貨幣政策對(duì)中國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的沖擊效應(yīng)研究

溫 濤，王小華

(西南大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，重慶400715)

一、引 言

農(nóng)產(chǎn)品作為維持人類生產(chǎn)與生活的最基本、最重要的必需品，一直以來都具有十分重要的社會(huì)、經(jīng)濟(jì)和政治意義，而農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)安全和價(jià)格波動(dòng)則一直都是政府密切關(guān)注的首要問題。擁有13億多人口的中國不僅是一個(gè)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大國，同時(shí)更是一個(gè)農(nóng)產(chǎn)品消費(fèi)大國。因此，農(nóng)產(chǎn)品始終是中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展、社會(huì)穩(wěn)定和國家自立的基礎(chǔ)，保障國家的農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)安全和充足供給以及維護(hù)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格穩(wěn)定是治國安邦的頭等大事，也是改善民生、構(gòu)建和諧社會(huì)的現(xiàn)實(shí)要求。溫家寶總理在2011年政府工作報(bào)告中強(qiáng)調(diào):“要大力發(fā)展生產(chǎn)，保障主要農(nóng)產(chǎn)品、基本生活必需品、重要生產(chǎn)資料的生產(chǎn)和供應(yīng)，……確保農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的基本穩(wěn)定”。但是，2010年5月開始的新一輪物價(jià)上漲中，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)(詳細(xì)變化見圖1，定基指數(shù)以2001年為100計(jì)算)從2010年第2季度開始出現(xiàn)了快速上漲趨勢，在2011年第4季度更進(jìn)一步上漲到了歷史最高水平223.66，并通過產(chǎn)業(yè)鏈縱向延伸和橫向傳導(dǎo)，成為推動(dòng)國內(nèi)通貨膨脹不斷加劇的重要因素。而由此衍生的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格普遍上漲，又進(jìn)一步拉動(dòng)了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本不斷攀升，導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲和通貨膨脹之間的惡性循環(huán)，給中國宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定帶來嚴(yán)重影響。事實(shí)上，觀測相關(guān)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲很有可能并非本次通貨膨脹發(fā)生的真正根源。2009年2月開始，我國M2層次的貨幣供應(yīng)量開始以超過20%的增速迅猛增長，一直持續(xù)到2010年5月，相應(yīng)M2由2008年底的475166.6億元，快速拉升至2009年底的 610224.52億元、2010年 5月的663351.37億元;而M1層次貨幣供應(yīng)量的增速則在2010年1月達(dá)到近年的歷史新高38.96%，到2010年5月仍然高達(dá)30%左右。與之相應(yīng)，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和CPI指數(shù)在隨后的1年內(nèi)快速攀升(參見圖2)。類似的情形曾經(jīng)出現(xiàn)在1991至1996年，M2和M1連續(xù)高達(dá)25～37%的貨幣供應(yīng)增速，隨后導(dǎo)致6.4%—24.1%的CPI上漲。因此，我國近期農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格劇烈波動(dòng)，究竟是由哪些因素引起，貨幣政策是否是其中的關(guān)鍵性變量，政府是否能夠運(yùn)用合理的經(jīng)濟(jì)政策手段防止農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格劇烈波動(dòng)，還需要采取哪些措施進(jìn)行有效治理，以維護(hù)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格相對(duì)穩(wěn)定、促進(jìn)農(nóng)產(chǎn)品市場的持續(xù)健康發(fā)展，這些已成為當(dāng)前我國急待研究和解決的重大問題。

圖1 2002年第1季度至2012年第3季度我國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)

圖2 2002～2012年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)、CPI和M2的季度數(shù)據(jù)(均以上年同期為基期)

