貨幣供給沖擊、糧食價格與農(nóng)民收入互動關(guān)系研究

包許航

（北京交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100044）

貨幣供給沖擊、糧食價格與農(nóng)民收入互動關(guān)系研究

包許航

（北京交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100044）

利用1990年至2014年中國的相關(guān)宏觀數(shù)據(jù)，運用VAR模型分析了中國貨幣供給沖擊、糧食價格與農(nóng)民收入的互動關(guān)系。研究結(jié)果表明：①貨幣供給對糧食價格的作用顯著，但對農(nóng)民收入的影響不大，糧食價格對農(nóng)民收入的影響顯著，農(nóng)民收入對糧食價格有一定的作用，但不顯著；②在長期，糧食價格、貨幣供給和農(nóng)民收入的相互作用均是呈現(xiàn)出逐漸收斂的周期性變化特征，周期約為12年，糧食價格在短期內(nèi)正向效應(yīng)明顯，但從總體看貨幣供給的沖擊對三個變量影響幅最大；③各變量變動方差的解釋構(gòu)成變化主要集中在短期，且均是以貨幣供給變動解釋為主，農(nóng)民收入的變動解釋略高于糧食價格。

貨幣供給；糧食價格；農(nóng)民收入；VAR模型

一、引言

“三農(nóng)問題”一直是我國發(fā)展的主要制約因素之一，解決好農(nóng)業(yè)、農(nóng)村、農(nóng)民問題，仍然是中央工作的重中之重。而 “三農(nóng)問題”中，農(nóng)民增收困難是最突出的問題。目前我國大部分農(nóng)民的收入來源主要是種糧收入，雖然近年來糧價不斷提高，政府不斷出臺各種優(yōu)惠政策促進糧食生產(chǎn)，提高糧食價格以增加農(nóng)民收入、縮小城鄉(xiāng)居民收入分配，但是全國農(nóng)民人均收入仍連續(xù)多年增長緩慢，糧食主產(chǎn)區(qū)農(nóng)民收入增長幅度低于全國平均水平，嚴(yán)重影響了農(nóng)民生活水平提高和農(nóng)民種糧的積極性。

伴隨著農(nóng)產(chǎn)品價格的提高，貨幣的發(fā)行數(shù)量也同期迎來增長，于是關(guān)于這二者之間是否存在相關(guān)關(guān)系的討論不斷增加［1～3］?，F(xiàn)有學(xué)者對于農(nóng)產(chǎn)品價格提高以及貨幣供應(yīng)之間關(guān)系存在不同意見。有研究認(rèn)為貨幣發(fā)行量較大程度的影響了農(nóng)產(chǎn)品的價格變化和通貨膨脹，如魯明威 （2013）借助2009到2012的數(shù)據(jù)對貨幣供給如何影響農(nóng)產(chǎn)品價格進行了研究，結(jié)果表明貨幣發(fā)行量的增加會顯著導(dǎo)致不同類型農(nóng)產(chǎn)品價格不同程度的上漲［4］；鄧宏波 （2011）對2001到2011年的數(shù)據(jù)研究表明，在該期間貨幣發(fā)行沖擊通過通貨膨脹預(yù)期的橋梁傳到作用影響了農(nóng)產(chǎn)品價格變化［5］；凌一楠 （2015）研究也表明貨幣供應(yīng)所產(chǎn)生的流動過剩，是引發(fā)農(nóng)產(chǎn)品價格不斷提高的主因，而通貨膨脹正是貨幣供給影響農(nóng)產(chǎn)品價格的作用通道［6］。也有研究發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)與農(nóng)產(chǎn)品價格間并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系，如蔡風(fēng)景等（2009）利用DAG方法和動態(tài)因果檢驗對貨幣供應(yīng)量 （M2）與農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)之間的傳導(dǎo)效應(yīng)進行研究，結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量對農(nóng)產(chǎn)品價格存在弱傳導(dǎo)效應(yīng)［7］。馬龍 （2010）利用10年數(shù)據(jù)進行研究，發(fā)現(xiàn)貨幣供給只能部分的解釋農(nóng)產(chǎn)品價格的變化，其并非引起農(nóng)產(chǎn)品價格升降的主因［8］。

