnGDP、LnM2）的沖擊對(duì)LnCPI的影響。圖2展示了基于VAR(2)模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖，其中橫軸表示沖擊作用的滯后期數(shù)（單位：月），縱軸表示變量的響應(yīng)程度。首先分析國際大宗商品價(jià)格指數(shù)（LnDJ-UBSCI）對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（LnCPI）的脈沖響應(yīng)。從圖2中可以看出，當(dāng)國際大宗商品價(jià)格指數(shù)受到一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，我國消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)在第1期就開始產(chǎn)生正向響應(yīng)，響應(yīng)值為0.012。這表明國際大宗商品價(jià)格的上漲會(huì)迅速對(duì)我國通貨膨脹產(chǎn)生影響，使得物價(jià)水平開始上升。隨著時(shí)間的推移，LnCPI的響應(yīng)在第3期達(dá)到最大值0.025，隨后逐漸下降，但在較長時(shí)間內(nèi)仍然保持正向響應(yīng)。這說明國際大宗商品價(jià)格對(duì)我國通貨膨脹的影響具有持續(xù)性，且在短期內(nèi)影響較為顯著。在國際大宗商品價(jià)格上漲后的前3個(gè)月，我國通貨膨脹率會(huì)迅速上升，且在之后的一段時(shí)間內(nèi)，物價(jià)水平仍然會(huì)受到國際大宗商品價(jià)格的影響而維持在較高水平。國際大宗商品價(jià)格的波動(dòng)主要通過成本傳導(dǎo)機(jī)制對(duì)我國通貨膨脹產(chǎn)生影響。我國是國際大宗商品的主