而要追索當(dāng)前我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的成因，首先需要回顧學(xué)術(shù)界的研究動(dòng)態(tài)。國外關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)成因的研究，可以追溯到20世紀(jì)70年代。并且，有不少學(xué)者從貨幣層面入手進(jìn)行了證實(shí)。例如，Belongia et al.［2］、Lapp［3］一致認(rèn)為貨幣是中性的，所有名義變量都會(huì)跟隨貨幣供給沖擊做出同樣比例的調(diào)整，所以貨幣沖擊影響的只是農(nóng)產(chǎn)品的一般價(jià)格水平，而不會(huì)導(dǎo)致工業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品之間的相對(duì)價(jià)格水平發(fā)生改變。而 Bordo［4］、Chambers［5］、Frankel［1］、Kwon and Koo［6］的研究則表明，對(duì)農(nóng)業(yè)部門來說，貨幣并不是中性的，貨幣政策調(diào)整會(huì)影響到農(nóng)產(chǎn)品與工業(yè)品的相對(duì)價(jià)格，影響到農(nóng)業(yè)部門的利潤水平。Chambers and Just［7］、Devados and Meyers［8］、Taylor and Spriggs［9］、Robertson and Orden［10］、Saghaian et al.［11］基于國際經(jīng)驗(yàn)分析證實(shí)，貨幣供給在短期對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)有重要影響。近年來，貨幣政策與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)之間的關(guān)系研究得到進(jìn)一步深化。Awokuse［12］基于美國的數(shù)據(jù)，利用 DAG①DAG是Directed Acyclic Graphs的簡稱，也即是有向無環(huán)圖。DAG是通過分析擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù)正確識(shí)別擾動(dòng)項(xiàng)之間的同期因果關(guān)系，它通過圖形表示變量間同期因果關(guān)系的依賴性和指向性，利用擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)分析對(duì)變量之間的同期因果關(guān)系進(jìn)行識(shí)別。DAG由代表變量的節(jié)點(diǎn)以及連接這些節(jié)點(diǎn)“有向邊”構(gòu)成，如果兩個(gè)節(jié)點(diǎn)之間有“有向邊”相連，則表明變量之間存在著同期因果關(guān)系。反之，如果兩者之間沒有“有向邊”相連，則表示兩者之間是相互獨(dú)立的。此方法在農(nóng)業(yè)與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)系研究中得到廣泛應(yīng)用。重新檢驗(yàn)了包括貨幣供給沖擊為主的宏觀政策對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響，其結(jié)論表明貨幣供給量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格水平之間存在聯(lián)動(dòng)關(guān)系，但對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格超調(diào)并不存在，反而是匯率通過利率渠道對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格產(chǎn)生了很重要的影響。米什金［13］認(rèn)為，無論是財(cái)政政策亦或是供給方面的因素，都只可能導(dǎo)致物價(jià)水平發(fā)生暫時(shí)性波動(dòng)而非持續(xù)上漲，只有貨幣供給量的持續(xù)增加才會(huì)引致物價(jià)水平持續(xù)、大規(guī)模的向上運(yùn)動(dòng)。正如弗里德曼的著名論斷:“無論何時(shí)何地，通貨膨脹都是一種貨幣現(xiàn)象”。此外，國際上大量研究將農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲成因的分析擴(kuò)充到非貨幣因素層面。例如，Benavides［14］根據(jù)歷史經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)對(duì)玉米和小麥價(jià)格的研究發(fā)現(xiàn)，匯率和庫存的波動(dòng)是影響其價(jià)格波動(dòng)的主要因素。Mitra［15］采用非線性Cobweb模型的分析表明，產(chǎn)量和庫存變化對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)有著重要影響。Rosen［16］的研究則主要強(qiáng)調(diào)了食物價(jià)格上漲對(duì)依賴農(nóng)產(chǎn)品進(jìn)口的低收入國家的影響，他認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)在短期內(nèi)存在不可預(yù)見性。Kropp and Whitaker［17］的研究則表明合理的財(cái)政支農(nóng)投入和補(bǔ)貼政策，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，有利于激勵(lì)農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量提高和維持農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格穩(wěn)定。近年來，不少學(xué)者的研究表明生物質(zhì)能源的發(fā)展增加了對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的需求，也導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的提高(Westcott［18］;Coyle［19］;Tokgoz［20］)。

從國內(nèi)研究來看，近期關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)影響的實(shí)證開始成為熱點(diǎn)。方松海，等［21］認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品整體漲價(jià)來自于經(jīng)濟(jì)高增長和貨幣的溢出效應(yīng)，生產(chǎn)成本和比較收益的變化是漲價(jià)的根源，而國際市場行情及國際上的投機(jī)行為加劇了農(nóng)產(chǎn)品漲價(jià)過程。徐雪高［22］運(yùn)用H－P濾波法，認(rèn)為2007年農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲主要是由國際價(jià)格的傳導(dǎo)、生產(chǎn)成本的推動(dòng)、加工需求的拉動(dòng)、突發(fā)因素的擾動(dòng)引起。方湖柳［23］利用2005年7月至2008年12月的月度數(shù)據(jù)，通過VAR模型實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，人民幣升值對(duì)我國居民食品消費(fèi)價(jià)格有明顯的抑制作用，但對(duì)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價(jià)格的抑制作用不明顯，對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格也間接有一定的抑制作用。劉藝卓［24］實(shí)證分析了人民幣匯率變動(dòng)對(duì)國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的傳遞效應(yīng)，結(jié)果表明:匯率變動(dòng)對(duì)國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的傳遞效應(yīng)相對(duì)較小。胡冰川［25］的研究表明:消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格具有單向影響，同時(shí)貨幣、匯率等因素對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)以及農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格也有影響。顧國達(dá)、方晨靚［26］認(rèn)為中國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格受到國際市場因素的影響較大，價(jià)格波動(dòng)呈現(xiàn)出暴漲緩跌的特征。中國人民銀行課題組［27］的研究發(fā)現(xiàn)，總需求仍是決定我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化的最主要因素，生產(chǎn)成本次之，貨幣沖擊效應(yīng)最小。宋洪遠(yuǎn)等［28］指出21世紀(jì)以來我國的宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)、農(nóng)村居民消費(fèi)實(shí)際支出、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)類型和農(nóng)村勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移等因素對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)形成影響。溫濤、王小華［29］以我國1952～2009年的時(shí)序數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證研究，結(jié)果表明我國的糧食價(jià)格除了受通貨膨脹、糧食產(chǎn)量、勞動(dòng)要素投入、匯率等傳統(tǒng)因素影響外，國家的財(cái)政金融支農(nóng)政策也對(duì)其產(chǎn)生了強(qiáng)烈的沖擊效應(yīng)。

