農產品價格波動與通貨膨脹、通脹預期動態關系分析

毛育暉

內容摘要：本文以我國31個省市2002-2012年的相關數據為樣本，采用面板回歸模型，研究農產品價格波動與通貨膨脹的關系。此外，還將模型引入通脹預期變量并設計相關指標，以更加系統的獲得農產品價格、通貨膨脹以及通貨膨脹預期三者之間的關系。

關鍵詞：農產品價格 通貨膨脹 通貨膨脹預期 面板向量自回歸 格蘭杰因果檢驗

本文將分省市、自治區搜集相關數據，以采用面板數據處理方法更加深入的分析農產品價格與通貨膨脹的相互關系。此外，本文還將模型引入通脹預期變量并設計相關指標，以更加系統的獲得農產品價格、通貨膨脹以及通貨膨脹預期三者之間的關系。

變量與數據

（一）指標選擇和度量

農產品價格指標選擇和度量。一方面，本文分別選擇糧食零售價格指數作為農產品價格的代理變量。糧食作為一切農產品的基礎，其與人民的基本生活密切，因此，以糧食零售價格指數作為農產品價格的代理變量能夠反映農產品基礎價格的變化，具有一定的代表性。另一方面，本文將基于各年省份的數據進行農產品價格與通貨膨脹關系的面板數據分析，考慮到數據的可獲得性，糧食零售價格指數在各省統計年鑒的價格指數項目中都能獲得。

通貨膨脹指標選擇與度量。在以往研究通貨膨脹過程中，大多都是采用消費者價格指數，即CPI作為通貨膨脹的代理指標，本文同樣采用該指標來刻畫通貨膨脹。一方面，該指標獲得了理論界的一致認可。另一方面，該指標除了有全國的統計數據外，各省市也分別進行了統計，保證了本文研究數據的可獲得性。

通脹預期指標選擇與度量。本文認為單獨采用上一年的通貨膨脹率作為通脹預期的代理指標忽略了人們的能動性，即人們對通脹的預期不只是信息集，還包括了人們對信息集的加工、分析和預測等其他處理的過程。而單獨采用消費者預期指數來刻畫通脹預期則在一定程度上忽略了上年通貨膨脹的信息集。因此，本文提出將兩者結合起來形成新的度量通貨膨脹預期的代理變量。具體做法是用上一年的消費者價格指數乘上本年度的消費者預期指數環比變化幅度。

（二）樣本選擇

根據數據的完整性，以我國31個省市為樣本，搜集了2001年至2012年各省的消費者價格指數、糧食零售價格指數以及消費者預期指數。價格指數來源于各省市的統計年鑒及《新中國60年統計資料匯編》的價格指數部分，消費者預期指數來自于各年《中國統計年鑒》。

（三）描述性統計與分析

為了得到對相關數據的整體概況，本文對各個變量在樣本期內的數據進行了描述性統計。主要涉及的變量包括通貨膨脹率的代理變量—消費者價格指數（CPI），農產品價格變量—糧食銷售價格指數（PRICE_G），消費者預期變量—消費者預期指數（PI），通脹預期變量—消費者預期指數與上期消費者價格指數的乘積（PCPI_P）。具體描述性結果如表1所示。

從描述性統計表中可以看出，共搜集了31個省市11年的341個樣本。從均值和標準差來看，消費者價格指數（CPI）的均值及波動比糧食銷售價格指數（PRICE_G）要小。從消費者預期指數的環比數據來看，其均值及波動都相對較小，且均值略高于1，在一定程度上反應了消費者信心不足，但是由于該指標是基于當時經濟形勢對未來的判斷，因此不能直接用來說明樣本期間的整體水平。通過上一年消費者價格指數（CPI）調整后的通脹預期結果（PCPI_P）表明，樣本期間，消費者的通脹預期仍然是較高的，從均值上即可看出基于消費者預期的通脹預期均比消費者價格指數的均值要大，并且預期通脹的波動性比實際通脹的波動性也要大，說明消費者在通脹的反應上存在一定的滯后和放大，在出現較大通脹時，消費者往往會將預期更大的通脹，而國家可能會采取相關措施控制通脹；而通脹較小時，消費者也將具有較小的通脹預期，而國家可能不會加強相關控制，市場經濟可能使得實際通脹更大，這樣一來使得通脹預期的波動更加大，往往出現通脹預期的最小值比實際通脹的最小值要小，通脹預期的最大值比實際通脹的最大值還要大的現象。