實際上，學(xué)者對貨幣政策與農(nóng)產(chǎn)品價格的關(guān)系討論主要是為了探討其是否影響農(nóng)民的收入水平，而這恰是我國更為關(guān)心的主題。鑒于此，本文將選用VAR模型，對1990～2014年我國貨幣供給、糧食價格與農(nóng)民收入的互動關(guān)系進行實證分析，力求找出不同時期的相互作用效果，并結(jié)合分析結(jié)果提出相關(guān)政策建議。

二、模型的構(gòu)建

（一）VAR模型

VAR模型全稱為向量自回歸模型 （Vector auto－regression），其構(gòu)建模型的基礎(chǔ)是數(shù)據(jù)所具有的統(tǒng)計屬性，該模型將每個單獨的內(nèi)生變量作為全部內(nèi)生變量的滯后值進而建立模型，由此便使得單變量的自回歸拓展為多元時間序列下的向量自回歸。VAR通常用來預(yù)測具有相關(guān)關(guān)系的時間序列，也可用于研究隨機擾動如何影響變量系統(tǒng)。VAR方法規(guī)避了運用結(jié)構(gòu)化模型的必要性VAR（p）的模型公式如下：

此處yt是一個k維的內(nèi)生變量，xt是一個d維的外生變量。A1，…，Ap和B是擬進行估計的系數(shù)矩陣。εt為隨機擾動向量，盡管上述彼此可以具備同期相關(guān)關(guān)系，但不得與本身的滯后值相關(guān)，也不得與等式右側(cè)的變量具有相關(guān)性。

（二）建模步驟

第一，對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。經(jīng)典計量經(jīng)濟學(xué)理論是建立在時間序列平穩(wěn)的基礎(chǔ)上的，變量的平穩(wěn)性是建立時間序列模型的重要條件。但是大量研究表明，大多數(shù)的經(jīng)濟變量并非平穩(wěn)，如果對該類不平穩(wěn)的變量直接進行模型回歸，將大概率導(dǎo)致偽回歸和虛假相關(guān)的出現(xiàn)，因此平穩(wěn)性檢驗具有必要性。

第二，進行VAR模型估計以及協(xié)整檢驗。Engle和Granger（1987）認(rèn)為兩個及兩個以上的時間序列即使是不平穩(wěn)的，但他們的線性組合或許具備平穩(wěn)性［9］。如果上述的線性組合及所形成的平穩(wěn)性存在，則稱非平穩(wěn)的時間序列存在協(xié)整關(guān)系，稱該線性組合為協(xié)整方程，而該種情形也適用經(jīng)典的回歸模型進行模型構(gòu)建。

第三，對變量間的因果關(guān)系進行檢驗。Granger因果關(guān)系指代某一個既定的當(dāng)期變量與其他變量集間全部過去信息之間所存在的關(guān)系。即如果某變量的滯后值在對另一變量的解釋方程中具有顯著性，則稱前者是后者的 “格蘭杰原因”。

第四，對變量進行脈沖響應(yīng)、同時分析預(yù)測誤差的方差分解。VAR模型并非理論類模型，不需要對變量進行先驗性的約束，在對其進行分析時，并非分析某一變量甲是否對另一變量乙產(chǎn)生影響，而往往是探究當(dāng)某一個誤差項變動時、又或者模型遇到某個沖擊時，對系統(tǒng)會產(chǎn)生怎樣的影響，這便是脈沖響應(yīng)函數(shù)方法。方差分解則用來研究每一個結(jié)構(gòu)性的沖擊對于內(nèi)生性變量的變化會有何種程度的功效。

三、實證分析

（一）變量選擇與樣本數(shù)據(jù)說明

本文選取廣義貨幣供給量M2作為衡量中國貨幣供給的指標(biāo)；以糧食類商品零售價格指數(shù) （P）作為衡量糧食價格的指標(biāo)；以農(nóng)村居民家庭人均純收入 （Y）作為衡量農(nóng)民收入的指標(biāo)。以上指標(biāo)，均采用指數(shù)化處理 （上一年＝100）本研究樣本數(shù)據(jù)均取自歷年 《中國統(tǒng)計年鑒》，樣本區(qū)間為1990～2014年，采用Eviews8.0軟件進行數(shù)據(jù)處理。數(shù)據(jù)樣本描述性統(tǒng)計量見表1。

