貨幣政策對中國農(nóng)產(chǎn)品價格波動的沖擊效應(yīng)研究

溫 濤，王小華

(西南大學(xué)經(jīng)濟管理學(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、經(jīng)濟和政治意義，而農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)安全和價格波動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農(nóng)業(yè)生產(chǎn)大國，同時更是一個農(nóng)產(chǎn)品消費大國。因此，農(nóng)產(chǎn)品始終是中國經(jīng)濟發(fā)展、社會穩(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農(nóng)產(chǎn)品價格穩(wěn)定是治國安邦的頭等大事，也是改善民生、構(gòu)建和諧社會的現(xiàn)實要求。溫家寶總理在2011年政府工作報告中強調(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)品價格的基本穩(wěn)定”。但是，2010年5月開始的新一輪物價上漲中，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格總指數(shù)(詳細(xì)變化見圖1，定基指數(shù)以2001年為100計算)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)資料價格普遍上漲，又進一步拉動了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本不斷攀升，導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品價格上漲和通貨膨脹之間的惡性循環(huán)，給中國宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定帶來嚴(yán)重影響。事實上，觀測相關(guān)經(jīng)濟數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，農(nóng)產(chǎn)品價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月達到近年的歷史新高38.96%，到2010年5月仍然高達30%左右。與之相應(yīng)，農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(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)品價格劇烈波動，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，政府是否能夠運用合理的經(jīng)濟政策手段防止農(nóng)產(chǎn)品價格劇烈波動，還需要采取哪些措施進行有效治理，以維護農(nóng)產(chǎn)品價格相對穩(wěn)定、促進農(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)價格總指數(shù)

圖2 2002～2012年農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(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)品價格波動的成因，首先需要回顧學(xué)術(shù)界的研究動態(tài)。國外關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價格波動成因的研究，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行了證實。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)品的一般價格水平，而不會導(dǎo)致工業(yè)和農(nóng)產(chǎn)品之間的相對價格水平發(fā)生改變。而 Bordo［4］、Chambers［5］、Frankel［1］、Kwon and Koo［6］的研究則表明，對農(nóng)業(yè)部門來說，貨幣并不是中性的，貨幣政策調(diào)整會影響到農(nóng)產(chǎn)品與工業(yè)品的相對價格，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)驗分析證實，貨幣供給在短期對農(nóng)產(chǎn)品價格波動有重要影響。近年來，貨幣政策與農(nóng)產(chǎn)品價格波動之間的關(guān)系研究得到進一步深化。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是通過分析擾動項之間的相關(guān)系數(shù)正確識別擾動項之間的同期因果關(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，利用擾動項之間的相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)分析對變量之間的同期因果關(guān)系進行識別。DAG由代表變量的節(jié)點以及連接這些節(jié)點“有向邊”構(gòu)成，如果兩個節(jié)點之間有“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立的。此方法在農(nóng)業(yè)與宏觀經(jīng)濟關(guān)系研究中得到廣泛應(yīng)用。重新檢驗了包括貨幣供給沖擊為主的宏觀政策對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響，其結(jié)論表明貨幣供給量與農(nóng)產(chǎn)品價格水平之間存在聯(lián)動關(guān)系，但對農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)并不存在，反而是匯率通過利率渠道對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生了很重要的影響。米什金［13］認(rèn)為，無論是財政政策亦或是供給方面的因素，都只可能導(dǎo)致物價水平發(fā)生暫時性波動而非持續(xù)上漲，只有貨幣供給量的持續(xù)增加才會引致物價水平持續(xù)、大規(guī)模的向上運動。正如弗里德曼的著名論斷:“無論何時何地，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)品價格上漲成因的分析擴充到非貨幣因素層面。例如，Benavides［14］根據(jù)歷史經(jīng)驗數(shù)據(jù)對玉米和小麥價格的研究發(fā)現(xiàn)，匯率和庫存的波動是影響其價格波動的主要因素。Mitra［15］采用非線性Cobweb模型的分析表明，產(chǎn)量和庫存變化對農(nóng)產(chǎn)品價格的波動有著重要影響。Rosen［16］的研究則主要強調(diào)了食物價格上漲對依賴農(nóng)產(chǎn)品進口的低收入國家的影響，他認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品價格波動在短期內(nèi)存在不可預(yù)見性。Kropp and Whitaker［17］的研究則表明合理的財政支農(nóng)投入和補貼政策，降低了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本，有利于激勵農(nóng)產(chǎn)品的產(chǎn)量提高和維持農(nóng)產(chǎn)品的價格穩(wěn)定。近年來，不少學(xué)者的研究表明生物質(zhì)能源的發(fā)展增加了對農(nóng)產(chǎn)品的需求，也導(dǎo)致了農(nóng)產(chǎn)品價格的提高(Westcott［18］;Coyle［19］;Tokgoz［20］)。