總結(jié)國內(nèi)外研究不難發(fā)現(xiàn)，雖然貨幣供給沖擊作為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的一個(gè)內(nèi)生變量在國外得到了廣泛的認(rèn)同，但是在不同的理論框架下，甚至是不同國家的貨幣沖擊對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格作用方向都未得到相對(duì)一致的結(jié)論。出現(xiàn)這種分歧的一種可能原因是各個(gè)國家體制、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、市場化程度、文化等存在較大差異;另一種可能解釋是研究者在研究方法的使用、變量選取和樣本觀測區(qū)間上存在不一致的地方;再加上貨幣政策與農(nóng)產(chǎn)品時(shí)間序列之間的關(guān)系在不同國家和不同時(shí)間段也會(huì)表現(xiàn)出不同的特征，變量之間也可能存在非線性關(guān)系等，都可能導(dǎo)致不同的研究結(jié)論產(chǎn)生。而基于中國數(shù)據(jù)印證貨幣政策沖擊對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格影響的研究還相對(duì)欠缺，貨幣政策對(duì)中國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的作用機(jī)理還有待于進(jìn)一步探索。因此，從貨幣政策角度考察近期我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的成因就具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

本文其余結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)影響因素的理論模型;第三部分是變量的選取、數(shù)據(jù)來源及其說明和實(shí)證模型;第四部分是實(shí)證分析我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響因素;最后是結(jié)論與政策建議。

二、理論模型

為進(jìn)一步分析貨幣政策對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的影響，基于中國的實(shí)際情況，在此沿用 Frankel［1］的做法，建立一個(gè)包括農(nóng)產(chǎn)品市場、非農(nóng)產(chǎn)品市場和貨幣市場的理論模型。首先將產(chǎn)品分為農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品，其總產(chǎn)出由(1)式反映

其中，Y表示經(jīng)濟(jì)社會(huì)的總產(chǎn)出，而YA和YB在分別表示農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量和非農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量。

由于農(nóng)產(chǎn)品和非農(nóng)產(chǎn)品的總產(chǎn)出都可以由貨幣單位計(jì)量，所以，非農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)出就可以用農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)出倍數(shù)表示，于是，方程(1)就可以簡化為:

其中，k為非農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出與農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出之比，也即是 YB=kYA。

進(jìn)一步，可以設(shè)定一般物價(jià)水平P由農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格PA和PB非農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的幾何加權(quán)平均數(shù)構(gòu)成，由此，一般物價(jià)水平的定義式可以表示為:

其中，P表示一般物價(jià)水平，θ和(1－θ)為權(quán)數(shù)，0＜θ＜1。

假設(shè)農(nóng)產(chǎn)品同時(shí)也具有資本特性，因此，農(nóng)產(chǎn)品的需求就包含了消費(fèi)需求、資本需求和政府對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的購買需求，而民眾則可以持有貨幣、債券和農(nóng)產(chǎn)品作為資本。農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求為農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格(PA－PB)的減函數(shù)，其表達(dá)式為:

其中，DX為農(nóng)產(chǎn)品的消費(fèi)需求，α可視為農(nóng)產(chǎn)品需求價(jià)格彈性，且α＞0。

由于農(nóng)產(chǎn)品與其他投資品(如貨幣和債券)之間具有替代性，因而本文設(shè)定農(nóng)產(chǎn)品的資本需求與其他資本品的名義收益率i成負(fù)相關(guān)關(guān)系，方程可表示為:

其中，DZ為農(nóng)產(chǎn)品的資本需求，β＜0

而政府對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的購買需求可表示為:

其中，DG為政府的購買需求，G為政府的財(cái)政支出，ω ＞ 0。

因此，可得到農(nóng)產(chǎn)品的總需求DA為:

農(nóng)產(chǎn)品的供給可設(shè)定為農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格(PA－PB)的增函數(shù)，表達(dá)式如下:

其中SA表示農(nóng)產(chǎn)品的供給，γ可視為農(nóng)產(chǎn)品供給價(jià)格彈性，且γ＞0，ε表示農(nóng)產(chǎn)品市場的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

則農(nóng)產(chǎn)品市場的均衡可以表示為:

對(duì)于非農(nóng)產(chǎn)品市場，假設(shè)本國所生產(chǎn)的非農(nóng)產(chǎn)品與國外所生產(chǎn)的非農(nóng)產(chǎn)品具有不完全替代關(guān)系，并進(jìn)一步假定我國對(duì)非農(nóng)產(chǎn)品的需求為農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格(PA－PB)的增函數(shù)。由于我國農(nóng)產(chǎn)品同樣存在大量的國際貿(mào)易，因此，非農(nóng)產(chǎn)品的國內(nèi)價(jià)格就不一定與相應(yīng)的國外價(jià)格相等，也即是說，如果我國的非農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格相對(duì)便宜的話，那么國外對(duì)我國非農(nóng)產(chǎn)品的需求就會(huì)相對(duì)增加，反之則反。所以，我國對(duì)非農(nóng)產(chǎn)品的需求同樣是外國非農(nóng)產(chǎn)品與本國非農(nóng)產(chǎn)品相對(duì)價(jià)格(PE+E－PB)的增函數(shù)，這樣就可以到如下的非農(nóng)產(chǎn)品需求方程:

式(10)中，DB表示非農(nóng)產(chǎn)品需求，PE代表以外幣表示的國外非農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，E為匯率(以本國貨幣表示的外幣價(jià)格，也就是直接標(biāo)價(jià)法表示的匯率)，δ，ρ ＞ 0。

而我國非農(nóng)產(chǎn)品的供給為農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與非農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格(PA－PB)的減函數(shù)，表達(dá)式如下:

其中，SB為非農(nóng)產(chǎn)品供給，υ表示非農(nóng)產(chǎn)品市場的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)，η為非農(nóng)產(chǎn)品的供給價(jià)格彈性，且η＞0

由式(10)和式(11)可得非農(nóng)產(chǎn)品市場均衡的條件如下:

在農(nóng)產(chǎn)品市場均衡的條件下，實(shí)際貨幣需求又可表示為:

其中，Md表示貨幣總供給量，σ表示貨幣需求的利率彈性，π表示貨幣需求的產(chǎn)出彈性，Y表示農(nóng)產(chǎn)品的總產(chǎn)量，μ表示貨幣市場的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

將式(2)代入式(13)得

而實(shí)際貨幣供給又可表示為:

由式(14)、(15)可得貨幣市場均衡的條件為:

將式(3)代入式(16)可得:

化簡式(12)可得:

把式(18)代入式(17)，可得:

將式(18)和(19)代入式(9)，可得:

化簡式(20)，在等式兩邊同時(shí)除以PA前面的系數(shù)，所得到的各解釋變量 YA，G，M2，PE，E 之前的系數(shù)用 β1，β2，β3，β4，β5分別代替，所得到的方程如下所示:

該模型表明本國的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格(PA)波動(dòng)受農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量(YA)、政府財(cái)政支出(G)、廣義貨幣供應(yīng)量(M2)、國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格(PE)、人民幣匯率(E)等因素的影響。式(21)也是本文實(shí)證分析最終所參考的模型。

三、變量的選取、數(shù)據(jù)來源和研究方法

(一)變量的選取

根據(jù)上述理論模型和數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選取了以下變量:

圖3 1952－2012年P(guān)A與CPI的變化趨勢

2.解釋變量

(1)貨幣和準(zhǔn)貨幣(M2)，M2不僅能夠反映現(xiàn)實(shí)的購買力，還可以反映潛在的購買力。(2)政府財(cái)政支出(G)，反映政府對(duì)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的支持及購買行為。(3)農(nóng)產(chǎn)品總產(chǎn)量(YA):本文主要選取了具有代表性的農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量進(jìn)行分析，具體包括糧食產(chǎn)量(LCL)、棉花產(chǎn)量(MCL)、油料產(chǎn)量(YCL)、水果產(chǎn)量(SCL)。(4)匯率(E)，本文的匯率采用的是直接標(biāo)價(jià)法，即1個(gè)單位美元作為基準(zhǔn)，折算為一定數(shù)額的人民幣。匯率上升(本幣貶值)表示相對(duì)別國商品而言，本國商品價(jià)格上漲，這樣貿(mào)易順差將會(huì)被縮小。(5)國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格(PE)，由于無法獲取同時(shí)間段的國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格時(shí)序資料，因此對(duì)利用近期數(shù)據(jù)進(jìn)行單獨(dú)說明。

(二)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用1952～2012年中國的宏觀數(shù)據(jù)，均來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》(2000～2012)、《新中國五十年統(tǒng)計(jì)資料匯編》、中國人民銀行網(wǎng)站(http://www.pbc.gov.cn/)、中華人民共和國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和鳳凰網(wǎng)(http://app.finance.ifeng.com/data/indu/

