農(nóng)產(chǎn)品價格波動與居民消費(fèi)價格指數(shù)關(guān)系實(shí)證研究

摘 要：農(nóng)產(chǎn)品價格作為居民消費(fèi)價格指數(shù)重要組成部分，對農(nóng)民和消費(fèi)者的切身利益影響重大。本文運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)和向量自回歸模型（VAR模型）對農(nóng)產(chǎn)品價格波動與居民消費(fèi)價格指數(shù)之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：長期而言二者之間存在協(xié)整關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品價格波動是居民消費(fèi)價格指數(shù)的格蘭杰原因；短期來看農(nóng)產(chǎn)品價格波動對居民消費(fèi)價格指數(shù)有明顯的引導(dǎo)作用，而居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響卻很小。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品價格；居民消費(fèi)價格指數(shù)；VAR模型

農(nóng)業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，與居民的生活水平有著密切的關(guān)系。農(nóng)業(yè)的發(fā)展為我國工商業(yè)的發(fā)展提供了豐富的原材料和生活消費(fèi)品，為我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展奠定了良好的基礎(chǔ)。農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響一方面直接影響農(nóng)戶生產(chǎn)的積極性和農(nóng)產(chǎn)品的供給，影響農(nóng)業(yè)品生產(chǎn)者的收入；另一方面農(nóng)產(chǎn)品價格波動會通過居民日常消費(fèi)品價格、工業(yè)產(chǎn)品價格的連帶效應(yīng)影響總體社會物價水平，可能會導(dǎo)致通貨膨脹，對經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活水平提高產(chǎn)生不利影響。作為居民消費(fèi)價格指數(shù)構(gòu)成中的一部分，農(nóng)產(chǎn)品價格的波動直接影響到人們的基本生活需求，必然對居民消費(fèi)價格指數(shù)以及居民的消費(fèi)決策和水平產(chǎn)生重大影響。

一、文獻(xiàn)綜述

國內(nèi)學(xué)者對兩者之間的關(guān)系有著不同的看法，大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價格波動是促成消費(fèi)者價格指數(shù)上漲的一個重要因素。何道峰等（1987）認(rèn)為居民消費(fèi)價格指數(shù)的上漲是農(nóng)產(chǎn)品漲價的原因而非結(jié)果。厲以寧（1992）通過資料分析認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品漲價很有可能引起整體物價指數(shù)的上漲。朱信凱、呂捷（2011）認(rèn)為糧價在短期內(nèi)會對居民消費(fèi)價格指數(shù)產(chǎn)生影響且很快就能被化解而居民消費(fèi)價格指數(shù)對糧價會產(chǎn)生長期嚴(yán)重的影響，因此壓低糧價不是穩(wěn)定居民消費(fèi)價格指數(shù)的必要條件但要想方設(shè)法降低居民消費(fèi)價格指數(shù)波動對糧價的影響。李新禎（2011）認(rèn)為糧食價格對居民消費(fèi)價格指數(shù)具有明顯的推動作用而居民消費(fèi)價格指數(shù)對糧價的影響具有滯后效應(yīng)。聶勇（2013）發(fā)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價格與居民消費(fèi)價格指數(shù)之間無論在長期或短期內(nèi)都存在因果關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品價格變動會導(dǎo)致通貨膨脹的加劇。胡若癡、陳向陽（2013）等人認(rèn)為：農(nóng)產(chǎn)品價格與居民消費(fèi)價格指數(shù)之間互為因果關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品價格上漲導(dǎo)致居民消費(fèi)價格指數(shù)上升，反過來也是如此，兩者成螺旋上升趨勢。，鄒玲、許麗燁（2014）認(rèn)為在兩者顯著的線性相關(guān)，農(nóng)產(chǎn)品價格波動對居民消費(fèi)價格影響有限，而居民整體消費(fèi)價格水平對農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響較大。他們研究的重點(diǎn)放在短期的農(nóng)產(chǎn)品價格與CPI之間相互關(guān)系，大多是運(yùn)用統(tǒng)計(jì)分析方法從現(xiàn)象層面或者運(yùn)用計(jì)量分析方法直接實(shí)證檢驗(yàn)農(nóng)產(chǎn)品價格與物價指數(shù)之間的關(guān)系，忽視兩者相互影響背后的傳導(dǎo)機(jī)制。基于上原因，本文利用協(xié)整檢驗(yàn)和VAR模型從長期和短期角度對農(nóng)產(chǎn)品價格波動與居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）兩者之間關(guān)系進(jìn)行研究，分析其中的原因并提出相應(yīng)的建議。