表1 描述性統(tǒng)計量

（二）時間序列的平穩(wěn)性檢驗

單位根檢驗 （Unit Root Test）最長用來對時間序列的平穩(wěn)性進行判定。時間序列是否平穩(wěn)受到該序列所對應(yīng)的自回歸函數(shù)的特征方程影響，當(dāng)特征方程的每一個根都處在單位圓的外側(cè)，那么表明該時間序列為平穩(wěn)序列；當(dāng)某一個或者某一些根處在單位圓的內(nèi)側(cè)，則認(rèn)為該時間序列為非平穩(wěn)序列。當(dāng)該方程的根取絕對值等于1時，則將該方程根稱作單位根。

本研究采用ADF（Augmented Dickey－Fuller）方法檢驗貨幣供給 （M2）、糧食價格 （P）和農(nóng)民收入 （Y）等三個序列是否平穩(wěn)，通過ADF值與麥金農(nóng) （MacKinnon）臨界值大小的比較判斷是否具有單位根，結(jié)果如表2所示。

表2 時間序列M2、P和Y的ADF檢驗結(jié)果

檢驗的結(jié)果顯示，在10%的顯著水平下，M2、P和Y等3個時間序列的ADF指都大于臨界值，均不能拒絕原假設(shè)變量，即存在單位根，序列不平穩(wěn)。但三個指標(biāo)一階差分后的ADF值均小于5%顯著性水平的臨界值，因此拒絕原假設(shè)，各序列的一節(jié)差分是平穩(wěn)的，所以3個變量都是一階單整序列，其中M2具有常數(shù)項、P具有常數(shù)項和趨勢項、而Y沒有常數(shù)項和趨勢項。

（三）VAR模型的建立

在構(gòu)建VAR模型時，對變量滯后區(qū)間的確定是必要的。在確定滯后階數(shù)的數(shù)值時，本文主要利用了對數(shù)似然值以及AIC與SC信息量，同時通過LR統(tǒng)計量進行檢驗，最后得以確認(rèn)2階為VAR模型最優(yōu)的滯后階數(shù)，并基于模型描述出VAR模型的估計結(jié)果：

根據(jù)VAR模型的檢驗結(jié)果可得，對于3個方程的估計，其擬合優(yōu)度R2均接近于1，而且AIC以及SC準(zhǔn)則都為較小值，這表明了模型估計的合理性。同時，本文借助AR根檢驗了VAR（2）的穩(wěn)定性。Lütkepohl（1991）研究認(rèn)為，當(dāng)VAR中每個根的倒數(shù)均比1小時，模型具有穩(wěn)定性，反之則具有不穩(wěn)定性，不穩(wěn)定的模型則表示估計值存在誤差［10］。表3的檢驗結(jié)果顯示所有特征根均小于1，表明所設(shè)定的VAR（2）模型是穩(wěn)定的。

表3 VAR模型穩(wěn)定性檢驗結(jié)果

（四）Johansen協(xié)整檢驗

按照方法分類，協(xié)整檢驗主要有兩種，分別為Engle－Granger檢驗以及Johansen檢驗。前者主要用來檢驗兩個變量是否存在協(xié)整關(guān)系，依托的是傳統(tǒng)的最小二乘法；而后者主要用來檢驗多個變量是否存在協(xié)整關(guān)系，依托的是極大似然法。

本文中的三個序列均是I（1）序列，說明已經(jīng)符合協(xié)整檢驗的前提，由于本研究為多變量，因此在檢驗多變量的協(xié)整關(guān)系時運用Johansen方法。因為前文中已經(jīng)確定最優(yōu)滯后階數(shù)數(shù)值為2，所以協(xié)整檢驗的滯后期定作1。在分析變量的協(xié)整關(guān)系時，本文采用Johansen的特征根軌跡檢驗方法對協(xié)整向量的數(shù)量進行檢驗，即對協(xié)整關(guān)系進行檢驗，具體的協(xié)整檢驗結(jié)果詳見表4。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

通過上表可見似然比跡檢驗的結(jié)果顯示在5%的顯著水平上拒絕了沒有、最多一個和最多兩個的協(xié)整關(guān)系假設(shè)，即變量M2、P和Y存在著長期的均衡關(guān)系。