從國內(nèi)研究來看，近期關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價格波動影響的實證開始成為熱點。方松海，等［21］認(rèn)為農(nóng)產(chǎn)品整體漲價來自于經(jīng)濟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的根源，而國際市場行情及國際上的投機行為加劇了農(nóng)產(chǎn)品漲價過程。徐雪高［22］運用H－P濾波法，認(rèn)為2007年農(nóng)產(chǎn)品價格上漲主要是由國際價格的傳導(dǎo)、生產(chǎn)成本的推動、加工需求的拉動、突發(fā)因素的擾動引起。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模型實證分析發(fā)現(xiàn)，人民幣升值對我國居民食品消費價格有明顯的抑制作用，但對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的抑制作用不明顯，對農(nóng)產(chǎn)品價格也間接有一定的抑制作用。劉藝卓［24］實證分析了人民幣匯率變動對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的傳遞效應(yīng)，結(jié)果表明:匯率變動對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的傳遞效應(yīng)相對較小。胡冰川［25］的研究表明:消費價格指數(shù)對農(nóng)產(chǎn)品價格具有單向影響，同時貨幣、匯率等因素對消費價格指數(shù)以及農(nóng)產(chǎn)品價格也有影響。顧國達、方晨靚［26］認(rèn)為中國農(nóng)產(chǎn)品價格受到國際市場因素的影響較大，價格波動呈現(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)濟波動、農(nóng)村居民消費實際支出、農(nóng)產(chǎn)品加工業(yè)類型和農(nóng)村勞動力轉(zhuǎn)移等因素對我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動形成影響。溫濤、王小華［29］以我國1952～2009年的時序數(shù)據(jù)進行了實證研究，結(jié)果表明我國的糧食價格除了受通貨膨脹、糧食產(chǎn)量、勞動要素投入、匯率等傳統(tǒng)因素影響外，國家的財政金融支農(nóng)政策也對其產(chǎn)生了強烈的沖擊效應(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)品價格波動的一個內(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農(nóng)產(chǎn)品價格作用方向都未得到相對一致的結(jié)論。出現(xiàn)這種分歧的一種可能原因是各個國家體制、經(jīng)濟結(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)品時間序列之間的關(guān)系在不同國家和不同時間段也會表現(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農(nóng)產(chǎn)品價格影響的研究還相對欠缺，貨幣政策對中國農(nóng)產(chǎn)品價格的作用機理還有待于進一步探索。因此，從貨幣政策角度考察近期我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動的成因就具有重要的理論意義和現(xiàn)實價值。

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

二、理論模型

為進一步分析貨幣政策對農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響，基于中國的實際情況，在此沿用 Frankel［1］的做法，建立一個包括農(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)濟社會的總產(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。

進一步，可以設(shè)定一般物價水平P由農(nóng)產(chǎn)品價格PA和PB非農(nóng)產(chǎn)品價格的幾何加權(quán)平均數(shù)構(gòu)成，由此，一般物價水平的定義式可以表示為:

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

假設(shè)農(nóng)產(chǎn)品同時也具有資本特性，因此，農(nóng)產(chǎn)品的需求就包含了消費需求、資本需求和政府對農(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)品的消費需求為農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品相對價格(PA－PB)的減函數(shù)，其表達式為:

其中，DX為農(nóng)產(chǎn)品的消費需求，α可視為農(nóng)產(chǎn)品需求價格彈性，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)品相對價格(PA－PB)的增函數(shù)，表達式如下:

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

則農(nóng)產(chǎn)品市場的均衡可以表示為:

對于非農(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，并進一步假定我國對非農(nóng)產(chǎn)品的需求為農(nóng)產(chǎn)品與非農(nóng)產(chǎn)品相對價格(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)價格就不一定與相應(yīng)的國外價格相等，也即是說，如果我國的非農(nóng)產(chǎn)品價格相對便宜的話，那么國外對我國非農(nóng)產(chǎn)品的需求就會相對增加，反之則反。所以，我國對非農(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)品相對價格(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)品價格，E為匯率(以本國貨幣表示的外幣價格，也就是直接標(biāo)價法表示的匯率)，δ，ρ ＞ 0。

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

其中，SB為非農(nóng)產(chǎn)品供給，υ表示非農(nóng)產(chǎn)品市場的隨機擾動項，η為非農(nóng)產(chǎn)品的供給價格彈性，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擾動項。

將式(2)代入式(13)得

而實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)品價格(PA)波動受農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量(YA)、政府財政支出(G)、廣義貨幣供應(yīng)量(M2)、國際農(nóng)產(chǎn)品價格(PE)、人民幣匯率(E)等因素的影響。式(21)也是本文實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)實的購買力，還可以反映潛在的購買力。(2)政府財政支出(G)，反映政府對農(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)價法，即1個單位美元作為基準(zhǔn)，折算為一定數(shù)額的人民幣。匯率上升(本幣貶值)表示相對別國商品而言，本國商品價格上漲，這樣貿(mào)易順差將會被縮小。(5)國際農(nóng)產(chǎn)品價格(PE)，由于無法獲取同時間段的國際農(nóng)產(chǎn)品價格時序資料，因此對利用近期數(shù)據(jù)進行單獨說明。

(二)數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文采用1952～2012年中國的宏觀數(shù)據(jù)，均來自《中國統(tǒng)計年鑒》(2000～2012)、《新中國五十年統(tǒng)計資料匯編》、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)品價格指數(shù)(PA)，各年指數(shù)均以1952年為基期(即是價格指數(shù)1952=100)進行折算，根據(jù)本研究年限的跨度以及我國數(shù)據(jù)的可獲得性，本文運用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(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)的時間序列變量時，使用OLS法容易出現(xiàn)偽回歸現(xiàn)象，導(dǎo)致其推斷的結(jié)果往往是錯誤的。，本文運用向量自回歸模型(VAR)和VECM模型②VECM模型另一個重要的應(yīng)用是可以利用脈沖響應(yīng)函數(shù)來研究模型的動態(tài)特征。所謂脈沖響應(yīng)是指系統(tǒng)對其某一變量的一個沖擊(Shock)或新生(Innovation)變量所作出的反應(yīng)，即在隨機誤差項加一個標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對內(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軌跡，它能夠比較直觀地刻畫出變量之間的動態(tài)交互作用。進行計量分析。VAR模型的計量分析方法是在模型的每一個方程中用當(dāng)期內(nèi)生變量對模型中全部內(nèi)生變量的滯后值進行回歸，從而估計出全部內(nèi)生變量之間的動態(tài)關(guān)系，估計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)一個大范圍的短期波動時，VECM會使內(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)整項也被稱之為誤差項［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、財政支出、匯率的變動以及農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量對我國農(nóng)產(chǎn)品價格變動的傳遞程度及方向，同時為了減少模型以外的波動性，本文采取了對較大的絕對數(shù)值取對數(shù)的形式，并設(shè)定計量模型如下:

其中LNPA為農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)對數(shù)值;LNYA為農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的對數(shù)值;LNG為政府財政支出的對數(shù)值;LNM2為廣義貨幣供應(yīng)量的對數(shù)值;LNE為直接標(biāo)價法的匯率，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)變量對農(nóng)產(chǎn)品收購價格波動的影響，結(jié)合前文設(shè)計的相關(guān)變量，在此先分別對糧食產(chǎn)量(LNLCL)、棉花產(chǎn)量(LNMCL)、油料產(chǎn)量(LNYCL)、水果產(chǎn)量(LNSCL)和同時加入四種農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量設(shè)計五種不同的模型對其影響程度進行檢驗，具體模型設(shè)計如下:

四、實證結(jié)果分析

(一)單位根檢驗

本文利用利用Dickey＆Fuller(1981)提出的ADF單位根檢驗法對各變量進行單位根檢驗，以確定變量的平穩(wěn)性。通過檢驗發(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

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，可以進一步利用(JJ)檢驗來判斷他們之間是否真的存在協(xié)整關(guān)系，并進一步確定相關(guān)變量之間的符號關(guān)系。而Johansen協(xié)整檢驗是一種基于VAR模型的檢驗方法，檢驗之前必須確定該模型的結(jié)構(gòu)。根據(jù)AIC、SC、LR、Q統(tǒng)計量等聯(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，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，這可能是因為水果并不是生活必需品的原因，因此其價格需求彈性較大，同時也說明我國的基本農(nóng)產(chǎn)品價格受到其產(chǎn)量影響并不顯著。(2)我國財政支出在五個模型中的回歸結(jié)果均表現(xiàn)為顯著，且與農(nóng)產(chǎn)品價格呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明長期內(nèi)我國財政支出、尤其是財政對農(nóng)業(yè)支出的不斷擴大有利于控制農(nóng)產(chǎn)品價格的過快上漲。(3)廣義貨幣供應(yīng)量在五個模型中的回歸結(jié)果同樣表現(xiàn)為顯著，且與農(nóng)產(chǎn)品價格的波動呈很強的正向關(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了農(nóng)產(chǎn)品價格的上升，無助于穩(wěn)定我國國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格。

前文的協(xié)整檢驗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態(tài)關(guān)系，模型一至五的誤差修正模型中，誤差修正項的系數(shù)在1%顯著水平下均能夠通過檢驗，說明五個模型中，各變量之間均存在顯著的短期動態(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農(nóng)產(chǎn)品價格波動造成影響。模型一的財政支出(LNG)滯后1期變量對農(nóng)產(chǎn)品價格表現(xiàn)為1%的顯著水平的正向拉動作用;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)品收購價格指數(shù)對相關(guān)沖擊的動態(tài)反應(yīng)

我們利用Sims［31］提出的向量自回歸(VAR)技術(shù)進行脈沖響應(yīng)(impluse－response)分析，以進一步細(xì)化探索單個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，且均對農(nóng)產(chǎn)品價格表現(xiàn)為正向拉動作用。模型二的財政支出(LNG)滯后1期變量對農(nóng)產(chǎn)品價格表現(xiàn)為1%的顯著水平的正向拉動作用;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，且均對農(nóng)產(chǎn)品價格表現(xiàn)為正向拉動作用。模型三的財政支出(LNG)滯后1期變量在5%的顯著水平上能夠通過檢驗，且對農(nóng)產(chǎn)品價格表現(xiàn)為正向拉動作用;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，且均對農(nóng)產(chǎn)品價格均表現(xiàn)為正向拉動作用。模型四的財政支出(LNG)滯后1期變量在5%的顯著水平上能夠通過檢驗，且對農(nóng)產(chǎn)品價格表現(xiàn)為正向拉動作用;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，且均對農(nóng)產(chǎn)品價格均表現(xiàn)為正向拉動作用。模型五的財政支出(LNG)滯后1、2、3期變量均在1% 的顯著水平上夠通過檢驗，且對農(nóng)產(chǎn)品價格均表現(xiàn)為正向拉動作用;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，且對農(nóng)產(chǎn)品價格表現(xiàn)為正向拉動作用。