1.被解釋變量

農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)(PA)，各年指數(shù)均以1952年為基期(即是價(jià)格指數(shù)1952=100)進(jìn)行折算，根據(jù)本研究年限的跨度以及我國數(shù)據(jù)的可獲得性，本文運(yùn)用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)代替，所使用的樣本區(qū)間為1952年至2012年(下同)。jgzs.php?symbol=66)、生 意 社 (http://www.100ppi.com/mac/data－ － －111G.html)。

圖4 1952－2012年M2增長率變化趨勢

(三)研究方法

為了避免經(jīng)典的OLS法容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象①由于OLS法是建立在變量平穩(wěn)的基礎(chǔ)之上，當(dāng)考察的變量為非平穩(wěn)的時(shí)間序列變量時(shí)，使用OLS法容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，導(dǎo)致其推斷的結(jié)果往往是錯(cuò)誤的。，本文運(yùn)用向量自回歸模型(VAR)和VECM模型②VECM模型另一個(gè)重要的應(yīng)用是可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來研究模型的動(dòng)態(tài)特征。所謂脈沖響應(yīng)是指系統(tǒng)對(duì)其某一變量的一個(gè)沖擊(Shock)或新生(Innovation)變量所作出的反應(yīng)，即在隨機(jī)誤差項(xiàng)加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)內(nèi)生變量的當(dāng)期值和未來值所帶來的影響，脈沖響應(yīng)函數(shù)就是用于衡量這種影響的變動(dòng)軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動(dòng)態(tài)交互作用。進(jìn)行計(jì)量分析。VAR模型的計(jì)量分析方法是在模型的每一個(gè)方程中用當(dāng)期內(nèi)生變量對(duì)模型中全部內(nèi)生變量的滯后值進(jìn)行回歸，從而估計(jì)出全部內(nèi)生變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，估計(jì)過程中不帶有任何的事先約束條件。而VECM模型從本質(zhì)上講是一個(gè)有約束的VAR模型，因此在解釋變量中就含有了協(xié)整約束關(guān)系，當(dāng)出現(xiàn)一個(gè)大范圍的短期波動(dòng)時(shí)，VECM會(huì)使內(nèi)生變量收斂于它們的長期協(xié)整關(guān)系，短期部分調(diào)整就可以修正長期均衡的偏離，故協(xié)整項(xiàng)也被稱之為誤差項(xiàng)［29－30］。

根據(jù)前述理論模型，本研究為了勾勒出廣義貨幣供應(yīng)量、財(cái)政支出、匯率的變動(dòng)以及農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)的傳遞程度及方向，同時(shí)為了減少模型以外的波動(dòng)性，本文采取了對(duì)較大的絕對(duì)數(shù)值取對(duì)數(shù)的形式，并設(shè)定計(jì)量模型如下:

其中LNPA為農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)值;LNYA為農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的對(duì)數(shù)值;LNG為政府財(cái)政支出的對(duì)數(shù)值;LNM2為廣義貨幣供應(yīng)量的對(duì)數(shù)值;LNE為直接標(biāo)價(jià)法的匯率，也就是以1單位美元作為基準(zhǔn)折算的一定數(shù)額的人民幣。

為了更清楚地分析不同農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量及相關(guān)變量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格波動(dòng)的影響，結(jié)合前文設(shè)計(jì)的相關(guān)變量，在此先分別對(duì)糧食產(chǎn)量(LNLCL)、棉花產(chǎn)量(LNMCL)、油料產(chǎn)量(LNYCL)、水果產(chǎn)量(LNSCL)和同時(shí)加入四種農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量設(shè)計(jì)五種不同的模型對(duì)其影響程度進(jìn)行檢驗(yàn)，具體模型設(shè)計(jì)如下:

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)單位根檢驗(yàn)

本文利用利用Dickey＆Fuller(1981)提出的ADF單位根檢驗(yàn)法對(duì)各變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以確定變量的平穩(wěn)性。通過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，LNPA、LN(LCL)、LN(MCL)、LN(YCL)、LN(SCL)、LNG、LNM2、LNE都是非平穩(wěn)變量。于是，我們對(duì)非平穩(wěn)變量的處理采取差分法(由于版面限制，各變量的單位根檢驗(yàn)略去)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，結(jié)果差分處理后的所有數(shù)據(jù)序列均在1%的顯著水平下是平穩(wěn)的，所以各變量都是一階單整的。

(二)協(xié)整檢驗(yàn)

由于上述各變量都是一階單整序列，所以這些指標(biāo)就可能存在某種平穩(wěn)的線性組合，從而反映變量間可能存在著長期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因此，可以進(jìn)一步利用(JJ)檢驗(yàn)來判斷他們之間是否真的存在協(xié)整關(guān)系，并進(jìn)一步確定相關(guān)變量之間的符號(hào)關(guān)系。而Johansen協(xié)整檢驗(yàn)是一種基于VAR模型的檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)之前必須確定該模型的結(jié)構(gòu)。根據(jù)AIC、SC、LR、Q統(tǒng)計(jì)量等聯(lián)合確定最優(yōu)滯后階數(shù)為4。在此基礎(chǔ)之上，做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型一、二、三、四、五均存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)向量誤差修正模型我們可以得到的具體協(xié)整方程結(jié)果如表1。