（五）格蘭杰 （Granger）因果關(guān)系檢驗

協(xié)整檢驗結(jié)果表明，中國貨幣供給、糧食價格和農(nóng)民收入三者之間具備長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，但此種均衡是否表現(xiàn)為因果相關(guān)性尚需驗證。于是本研究選取了Engle和Granger的因果關(guān)系檢驗方法對上述均衡關(guān)系進行了檢驗。該因果關(guān)系檢驗基于條件概率進行檢驗，常用于分析變量的因果相關(guān)性。學(xué)者們對Granger因果關(guān)系檢驗進行了概念定義：當(dāng) ｛yt｝和 ｛xt｝兩序列在統(tǒng)計上均體現(xiàn)為平穩(wěn)時，使用x和y共同的過去值展開預(yù)測所產(chǎn)生的誤差，要小于僅僅單純使用y的過去值展開預(yù)測所產(chǎn)生的誤差，即：

那么稱x是y的格蘭杰 （Granger）原因。即x的存在利于對y的預(yù)測，即若將變量x作為獨立變量放置于變量y的自回歸方程中，那么自回歸方程的解釋力將可能因為x的加入而提高。檢驗結(jié)果如表5。

表5 Granger因果檢驗結(jié)果

從表5可以看出，在10%的顯著水平下：①糧食價格和農(nóng)民收入均不是貨幣供給的Granger原因；②貨幣供給和農(nóng)民收入都能引起糧食價格的變動，而貨幣供給的影響相對更大；③糧食價格對農(nóng)民收入的影響非常顯著，而貨幣供給對農(nóng)民收入的影響較小。

（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

前文中提到，因為VAR模型為非理論性的模型，因此常用脈沖響應(yīng)函數(shù)方法進行模型分析。該函數(shù)描述當(dāng)在擾動項上增加約等于標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊時，會對內(nèi)生性變量的當(dāng)前數(shù)值以及未來數(shù)值產(chǎn)生怎樣的影響。對于某一變量的沖擊會影響該變量本身，同時由于VAR模型的存在，還會借助其動態(tài)結(jié)構(gòu)在其他全部內(nèi)生性變量間進行傳遞。本文借助估計VAR模型的脈沖響應(yīng)函數(shù)確定貨幣供給、糧食價格和農(nóng)民收入相互之間沖擊的時間軌跡，響應(yīng)時間設(shè)定為30期，脈沖響應(yīng)結(jié)果見圖1。

圖1 脈沖響應(yīng)函數(shù)曲線

在圖1中，從左至右分別是對糧食價格 （P）、貨幣供給 （M2）和農(nóng)民收入 （Y）模擬的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果，其中橫軸用來說明沖擊作用的響應(yīng)年數(shù)，縱軸用來表明各個變量所產(chǎn)生變化的百分比情況。由圖1可得，在長期，糧食價格、貨幣供給和農(nóng)民收入模擬的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果相似，均是呈現(xiàn)出逐漸收斂的周期性變化特征，周期約為12年。

表6 M2、P和Y的預(yù)測方差分解結(jié)果

三者模擬的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果的差異集中表現(xiàn)在短期五年內(nèi)：

（1）對于糧食價格的沖擊，在滯后一期時，糧食價格自身的沖擊最為明顯，達(dá)到其最大值9.33%但從滯后二期開始，糧食價格的自身沖擊影響急速減少、貨幣供給和農(nóng)民收入的影響迅速上升，后兩者分別在滯后二期、三期達(dá)到最大值10.81%和7.8%；在滯后四期糧食價格的自身沖擊影響由正轉(zhuǎn)負(fù)，并在滯后六期達(dá)到最小值－3.95%；在滯后六期。貨幣供給和農(nóng)民收入對糧食價格的沖擊效應(yīng)也同時有正轉(zhuǎn)負(fù)，并在滯后八期同時達(dá)到最小值，分別為－6.46%和－4.64%。

（2）對于貨幣供給的沖擊，與Granger因果檢驗結(jié)果對應(yīng)，糧食價格和農(nóng)民收入的影響均相對較小，最值均是由貨幣供給自身的沖擊在第一期和第八期達(dá)到，分別為6.28%和－3.32%。

（3）對于農(nóng)民收入的沖擊，造成其最顯著變化的沖擊來自于貨幣供給，最值分別來自于貨幣供給在滯后3期和8期帶來的5.90%和－3.62%。糧食價格沖擊帶來的正負(fù)效應(yīng)略小于農(nóng)民收入的自身沖擊，但在時間上要快一期。