實證分析

（一）面板單位根檢驗

面板數據既包括了樣本的截面特征又包括了時間序列特征，特別是在宏觀經濟方面，面板數據很可能沒有完全消除相關指標的趨勢因素，因此有必要進行面板數據單位根檢驗。本文采用多種單位根檢驗方法來對數據進行面板單位根檢驗，得到結果如表2所示。

從單位根結果來看，CPI、PRICE_G的檢驗的p值基本上表明了不存在單位根，對應數據基本看做是平穩過程，但通貨膨脹預期變量PCPI_P的單位根檢驗結果顯示，雖然LLC檢驗、HT檢驗、Breitung檢驗、IPS檢驗、F-ADF檢驗及F-PP檢驗都拒絕了含有單位根的原假設，但是Hadri檢驗同樣顯著表明并非所有面板均是平穩的。事實上，通過觀測通脹預期數據中相關部分的消費者預期指數和消費者信心指數都表現出了一定的時間趨勢。盡管如此，本文仍可將對應數據基本看作是平穩過程。為了使得最終得出的農產品價格波動、通脹膨脹及通脹預期的關系的穩健性。考慮到可能含有面板單位根，本文首先采用面板向量自回歸的方法，系統的分析三者關系，然后采用面板格蘭杰檢驗對三者的因果關系進行分析。

（二）向量自回歸模型實證分析

在此前研究農產品價格波動與通貨膨脹關系所建立的面板回歸模型中，因變量均為通貨膨脹的代理變量消費者價格指數，因此只能了解到農產品價格的波動是否對通貨膨脹有影響。然而在農產品價格波動、通貨膨脹以及通脹預期所組成的系統中，這些因素一方面可能受自身前期的影響，一方面也可能存在相互影響，這些變量之間的相互關系并不能從前面的模型中得出。1988年，Holtz-Eakin提出了基于面板數據的向量自回歸（Panel Data Vector Autoregression，PVAR）的估計方法。運用該方法既可以發揮面板數據的特點，又可以兼顧向量自回歸的優勢。其除了可以分析滯后項變量對其他變量是否具有顯著的影響外，同樣可以通過脈沖—響應（impulse-response）分析來更進一步得到變量之間的動態作用關系。endprint

按照面板向量自回歸模型，本文構建滯后三階的模型如下：

zit=Γ0+Γ1zit-1+Γ2zit-2+Γ3zit-3+fi+di+εt（1）

式中zit為由農產品價格波動代理變量、通貨膨脹代理變量和通脹預期代理變量組成的三維向量。根據本文所選變量和檢驗思路，zit為{PRICE_G，CPI，PCPI_P}，zit-1、zit-2、zit-3分別為zit的滯后一階、滯后二階和滯后三階項；Γ0、Γ1、Γ2和Γ3分別為系數矩陣；fi為不隨時間改變的個體效應；dt為不隨個體改變的時間虛擬變量；εt為隨機干擾項。

該模型中既包括了不隨時間改變的個體效應fi，又包括了被解釋變量的滯后項zit-1、zit-2、zit-3，因此是包含固定效應的動態面板模型。為獲得估計結果，可以首先去除時間效應，然后去除固定效應，最后采用廣義據估計（GMM）的方法來獲得系數的一直估計量。在具體估計時，去除時間效應通常采用“組內均值差分法”，去除固定效應可以采用Arellano and Bover（1995）推薦的“前向均值差分法”。