二、變量與數(shù)據(jù)、分析方法

本文的實(shí)證研究主要從以下兩個方面來分析農(nóng)產(chǎn)品價格波動與消費(fèi)者價格指數(shù)之間的關(guān)系。一是從長期均衡的角度，主要采用協(xié)整分析的方法考察它們之間的有效性；二是短期的引導(dǎo)關(guān)系，主要是采用脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解方法進(jìn)行沖擊反應(yīng)及貢獻(xiàn)度分析。

向量自回歸（VAR）是基于數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)建立模型，其建模思想是把每一個外生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型。該模型經(jīng)常用在預(yù)測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)。也常用于分析隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量形成的影響。VAR（p）模型的數(shù)學(xué)表達(dá)式是：

■

其中Yt是k維內(nèi)生變量向量，■是滯后內(nèi)生變量向量，Xt-1是d維外生變量向量，p、r分別是內(nèi)生變量和外生變量的滯后階數(shù)。At是k×k維系數(shù)矩陣，Bi是k×d維系數(shù)矩陣，這些矩陣都是待估計(jì)的參數(shù)矩陣。εt是k維隨機(jī)誤差項(xiàng)構(gòu)成的向量，其與滯后值和等式右邊的變量不具有相關(guān)性，但它們同期之間可以具有相關(guān)性。

為了使本文的分析更全面準(zhǔn)確，數(shù)據(jù)更具客觀性。農(nóng)產(chǎn)品價格波動通過農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（APPI）進(jìn)行綜合反映該指數(shù)能夠客觀的反映整體農(nóng)產(chǎn)品價格水平變動情況。居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）本身不僅是一個重要的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，也是衡量通貨膨脹水平的一個重要指標(biāo)，我國每月都發(fā)布相關(guān)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)。居民消費(fèi)價格指數(shù)和農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)的數(shù)據(jù)收集均來源于國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和CCER中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫。本文按季度選取了2005年-2015年共44組農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)和消費(fèi)者價格指數(shù)的數(shù)據(jù)。為了更好更及時反映價格水平的變動，對原始數(shù)據(jù)進(jìn)行了環(huán)比處理，即用作實(shí)證分析的是環(huán)比數(shù)據(jù)。

三、實(shí)證分析

1.數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性檢驗(yàn)

進(jìn)行數(shù)據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)的前提是其序列必須滿足水平不平穩(wěn)和同階差分平穩(wěn)，因此我們首先檢驗(yàn)各變量數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性。經(jīng)濟(jì)學(xué)上時間序列數(shù)據(jù)常用根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)方法較多，其中經(jīng)常使用是ADF單位根檢驗(yàn)方法，檢驗(yàn)上述各時間序列變量的穩(wěn)定性。我們分別對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)（APPI）和居民消費(fèi)者價格指數(shù)（CPI）取對數(shù)變成LnAPPI、LnCPI兩個新系列，然后進(jìn)行ADF檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1

檢驗(yàn)結(jié)果表明：兩個序列水平值的單位根檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值大于10%檢驗(yàn)水平下的臨界值，因此這兩個序列都包括單位根，從而是非平穩(wěn)序列。同時，這兩個序列的一階差分的檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量值都小于1%檢驗(yàn)水平的臨界值，說明差分序列不包含單位根，從而差分序列是平穩(wěn)的。依據(jù)以上結(jié)論，說明這對時間序列滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件。

2.兩者之間長期關(guān)系分析

兩變量的一階差序列是平穩(wěn)的滿足協(xié)整檢驗(yàn)的條件，進(jìn)而采用Johansen-Juselius協(xié)整檢驗(yàn)法判斷判別兩者之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。