（七）方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)主要分析系統(tǒng)對某一變量的所產(chǎn)生的沖擊效果，而與此不同，方差分解主要是把系統(tǒng)的均方誤差進行分解，分析各變量沖擊各自的貢獻(xiàn)度。通過分解，對每一變量沖擊的貢獻(xiàn)在總貢獻(xiàn)中所占的比值進行計算，從而測算出單個重要程度。為確定貨幣供給、糧食價格和農(nóng)民收入之間相互影響的程度，本文進一步利用方差分解考察三者之間的互相關(guān)系，取滯后期為20，方差分解結(jié)果見表6。

由表可以看出，隨著預(yù)測期的推移，①貨幣供給的預(yù)測方差中由貨幣供給的自身擾動所引起的部分占主體地位，從第一期100%快速下降到第七期的67.27%之后，緩慢下降并趨于穩(wěn)定，而糧食價格擾動所引起的部分一直穩(wěn)定在11%上下，農(nóng)民收入擾動引起部分的增加量則由0%快速上升到第四期的19.15%后，緩慢上升并趨于穩(wěn)定；②在糧食價格的預(yù)測方差中，貨幣供給對此的貢獻(xiàn)率在經(jīng)歷了一期的時滯之后，迅速上升，并穩(wěn)定在54.50%上下波動，而糧食價格對自身下一年的變化的貢獻(xiàn)率非常大，從第二年開始迅速減少，并最終穩(wěn)定在20%左右；③在農(nóng)民收入的預(yù)測方差中，糧食價格的貢獻(xiàn)率相對較少，僅占17%左右，貨幣供給的共享率相對較高，從第一期的10.30%快速上升到第三期的45.72%后穩(wěn)定在52%左右，糧食價格自身擾動在第一期十分明顯，后穩(wěn)定在30%左右。

四、結(jié)論與政策建議

本文借助VAR模型、格蘭杰Granger因果關(guān)系檢驗、協(xié)整檢驗、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解方法對我國1990～2014年貨幣供給沖擊、糧食價格與農(nóng)民收入之間的內(nèi)在關(guān)系進行了實證研究。研究結(jié)果表明，盡管我國貨幣供給沖擊、糧食價格與農(nóng)民收入都不具有平穩(wěn)性，但三者在統(tǒng)計上是存在著長期的穩(wěn)定關(guān)系。具體而言有以下幾個特征：①貨幣供給對糧食價格的作用顯著，但對農(nóng)民收入的影響不大，糧食價格對農(nóng)民收入的影響顯著，農(nóng)民收入對糧食價格有一定的作用，但不顯著；②在長期，糧食價格、貨幣供給和農(nóng)民收入模擬的脈沖響應(yīng)分析結(jié)果相似，均是呈現(xiàn)出逐漸收斂的周期性變化特征，周期約為12年，糧食價格在沖擊后的前二年正向效應(yīng)明顯，但從總體看貨幣供給的沖擊對三個變量影響幅最大；③各變量變動方差的解釋構(gòu)成變化主要集中在前6期，6期之后趨于穩(wěn)定，但均是以貨幣供給變動解釋為主，均超過了50%，農(nóng)民收入的變動解釋略高于糧食價格。

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Study on Interaction between Money Supply Shock，Grain Prices and Farmers’Income

BAO Xu－h(huán)ang
（School of Economics and Management，Beijing Jiaotong University，Beijing 100044）

This paper analyzes the interaction among money supply，grain price and farmers’income by using VAR model and China macro data from 1990 to 2014.The results show that：①The effect of money supply on grain price is significant，but the effect on farmers’income is not significant，and the effect of grain prices on farmers’income is significant，and farmers’income has a certain effect on grain price，but not significant；②In the long run，the interaction among grain price，money supply and farmer’s income shows a cyclical change characterized by a gradual convergence with the period of about12 years，and the positive effect of grain price is obvious in the short term，but the impact of money on the three variables is largest on the whole；③The explanations of each variable variance are mainly concentrated in the short term，and are mainly relevant to the change of money supply，and the explanation of farmers’income change is slightly higher than that of the grain price.

money supply；grain price；farmer’s income；VAR model

F323.8；F326.11；F822.2

A

2096－4315（2017）02－0026－07

2017－08－20

包許航 （1980—），男，河北保定人，北京交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院博士研究生，研究方向為金融理論與政策。

（責(zé)任編輯：羅蕾）