本文建立了滯后三階的面板向量自回歸模型，事實上，滯后階數應根據相關準則具體確定的。常用的準則有AIC準則、BIC準則和HQIC準則。本文采用Lutkepohl（1993）提出的修正簡化的公式進行滯后階數的判斷。

借助stata11軟件的相關命令，對模型進行估計，得到模型最適合的滯后階數判斷準則值及結果如表3所示。

在進行滯后階數選擇時，本文做了更多階數的相關準則值的計算，鑒于前4階已經表明了判斷結果，因此表3僅給出了模型前4階相關準則的判別值。經過比較模型的各滯后階數的AIC*值、BIC*值和HQIC*值，確定面板向量自回歸模型的滯后期為4期。進一步，借助連玉君（2009）改進后的面板向量自回歸估計方法和對應的stata命令PVAR2，得到面板向量自回歸模型的估計結果如表4所示。

根據表3獲得的判定結果，對糧食零售價格指數、消費者價格指數和基于消費者預期指數計算的通脹預期三個變量及其前三期的變量之間關系進行了估計，表4按列分別報告了三個變量t期與其自身及其另外兩個變量t-1～t-3期的相關關系，或者說是各變量t-1～t-3期項對三個變量t期的影響。從第一列所代表的方程的估計結果可以看出，糧食零售價格指數的波動受自身前兩期、通貨膨脹的t-1期以及通脹預期的t-1期和t-3期的影響非常顯著。通常來看，若上期農產品價格波動很大，則本期農產品價格的波動仍將很大，而若t-2期的農產品價格變化很大，本期的農產品價格的波動將會減小。第二列所代表的方程的估計結果可以看出，通貨膨脹的代理變量消費者價格指數當期的值主要受t-1期和t-2期糧食零售價格波動、通脹預期的影響。第三列所代表的方程的估計結果表明，基于消費者預期指數計算的通脹預期代理變量主要受t-2期的糧食零售價格波動、消費者價格指數及自身的影響，同時也受t-3期的糧食零售價格波動和消費者價格指數的影響。

為了分析脈沖響應函數，需要先估計出相關的置信區間。由于脈沖響應函數的矩陣是基于面板向量自回歸的估計系數構建的，因此它們的標準差也需要被考慮進來。本文在計算出脈沖效應函數的標準差后，采用蒙特卡羅模擬的方法計算出相關的置信區間。設定蒙特卡羅模擬次數為200，畫出zit={PRICE_G，CPI，PCPI_P}的脈沖響應圖，如圖1所示。

圖1中，每個子圖的橫軸表示沖擊持續的期數，縱軸可以看出沖擊大小及方向，虛線為沖擊為0的位置，IRF of A to B表示前者對后者的沖擊，即當A發生一個意外的沖擊后，會對B照成什么樣的影響，各圖中上下兩條曲線分別表示95%置信水平的上下限，中間曲線為估計的沖擊曲線，該曲線接近0代表沖擊作用幾乎沒有。子圖1表明，糧食零售價格受到外部沖擊發生變化時，將會在第一期對自身產生明顯的正向作用，而在第二期轉為負向作用，在第三期作用不明顯，第四期則又出現顯著的正向作用，之后沖擊作用變得不明顯。子圖2中，由于上限曲線與0非常接近，表明糧食零售價格受到沖擊而變化時，對通貨膨脹的影響是不明顯的。子圖3表明糧食零售價格受到沖擊而變化時，將提高人們對下一期的通貨膨脹預期。子圖4表明消費者價格指數受到沖擊發生變化時，對農產品價格的影響是明顯的，并且持續4期都將產生影響。子圖5表明，消費者價格指數受到沖擊發生變化時，將對下一期的消費者價格指數產生較明顯的負向作用，隨后幾期則無明顯作用。子圖6顯示消費者價格指數受到沖擊后，將對基于消費者預期指數的通脹預期有兩期明顯的沖擊作用，先正后負。子圖7基于消費者預期指數的通脹預期受到沖擊變化時，對接下來一、二期的糧食零售價格產生正向作用。子圖8表示基于消費者預期指數的通脹預期受到沖擊變化時，對接下來及其的真實的消費者價格指數的影響不明顯。子圖9是基于消費者預期指數的通脹預期受到沖擊后對自身接下來幾期的值的影響，可以看出主要是會在第二期對自身產生影響。