（1）最佳滯后期的確定

選擇正確的滯后期數(shù)是保證VAR模型有效估計(jì)的前提，本文將根據(jù)滯后長度準(zhǔn)則（Lag Length Criteria）來評價確定最佳的滯后期數(shù)。由表2所示，根據(jù)LR、FPE和AIC準(zhǔn)則，最佳滯后期為1期，建立VAR（1）模型較為合理。

（2）格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果檢驗(yàn)是用于檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)時間序列變量之間是否存在因果關(guān)系及影響的方向。用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)對平穩(wěn)時間序列DLnAPPI與DLnCPI之間的相互作用方向進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

從表3可以看出，在5%的顯著水平下，農(nóng)產(chǎn)品價格波動是引起居民消費(fèi)價格指數(shù)變動的格蘭杰原因，但居民消費(fèi)價格指數(shù)的變動并不是農(nóng)產(chǎn)品價格波動的格蘭杰原因，即兩者之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系。

（3）Johansen-Juselius協(xié)整檢驗(yàn)

使用JJ協(xié)整檢驗(yàn)對DLnAPPI和DLnCPI時間序列進(jìn)行檢驗(yàn)，最大滯后階數(shù)選3，檢驗(yàn)結(jié)果見表4。

從表4可以看出，在“存在0個協(xié)整關(guān)系”的假設(shè)下，跡統(tǒng)計(jì)量值和最大特征統(tǒng)計(jì)值都大于5%的臨界值，表明拒絕原假設(shè)，兩者之間至少存在一個協(xié)整關(guān)系。在“至多1個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)下，跡統(tǒng)計(jì)量值和最大特征統(tǒng)計(jì)值都大于5%的臨界值，不能拒絕原假設(shè)，表明在5%的水平上存在一個協(xié)整關(guān)系。同時拒絕了“至多2個協(xié)整關(guān)系”的原假設(shè)，證明5%的水平上有且只存在一個協(xié)整關(guān)系。

（4）協(xié)整方程

以上分析表明：農(nóng)產(chǎn)品價格與居民消費(fèi)價格指數(shù)之間的存在長期的均衡穩(wěn)定關(guān)系。協(xié)整方程實(shí)際上就是長期均衡方程，兩者之間的協(xié)整方程（μ是誤差修正項(xiàng)）：

表5的結(jié)論表明，在LnCPI和LnAPPI的檢驗(yàn)中，殘差經(jīng)過單位根檢驗(yàn)證明為平穩(wěn)序列，再次證明農(nóng)產(chǎn)品價格和居民消費(fèi)價格具有長期均衡關(guān)系。由公式（2）可以計(jì)算出居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品價格的彈性，長期來看農(nóng)產(chǎn)品價格變動1%，會導(dǎo)致居民消費(fèi)價格指數(shù)變動0.4607%。

3.兩者之間短期動態(tài)關(guān)系分析

為了近一步分析兩者之間的相互影響及引導(dǎo)關(guān)系。本文一是采用差分分解法，將影響農(nóng)產(chǎn)品價格和居民消費(fèi)價格指數(shù)變動長期作用部分的方差進(jìn)行分解，分析哪個市場在價格發(fā)現(xiàn)功能中發(fā)揮了更為重要的作用；二是應(yīng)用脈沖函數(shù)分析農(nóng)產(chǎn)品價格和居民消費(fèi)價格變動之間的相互影響。

（1）方差分解分析

方差分解用來挖掘每個新息沖擊對內(nèi)生變量變化的貢獻(xiàn)度，進(jìn)而了解各新息對內(nèi)生變量的相對重要性。方差分結(jié)果見表6。

方差分解結(jié)果表明：農(nóng)產(chǎn)品價格自身對農(nóng)產(chǎn)品價格變動的貢獻(xiàn)度高達(dá)到98%，居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品價格變動的貢獻(xiàn)度非常小，到第10期基本穩(wěn)定約為1.4%左右。而居民消費(fèi)價格指數(shù)方差分解結(jié)果表明第1期受到農(nóng)產(chǎn)品價格和其自身的影響，其貢獻(xiàn)度分別為69.42%和30.58%，農(nóng)產(chǎn)品價格波動對居民消費(fèi)價格變動貢獻(xiàn)度在第3期達(dá)到最大，為59.27%，此后貢獻(xiàn)度穩(wěn)定在50%左右。