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

(三)沖擊反應(yīng)分析

圖5 財政支出與農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)對相關(guān) 沖擊的動態(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兩個變量間關(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模型進行分析。圖5、圖6分別顯示的是農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)(LNPA)與廣義貨幣供應(yīng)量(LNM2)、農(nóng)產(chǎn)品收購價格指數(shù)(LNPA)與財政支出(LNG)對相關(guān)單一沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差的動態(tài)反應(yīng)。從中可以發(fā)現(xiàn):對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)，這也進一步證實了關(guān)于農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲主要受到我國廣義貨幣供應(yīng)量的過快增長推動的結(jié)論;財政支出(LNG)對農(nóng)產(chǎn)品價格(LNPA)的沖擊一開始是正向作用，在第3期達到最大值，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)我國的財政支出對農(nóng)產(chǎn)品價格上漲也起到助推作用，而長期來看財政支出增長、尤其是支農(nóng)支出的增長有利于穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格。

表2 鄒氏斷點檢驗結(jié)果

(四)鄒氏斷點分析

為了反映國際農(nóng)產(chǎn)品價格對我國農(nóng)產(chǎn)品價格的影響，本研究進一步運用生意社①來源生意社:http://www.100ppi.com/mac/公布的IMF商品指數(shù)中的食物價格指數(shù)代替國際農(nóng)產(chǎn)品價格指數(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、財新網(wǎng)公布的財政預(yù)算支出和生意社公布的工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行實證，其中各變量的時間段為1999年1月到2012年12月，財政預(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)價格指數(shù)和CPI指數(shù)在隨后的1年內(nèi)快速攀升。

為了驗證我國貨幣供應(yīng)量對農(nóng)產(chǎn)品價格波動的沖擊影響在2009年2月是否真的是一個突變點，本文進一步對月度數(shù)據(jù)進行鄒氏斷點檢驗③鄒氏檢驗法是由鄒至莊提出的，用于判斷結(jié)構(gòu)在預(yù)先給定的時點是否發(fā)生了變化的一種方法。這種方法的特點在于把時間序列數(shù)據(jù)分成兩部分，其分界點就是檢驗是否已發(fā)生結(jié)構(gòu)變化的檢驗時點.在此基礎(chǔ)上，利用F檢驗來檢驗由前一部分n個數(shù)據(jù)求得的參數(shù)與由后一部分m個數(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。

同樣地，我們對月度數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)各指標(biāo)都是一階單整序列，進一步根據(jù)AIC、SC、LR、Q統(tǒng)計量等聯(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，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了(政府財政預(yù)算支出變量除外)，這說明新一輪農(nóng)產(chǎn)品價格上漲并不是直接由財政支出所引起的;無論是模型六還是模型七，貨幣供應(yīng)量對我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動都起到了強烈的正向沖擊效應(yīng)，這也進一步證實了前文中的觀點;國際農(nóng)產(chǎn)品價格波動對我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響在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)品出廠價格與農(nóng)產(chǎn)品價格波動呈顯著的正相關(guān)關(guān)系;人民幣實際有效匯率對我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響在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)品價格對我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動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，財政預(yù)算支出對農(nóng)產(chǎn)品價格波動有顯著的負(fù)向沖擊作用，而貨幣供應(yīng)量、工業(yè)品出廠價格、國際農(nóng)產(chǎn)品價格和人民幣實際有效匯率與我國農(nóng)產(chǎn)品價格均具有顯著的正向影響效應(yīng)。