PVAR模型估計結果表明農產品價格波動、通貨膨脹以及通脹預期之間是存在顯著的相關關系的。但盡管通過PVAR方法分別獲得了農產品價格波動、通貨膨脹以及通脹預期之間的關系，但是還不能判斷出三者之間的因果關系，因此，本文進一步采用面板格蘭杰因果檢驗進行分析。

（三）面板格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關系檢驗為2003年諾貝爾經濟學獎得主克萊夫·格蘭杰（Clive W.J.Granger）所開創，用于分析經濟變量之間的格蘭杰因果關系。隨著面板數據相關研究不斷進展，面板向量自回歸模型得到應用，進一步的面板格蘭杰因果檢驗相關理論和方法也得到完善。面板格蘭杰檢驗模型如式（2）所示。

（2）

式中αi為各數據截面個體的截距項，βki為變量y的滯后項的待估計系數，γki為變量x的滯后項的待估計系數，εit為白噪聲。endprint

連玉君（2009）對Love（2006）研究的stata命令進行了完善，提供了針對面板向量自回歸的格蘭杰因果Wald檢驗，可直接通過調用相關命令進行檢驗。本文對z1it={PRICE_G，CPI，PCPI_P}面板向量自回歸模型進行了面板格蘭杰因果檢驗，具體結果如表5所示。

表5中方程表示根據被解釋的變量構建的檢驗方程，剔除變量表示假設該變量的考察滯后期的系數全為0，卡方檢驗滯后期的系數全為0的原假設所構建的統計量，其中單變量中由于考察了滯后四期的解釋變量，因此，有四個約束條件，對應的自由度為4，雙變量中共有8個約束，對應的自由度為8。在檢驗時，通常只要有一個系數顯著不為0，則對應的格蘭杰因果檢驗結果也會顯著。從檢驗結果的p值可以看出，所有的檢驗都非常顯著，也就是說依次可獲得以下結論：消費者價格指數及基于消費者預期指數的通脹預期均為糧食零售價格指數的格蘭杰因。糧食零售價格指數及基于消費者預期指數的通脹預期均為消費者價格指數的格蘭杰因。糧食零售價格指數及消費者價格指數均為基于消費者預期指數的通脹預期的格蘭杰因。

結論

綜上所述，農產品價格上漲對通脹預期的形成會造成正向的影響，而通脹預期會不斷積累并促使通貨膨脹的產生，所以當務之急應加強對通脹預期的管理，不僅要從穩定農產品價格方面管理通脹預期，而且還應該加強以科學引導社會輿論，引導民眾理性對待物價上漲，避免盲目跟隨錯誤信息，加劇通脹預期的形成。一方面農產品是必需消費品，相對來說消費彈性較小，需求剛性較強，宏觀調控中抑制需求幾乎不可能，只能增加農產品的供給，另一方面國家相關部門和農產品相關的單位、協會、研究機構應當進一步完善相關指標體系，以此來迅速、直觀的捕獲農產品的市場信息。同時還應考慮合理構建通貨膨脹預期的指標系，以此來補充完善我國現有的通貨膨脹預期衡量指標缺乏的不足。當前，我國只有諸如居民消費價格指數（CPI）、生產者價格指數（PPI）之類的反應通貨膨脹率的指標，而缺乏通貨膨脹預期的衡量指標。因此，應及時采取多種政策措施，中央銀行應時刻關注物價水平、國內外流動性等容易造成公眾通脹預期的因素，及時果斷地采取措施，制定合適的政策，并盡可能及時地披露其政策目標，加強與公眾信息方面的溝通，增加貨幣政策的透明度預防通貨膨脹預期演化成為實際通貨膨脹。只有這樣，公眾才會通過自己所能掌握的信息對未來進行理性預測。