表1 模型一、二、三、四、五估計(jì)結(jié)果(樣本區(qū)間:1952～2012年)

表1的結(jié)果說明了在1952～2012年，上述各變量之間均存在長期的均衡關(guān)系，具體情況如下:(1)在1952～2012年間，除水果以外的幾種代表性的農(nóng)產(chǎn)品的系數(shù)都不顯著，這可能是因?yàn)樗⒉皇巧畋匦杵返脑?，因此其價(jià)格需求彈性較大，同時(shí)也說明我國的基本農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格受到其產(chǎn)量影響并不顯著。(2)我國財(cái)政支出在五個(gè)模型中的回歸結(jié)果均表現(xiàn)為顯著，且與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明長期內(nèi)我國財(cái)政支出、尤其是財(cái)政對(duì)農(nóng)業(yè)支出的不斷擴(kuò)大有利于控制農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的過快上漲。(3)廣義貨幣供應(yīng)量在五個(gè)模型中的回歸結(jié)果同樣表現(xiàn)為顯著，且與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)呈很強(qiáng)的正向關(guān)系。(4)1952～2012年間，匯率與農(nóng)產(chǎn)品之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明人民幣的升值推動(dòng)了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上升，無助于穩(wěn)定我國國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格。

前文的協(xié)整檢驗(yàn)確定了各變量之間的長期均衡關(guān)系，之后，我們利用誤差修正模型來反映各變量之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，模型一至五的誤差修正模型中，誤差修正項(xiàng)的系數(shù)在1%顯著水平下均能夠通過檢驗(yàn)，說明五個(gè)模型中，各變量之間均存在顯著的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系;另外模型一至四中的各類農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量和匯率(LNE)的系數(shù)均不顯著，說明短期內(nèi)我國的農(nóng)產(chǎn)品總產(chǎn)量和匯率變化并不能對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)造成影響。模型一的財(cái)政支出(LNG)滯后1期變量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)為1%的顯著水平的正向拉動(dòng)作用;廣義貨幣供應(yīng)量(LNM2)滯后2期變量和滯后3

圖4 廣義貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)對(duì)相關(guān)沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)

我們利用Sims［31］提出的向量自回歸(VAR)技術(shù)進(jìn)行脈沖響應(yīng)(impluse－response)分析，以進(jìn)一步細(xì)化探索單個(gè)解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系。為了防止VAR模型因變量的順序變化給沖擊期變量分別在5%和1%的顯著水平上能夠通過檢驗(yàn)，且均對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用。模型二的財(cái)政支出(LNG)滯后1期變量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)為1%的顯著水平的正向拉動(dòng)作用;廣義貨幣供應(yīng)量(LNM2)滯后2期變量和滯后3期變量分別在5%和10%的顯著水平上能夠通過檢驗(yàn)，且均對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用。模型三的財(cái)政支出(LNG)滯后1期變量在5%的顯著水平上能夠通過檢驗(yàn)，且對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用;廣義貨幣供應(yīng)量(LNM2)滯后2期變量和滯后3期變量分別在5%和10%的顯著水平上能夠通過檢驗(yàn)，且均對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格均表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用。模型四的財(cái)政支出(LNG)滯后1期變量在5%的顯著水平上能夠通過檢驗(yàn)，且對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用;廣義貨幣供應(yīng)量(LNM2)滯后2期變量和滯后3期變量分別在5%和1%的顯著水平上能夠通過檢驗(yàn)，且均對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格均表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用。模型五的財(cái)政支出(LNG)滯后1、2、3期變量均在1% 的顯著水平上夠通過檢驗(yàn)，且對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格均表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用;廣義貨幣供應(yīng)量(LNM2)滯后3期變量在5%的顯著水平上能夠通過檢驗(yàn)，且對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格表現(xiàn)為正向拉動(dòng)作用。

上述結(jié)論充分說明了廣義貨幣供應(yīng)量和財(cái)政支出是導(dǎo)致短期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的最主要因素。

(三)沖擊反應(yīng)分析

圖5 財(cái)政支出與農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)對(duì)相關(guān) 沖擊的動(dòng)態(tài)反應(yīng)