五、結(jié)論與政策含義

實證結(jié)果清楚地顯示:無論是長期抑或是短期，貨幣政策均對我國農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生了強烈的沖擊效應(yīng)，廣義貨幣供應(yīng)量增長是導(dǎo)致我國農(nóng)產(chǎn)品價格上升的最主要因素。許多研究將近年來物價上漲、通貨膨脹歸咎于農(nóng)產(chǎn)品或食品價格的上漲，這并不合理。對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，實際上在貨幣流動性泛濫導(dǎo)致的通貨膨脹壓力中，絕大多數(shù)產(chǎn)品價格會被帶動上漲，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)品價格波動的關(guān)鍵性變量。此外，從長期來看，通過積極的財政政策擴大財政農(nóng)業(yè)支出、調(diào)控政府購買儲備有利于維護農(nóng)產(chǎn)品價格的穩(wěn)定，而人民幣匯率和國際農(nóng)產(chǎn)品價格則分別與我國農(nóng)產(chǎn)品價格成負(fù)相關(guān)和正相關(guān)關(guān)系;從短期來看，積極的財政政策對農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲仍然起到了助推作用，而匯率與國際市場價格則對我國農(nóng)產(chǎn)品價格的沖擊并不顯著;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)品價格波動的重要因素。上述研究結(jié)論表明，2010年下半年以來的農(nóng)產(chǎn)品價格快速上漲主要根源在于2009年至2010年上半年我國擴張性的貨幣政策與財政政策所導(dǎo)致的流動性寬松，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)品價格超常規(guī)劇烈波動、確保農(nóng)產(chǎn)品市場的健康發(fā)展，應(yīng)當(dāng)合理運用貨幣政策手段，強化流動性管理，特別是要嚴(yán)格資本管制，采取“大禹治水”的方式疏導(dǎo)各類社會閑散資金，從根本上杜絕游資對農(nóng)產(chǎn)品的炒作。要并用法律和經(jīng)濟手段，完善農(nóng)產(chǎn)品的價格支持政策，一方面通過財政支農(nóng)渠道全面提高農(nóng)產(chǎn)品價格的補貼力度，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)，并盡快將補貼政策制度化和法律化;另一方面針對不同地區(qū)、不同時間段和不同規(guī)模的種植戶，應(yīng)采取差異化的補貼方式和保障必要的補貼金額，優(yōu)化補貼資金的發(fā)放方式，進而切實有效地維護農(nóng)產(chǎn)品價格穩(wěn)定。要完善重要農(nóng)產(chǎn)品的儲備制度和主要農(nóng)產(chǎn)品的臨時收儲制度，通過積極穩(wěn)妥地推進人民幣匯率改革，審時度勢地對進出口進行調(diào)節(jié)，盡量減少國際農(nóng)產(chǎn)品價格波動對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格波動的不利影響。貨幣政策和財政政策的多重目標(biāo)亦需分解、梳理并協(xié)調(diào)配合，貨幣政策不能遽言寬松，財政政策亦不能突然積極，從中央到地方要保持宏觀經(jīng)濟政策的連續(xù)性、穩(wěn)定性，提高針對性、靈活性、有效性，處理好保持經(jīng)濟平穩(wěn)較快發(fā)展、調(diào)整經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、管理通脹預(yù)期的關(guān)系［30］，更加注重農(nóng)產(chǎn)品價格的調(diào)控與保護，既防止農(nóng)產(chǎn)品價格過快上漲對廣大人民群眾的基本生活造成的沖擊，也要在農(nóng)產(chǎn)品價格發(fā)生劇烈波動時充分保護農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)者的利益。

［1］Frankel J A.Expectations and commodity price dynamics:The overshooting model［J］.American Journal of Agricultural Economics，1986，68(2):344 －348.

［2］Belongia M，King R A.A monetary analysis of food price determination［J］.American Journal of Agricultural Economics，1983，65(1):131－135.

［3］Lapp J S.Relative agricultural prices and monetary policy［J］.American Journal of Agricultural Economics，1990，72(3):622－630.

［4］Bordo M D.The effects of monetary change on relative commodity prices and the role of long－term contracts［J］.The Journal of Political Economy，1980，88(6):1088－1109.

［5］Chambers R G.Agricultural and financial market interdependence in the short run［J］.American Journal of Agricultural Economics，1984，66(1):12 －24.

［6］Kwon D H，Koo W W.Interdependence of macro and agricultural economics:How sensitive is the relationship?［J］.American journal of agricultural economics，2009，91(5):1194－1200.

［7］Chambers R G，Just R E.An investigation of the effect of monetary factors on agriculture［J］.Journal of Monetary Economics，1982，9(2):235－247.

［8］Devadoss S，Meyers W H.Relative prices and money:further results for the United States［J］.American Journal of Agricultural Economics，1987，69(4):838 －842.