參考文獻：

1.厲以寧.中國宏觀經濟的實證分析[M].北京大學出版社，1992

2.曹慧，韓一軍.近年來我國主要農產品價格變化及其對CPI的影響[J].農業展望，2008（4）

3.曾朝宗.對農產品價格波動的經濟學研究[J].價格月刊，2009（2）

4.馬敬桂，黃普.農產品價格對CPI和食品價格的沖擊效應分析—基于VAR模型的實證分析[J].長江大學學報（自然科學版），2011（9）

5.宋國青.農產品價格與通貨膨脹[G].北京大學國家發展研究院2008年夏季CCER中國經濟觀察，2008（6）

6.羅永泰，李津.我國農產品價格波動對通貨膨脹的影響分析[J].上海金融，2010（7）

7.李會敏，國涓.農產品價格波動與通貨膨脹關系的實證分析[J].遼寧經濟，2005（5）

8.楊志海，王雅鵬.農產品價格波動與通貨膨脹關系的實證研究[J].統計與決策，2011（24）

9.連玉君，蘇治.融資約束，不確定性與上市公司投資效率[J].管理評論，2009，21（1）endprint

連玉君（2009）對Love（2006）研究的stata命令進行了完善，提供了針對面板向量自回歸的格蘭杰因果Wald檢驗，可直接通過調用相關命令進行檢驗。本文對z1it={PRICE_G，CPI，PCPI_P}面板向量自回歸模型進行了面板格蘭杰因果檢驗，具體結果如表5所示。

表5中方程表示根據被解釋的變量構建的檢驗方程，剔除變量表示假設該變量的考察滯后期的系數全為0，卡方檢驗滯后期的系數全為0的原假設所構建的統計量，其中單變量中由于考察了滯后四期的解釋變量，因此，有四個約束條件，對應的自由度為4，雙變量中共有8個約束，對應的自由度為8。在檢驗時，通常只要有一個系數顯著不為0，則對應的格蘭杰因果檢驗結果也會顯著。從檢驗結果的p值可以看出，所有的檢驗都非常顯著，也就是說依次可獲得以下結論：消費者價格指數及基于消費者預期指數的通脹預期均為糧食零售價格指數的格蘭杰因。糧食零售價格指數及基于消費者預期指數的通脹預期均為消費者價格指數的格蘭杰因。糧食零售價格指數及消費者價格指數均為基于消費者預期指數的通脹預期的格蘭杰因。

結論

綜上所述，農產品價格上漲對通脹預期的形成會造成正向的影響，而通脹預期會不斷積累并促使通貨膨脹的產生，所以當務之急應加強對通脹預期的管理，不僅要從穩定農產品價格方面管理通脹預期，而且還應該加強以科學引導社會輿論，引導民眾理性對待物價上漲，避免盲目跟隨錯誤信息，加劇通脹預期的形成。一方面農產品是必需消費品，相對來說消費彈性較小，需求剛性較強，宏觀調控中抑制需求幾乎不可能，只能增加農產品的供給，另一方面國家相關部門和農產品相關的單位、協會、研究機構應當進一步完善相關指標體系，以此來迅速、直觀的捕獲農產品的市場信息。同時還應考慮合理構建通貨膨脹預期的指標系，以此來補充完善我國現有的通貨膨脹預期衡量指標缺乏的不足。當前，我國只有諸如居民消費價格指數（CPI）、生產者價格指數（PPI）之類的反應通貨膨脹率的指標，而缺乏通貨膨脹預期的衡量指標。因此，應及時采取多種政策措施，中央銀行應時刻關注物價水平、國內外流動性等容易造成公眾通脹預期的因素，及時果斷地采取措施，制定合適的政策，并盡可能及時地披露其政策目標，加強與公眾信息方面的溝通，增加貨幣政策的透明度預防通貨膨脹預期演化成為實際通貨膨脹。只有這樣，公眾才會通過自己所能掌握的信息對未來進行理性預測。