反應(yīng)函數(shù)帶來的敏感性，我們采取的方法是檢驗(yàn)兩個(gè)變量間關(guān)系的一般沖擊反應(yīng)，作為回避正交化反應(yīng)變量順序依賴性，據(jù)此分別建立LNM2與LNPA、LNG與LNPA的最優(yōu)滯后期的VAR模型進(jìn)行分析。圖5、圖6分別顯示的是農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)(LNPA)與廣義貨幣供應(yīng)量(LNM2)、農(nóng)產(chǎn)品收購價(jià)格指數(shù)(LNPA)與財(cái)政支出(LNG)對(duì)相關(guān)單一沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差的動(dòng)態(tài)反應(yīng)。從中可以發(fā)現(xiàn):對(duì)的沖擊始終呈正向效應(yīng)，在第3期的增幅有所減弱，第4期的沖擊響應(yīng)達(dá)到最大值，其后慢慢降低并從第9期開始趨于平穩(wěn)，這也進(jìn)一步證實(shí)了關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲主要受到我國廣義貨幣供應(yīng)量的過快增長推動(dòng)的結(jié)論;財(cái)政支出(LNG)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格(LNPA)的沖擊一開始是正向作用，在第3期達(dá)到最大值，第5期轉(zhuǎn)為負(fù)向作用并從第9期開始趨于平穩(wěn)，說明短期內(nèi)我國的財(cái)政支出對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲也起到助推作用，而長期來看財(cái)政支出增長、尤其是支農(nóng)支出的增長有利于穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格。

表2 鄒氏斷點(diǎn)檢驗(yàn)結(jié)果

(四)鄒氏斷點(diǎn)分析

為了反映國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響，本研究進(jìn)一步運(yùn)用生意社①來源生意社:http://www.100ppi.com/mac/公布的IMF商品指數(shù)中的食物價(jià)格指數(shù)代替國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)，分別結(jié)合國際清算銀行網(wǎng)站②來源國際清算銀行:http://www.bis.org/statistics/index.htm公布的人民幣實(shí)際有效匯率指數(shù)、我國央行公布的M2層次的貨幣供應(yīng)量、財(cái)新網(wǎng)公布的財(cái)政預(yù)算支出和生意社公布的工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)進(jìn)行實(shí)證，其中各變量的時(shí)間段為1999年1月到2012年12月，財(cái)政預(yù)算支出和M2均折算成上年同月為基期的指數(shù)。前文指出:2009年2月開始，我國M2層次的貨幣供應(yīng)量開始以超過20%的增速迅猛增長，一直持續(xù)到2010年5月，與之相應(yīng)，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格指數(shù)和CPI指數(shù)在隨后的1年內(nèi)快速攀升。

為了驗(yàn)證我國貨幣供應(yīng)量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的沖擊影響在2009年2月是否真的是一個(gè)突變點(diǎn)，本文進(jìn)一步對(duì)月度數(shù)據(jù)進(jìn)行鄒氏斷點(diǎn)檢驗(yàn)③鄒氏檢驗(yàn)法是由鄒至莊提出的，用于判斷結(jié)構(gòu)在預(yù)先給定的時(shí)點(diǎn)是否發(fā)生了變化的一種方法。這種方法的特點(diǎn)在于把時(shí)間序列數(shù)據(jù)分成兩部分，其分界點(diǎn)就是檢驗(yàn)是否已發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的檢驗(yàn)時(shí)點(diǎn).在此基礎(chǔ)上，利用F檢驗(yàn)來檢驗(yàn)由前一部分n個(gè)數(shù)據(jù)求得的參數(shù)與由后一部分m個(gè)數(shù)據(jù)求得的參數(shù)是否相等，由此判斷結(jié)構(gòu)是否發(fā)生了變化。，由表4可以看出，F(xiàn)=6.072158，Prob.F(6，156)=0.0000，F(xiàn)值位于臨界值右側(cè)，所以拒絕原假設(shè)，也即是說2009年2月的確為突變點(diǎn)。

同樣地，我們對(duì)月度數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)各指標(biāo)都是一階單整序列，進(jìn)一步根據(jù)AIC、SC、LR、Q統(tǒng)計(jì)量等聯(lián)合確定最優(yōu)滯后階數(shù)為2。在此基礎(chǔ)之上，做協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型六和七均存在協(xié)整關(guān)系，根據(jù)向量誤差修正模型我們可以得到的具體協(xié)整方程結(jié)果如表3。

表3 貨幣政策與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊效應(yīng)(樣本區(qū)間:1999M01－2012M12)

結(jié)果表明模型六和模型七中各變量間均存在長期協(xié)整關(guān)系，并且模型七的F統(tǒng)計(jì)量明顯大于模型六。模型七與模型六相比，各變量的顯著性都明顯地增強(qiáng)了(政府財(cái)政預(yù)算支出變量除外)，這說明新一輪農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲并不是直接由財(cái)政支出所引起的;無論是模型六還是模型七，貨幣供應(yīng)量對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)都起到了強(qiáng)烈的正向沖擊效應(yīng)，這也進(jìn)一步證實(shí)了前文中的觀點(diǎn);國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的影響在2009年2月前后分別呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系和顯著的正向關(guān)系;工業(yè)品出廠價(jià)格與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系;人民幣實(shí)際有效匯率對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的影響在2009年2月前后分別表現(xiàn)為不顯著和顯著為正。誤差修正模型顯示:2009年2月之前，貨幣供應(yīng)量和國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)起到了顯著的正向沖擊作用，其他變量的影響均不顯著;2009年2月之后，財(cái)政預(yù)算支出對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)有顯著的負(fù)向沖擊作用，而貨幣供應(yīng)量、工業(yè)品出廠價(jià)格、國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和人民幣實(shí)際有效匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格均具有顯著的正向影響效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策含義