（2）脈沖響應(yīng)函數(shù)

脈沖響應(yīng)函數(shù)用于衡量隨機(jī)擾動項(xiàng)的一個標(biāo)準(zhǔn)差沖擊對VAR模型中內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來取值的影響。建立農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)和居民消費(fèi)價格指數(shù)兩變量的VAR模型，根據(jù)AIC準(zhǔn)則，最優(yōu)滯后期為2，經(jīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ推椒€(wěn)。其分析結(jié)果如圖1所示。

從圖1可以看出農(nóng)產(chǎn)品價格對居民消費(fèi)價格指數(shù)的擾動并沒有立即做出反映，隨著時間推移，農(nóng)產(chǎn)品價格開始對居民消費(fèi)價格指數(shù)的擾動做出響應(yīng)的擾動做出響應(yīng)。第1期響應(yīng)值為0，在推移到第5期響應(yīng)值達(dá)到最大約0.4，隨后減小在第10期響應(yīng)值減小到為0，第12期變?yōu)樨?fù)值0.2，然后趨于平穩(wěn)。這表明居民消費(fèi)價格指數(shù)的變動經(jīng)過一段時間的積累后在短期內(nèi)會對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生正向影響但影響很小。從圖2可知居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)的擾動立即做出了反映，第1期響應(yīng)值為3，然后繼續(xù)上升在第2期達(dá)到最大為3.5，隨后開始下降在第5期時為0，后繼續(xù)下降在第8期達(dá)到最小值約為-2，，在11期時趨于平穩(wěn)。這表明農(nóng)產(chǎn)品價格一變動就立即居民消費(fèi)價格指數(shù)產(chǎn)生很大的影響，隨著時間的推移這種影響還在加強(qiáng)，滯后期為2季度。

四、實(shí)證結(jié)論

1.農(nóng)產(chǎn)品價格波動是居民消費(fèi)價格指數(shù)的格蘭杰原因，但居民消費(fèi)價格指數(shù)不是農(nóng)產(chǎn)品價格波動的格蘭杰原因。長期而言農(nóng)產(chǎn)品價格波動與居民消費(fèi)價格指數(shù)之間存在均衡穩(wěn)定的關(guān)系，農(nóng)產(chǎn)品價格一定程度上也解釋了居民消費(fèi)價格波動的原因。依據(jù)兩者建立的協(xié)整關(guān)系模型，農(nóng)產(chǎn)品價格對居民消費(fèi)價格指數(shù)的貢獻(xiàn)度為0.4076。即農(nóng)產(chǎn)品價格上漲1%會導(dǎo)致居民消費(fèi)價格指數(shù)上漲0.4076%。

2.方差分解和脈沖響應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)自身對其方差貢獻(xiàn)率非常大，居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品價格變動的貢獻(xiàn)率非常小只有1.5%左右，而在居民消費(fèi)價格指數(shù)變動中來自農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)的貢獻(xiàn)率卻高達(dá)50%左右。居民消費(fèi)價格指數(shù)在無論在短期或長期內(nèi)對農(nóng)產(chǎn)品價格具有很弱的沖擊作用，即居民消費(fèi)價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品價格的變動不具有顯著影響。農(nóng)產(chǎn)品價格波動在第2期對居民消費(fèi)價格指數(shù)的影響達(dá)到最大，并且這種影響是正向的，此后逐步下降。檢驗(yàn)結(jié)果再次表明農(nóng)產(chǎn)品價格變動對居民消費(fèi)價格指數(shù)有明顯的引導(dǎo)作用，而居民消費(fèi)價格指數(shù)的變動并不一定會引起農(nóng)產(chǎn)品價格的變動或變動很小。再次驗(yàn)證了兩者之間格蘭杰因果檢驗(yàn)的正確性。

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作者簡介：任方軍（1971- ），男，漢族，河南信陽人，西南交通大學(xué)碩士研究生，副教授，研究方向：農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)