［9］Taylor J S，Spriggs J.Effects of the monetary macro － economy on Canadian agricultural prices［J］.Canadian Journal of Economics，1989，22(2):278 －289.

［10］Robertson J C，Orden D.Monetary impacts on prices in the short and long run:some evidence from New Zealand［J］.American Journal of Agricultural Economics，1990，72(1):160－171.

［11］Saghaian S H，Reed M R，Marchant M A.Monetary impacts and overshooting of agricultural prices in an open economy［J］.American Journal of Agricultural E－conomics，2002，84(1):90－103.

［12］Awokuse T O.Export－led growth and the Japanese economy:evidence from VAR and directed acyclic graphs［J］.Applied Economics Letters，2005，12(14):849－858.

［13］(美)米什金.貨幣金融學(xué)［M］.鄭艷文，荊國勇，譯.北京:中國人民大學(xué)出版社，2011.01－01.

［14］Benavides G.Price volatility forecasts for agricultural commodities:an application of historical volatility models，option implieds and composite approaches for futures prices of corn and wheat［J］.Option Implieds and Composite Approaches for Futures Prices of Corn and Wheat(January 2004)，2004.

［15］Mitra S，BOUSSARD J M.A Nonlinear Cobweb Model of Agricultural Commodity Price Fluctuations［J］.Department of Economics，F(xiàn)ordham University，2008.

［16］Rosen S，Shapouri S.Rising food prices intensify food insecurity in developing countries［J］.Amber Waves，2008，6(1):16－21.

［17］Kropp J D，Whitaker J B.The impact of decoupled payments on the cost of operating capital［J］.Agricultural Finance Review，2011，71(1):25－40.

［18］Westcott P C.Ethanol expansion in the United States:how will the agricultural sector adjust?［M］.DIANE Publishing，2010.

［19］Coyle W.The future of biofuels［J］.Economic Research Service，Washington，DC，2007.

［20］Tokg?z S.The impact of energy markets on the EU agricultural sector［M］.Center for Agricultural and Rural Development，Iowa State University，2009.

［21］方松海，馬曉河，黃漢權(quán).當(dāng)前農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的原因分析［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2008，(06):20－26+110－111.

［22］徐雪高.新一輪農(nóng)產(chǎn)品價格波動周期:特征、機理及影響［J］.財經(jīng)研究，2008，(08):110－119.

［23］方湖柳.人民幣升值對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響［J］.農(nóng)業(yè)經(jīng)濟問題，2009，(07):84 －90+112.

［24］劉藝卓.匯率變動對中國農(nóng)產(chǎn)品價格的傳遞效應(yīng)［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010，(01):19－27.

［25］胡冰川.消費價格指數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品價格與貨幣政策——基于2001～2009年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010，(12):37 －45.

［26］顧國達，方晨靚.中國農(nóng)產(chǎn)品價格波動特征分析——基于國際市場因素影響下的局面轉(zhuǎn)移模型［J］.中國農(nóng)村經(jīng)濟，2010，(06):67 －76.

［27］中國人民銀行課題組.我國農(nóng)產(chǎn)品價格上漲機制研究［J］.經(jīng)濟學(xué)動態(tài)，2011，(03):4－11.

［28］宋洪遠(yuǎn)，翟雪玲，曹慧，彭超，姜楠，譚智心，季佳媛.農(nóng)產(chǎn)品價格波動、機理分析與市場調(diào)控［J］.農(nóng)業(yè)技術(shù)經(jīng)濟，2012，(10):4 －13.

［29］溫濤，王小華.財政金融支農(nóng)政策對糧食價格波動的影響——基于中國1952－2009年的經(jīng)驗驗證［J］.東南大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)，2012，(03):43－49+127.

［30］王小華，溫濤，宜文.地方政府財政支出對中國通貨膨脹的沖擊效應(yīng)研究——基于凱恩斯AD－AS視角［J］.財貿(mào)研究，2013，(02):1－11.

［31］Sims C A.Macroeconomics and reality［J］.Econometrica:Journal of the Econometric Society，1980，48(1):1－48.