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7.李會敏，國涓.農產品價格波動與通貨膨脹關系的實證分析[J].遼寧經濟，2005（5）

8.楊志海，王雅鵬.農產品價格波動與通貨膨脹關系的實證研究[J].統計與決策，2011（24）

9.連玉君，蘇治.融資約束，不確定性與上市公司投資效率[J].管理評論，2009，21（1）endprint

連玉君（2009）對Love（2006）研究的stata命令進行了完善，提供了針對面板向量自回歸的格蘭杰因果Wald檢驗，可直接通過調用相關命令進行檢驗。本文對z1it={PRICE_G，CPI，PCPI_P}面板向量自回歸模型進行了面板格蘭杰因果檢驗，具體結果如表5所示。

表5中方程表示根據被解釋的變量構建的檢驗方程，剔除變量表示假設該變量的考察滯后期的系數全為0，卡方檢驗滯后期的系數全為0的原假設所構建的統計量，其中單變量中由于考察了滯后四期的解釋變量，因此，有四個約束條件，對應的自由度為4，雙變量中共有8個約束，對應的自由度為8。在檢驗時，通常只要有一個系數顯著不為0，則對應的格蘭杰因果檢驗結果也會顯著。從檢驗結果的p值可以看出，所有的檢驗都非常顯著，也就是說依次可獲得以下結論：消費者價格指數及基于消費者預期指數的通脹預期均為糧食零售價格指數的格蘭杰因。糧食零售價格指數及基于消費者預期指數的通脹預期均為消費者價格指數的格蘭杰因。糧食零售價格指數及消費者價格指數均為基于消費者預期指數的通脹預期的格蘭杰因。

結論

綜上所述，農產品價格上漲對通脹預期的形成會造成正向的影響，而通脹預期會不斷積累并促使通貨膨脹的產生，所以當務之急應加強對通脹預期的管理，不僅要從穩定農產品價格方面管理通脹預期，而且還應該加強以科學引導社會輿論，引導民眾理性對待物價上漲，避免盲目跟隨錯誤信息，加劇通脹預期的形成。一方面農產品是必需消費品，相對來說消費彈性較小，需求剛性較強，宏觀調控中抑制需求幾乎不可能，只能增加農產品的供給，另一方面國家相關部門和農產品相關的單位、協會、研究機構應當進一步完善相關指標體系，以此來迅速、直觀的捕獲農產品的市場信息。同時還應考慮合理構建通貨膨脹預期的指標系，以此來補充完善我國現有的通貨膨脹預期衡量指標缺乏的不足。當前，我國只有諸如居民消費價格指數（CPI）、生產者價格指數（PPI）之類的反應通貨膨脹率的指標，而缺乏通貨膨脹預期的衡量指標。因此，應及時采取多種政策措施，中央銀行應時刻關注物價水平、國內外流動性等容易造成公眾通脹預期的因素，及時果斷地采取措施，制定合適的政策，并盡可能及時地披露其政策目標，加強與公眾信息方面的溝通，增加貨幣政策的透明度預防通貨膨脹預期演化成為實際通貨膨脹。只有這樣，公眾才會通過自己所能掌握的信息對未來進行理性預測。

參考文獻：

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8.楊志海，王雅鵬.農產品價格波動與通貨膨脹關系的實證研究[J].統計與決策，2011（24）

9.連玉君，蘇治.融資約束，不確定性與上市公司投資效率[J].管理評論，2009，21（1）endprint