實(shí)證結(jié)果清楚地顯示:無論是長期抑或是短期，貨幣政策均對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格產(chǎn)生了強(qiáng)烈的沖擊效應(yīng)，廣義貨幣供應(yīng)量增長是導(dǎo)致我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上升的最主要因素。許多研究將近年來物價(jià)上漲、通貨膨脹歸咎于農(nóng)產(chǎn)品或食品價(jià)格的上漲，這并不合理。對(duì)于本次通貨膨脹而言，表面上看起來，好像是農(nóng)產(chǎn)品在帶頭漲價(jià)，實(shí)際上在貨幣流動(dòng)性泛濫導(dǎo)致的通貨膨脹壓力中，絕大多數(shù)產(chǎn)品價(jià)格會(huì)被帶動(dòng)上漲，而農(nóng)產(chǎn)品是比較敏感脆弱的，最容易受到貨幣流動(dòng)性泛濫的傷害，因而貨幣政策已經(jīng)成為導(dǎo)致當(dāng)前我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的關(guān)鍵性變量。此外，從長期來看，通過積極的財(cái)政政策擴(kuò)大財(cái)政農(nóng)業(yè)支出、調(diào)控政府購買儲(chǔ)備有利于維護(hù)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的穩(wěn)定，而人民幣匯率和國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格則分別與我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格成負(fù)相關(guān)和正相關(guān)關(guān)系;從短期來看，積極的財(cái)政政策對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲仍然起到了助推作用，而匯率與國際市場價(jià)格則對(duì)我國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊并不顯著;農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量無論在長期還是短期都已經(jīng)不是導(dǎo)致中國農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的重要因素。上述研究結(jié)論表明，2010年下半年以來的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格快速上漲主要根源在于2009年至2010年上半年我國擴(kuò)張性的貨幣政策與財(cái)政政策所導(dǎo)致的流動(dòng)性寬松，這也是本次通貨膨脹形成的關(guān)鍵性因素。

基于此，在我國防止農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格超常規(guī)劇烈波動(dòng)、確保農(nóng)產(chǎn)品市場的健康發(fā)展，應(yīng)當(dāng)合理運(yùn)用貨幣政策手段，強(qiáng)化流動(dòng)性管理，特別是要嚴(yán)格資本管制，采取“大禹治水”的方式疏導(dǎo)各類社會(huì)閑散資金，從根本上杜絕游資對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的炒作。要并用法律和經(jīng)濟(jì)手段，完善農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格支持政策，一方面通過財(cái)政支農(nóng)渠道全面提高農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的補(bǔ)貼力度，確保農(nóng)民的生產(chǎn)積極性，保障農(nóng)產(chǎn)品的基本生產(chǎn)和供應(yīng)，并盡快將補(bǔ)貼政策制度化和法律化;另一方面針對(duì)不同地區(qū)、不同時(shí)間段和不同規(guī)模的種植戶，應(yīng)采取差異化的補(bǔ)貼方式和保障必要的補(bǔ)貼金額，優(yōu)化補(bǔ)貼資金的發(fā)放方式，進(jìn)而切實(shí)有效地維護(hù)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格穩(wěn)定。要完善重要農(nóng)產(chǎn)品的儲(chǔ)備制度和主要農(nóng)產(chǎn)品的臨時(shí)收儲(chǔ)制度，通過積極穩(wěn)妥地推進(jìn)人民幣匯率改革，審時(shí)度勢地對(duì)進(jìn)出口進(jìn)行調(diào)節(jié)，盡量減少國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)對(duì)國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的不利影響。貨幣政策和財(cái)政政策的多重目標(biāo)亦需分解、梳理并協(xié)調(diào)配合，貨幣政策不能遽言寬松，財(cái)政政策亦不能突然積極，從中央到地方要保持宏觀經(jīng)濟(jì)政策的連續(xù)性、穩(wěn)定性，提高針對(duì)性、靈活性、有效性，處理好保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快發(fā)展、調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、管理通脹預(yù)期的關(guān)系［30］，更加注重農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的調(diào)控與保護(hù)，既防止農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格過快上漲對(duì)廣大人民群眾的基本生活造成的沖擊，也要在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格發(fā)生劇烈波動(dòng)時(shí)充分保護(hù)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者的利益。

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