農產品價格上漲對通貨膨脹的影響分析

石 凱

（西南財經大學 統計學院，成都 610000）

0 引言

農產品生產價格指數（API），是以抽選的農業生產單位為調查對象，以被調查單位生產并出售的主要農產品出售價為調查內容；居民消費價格指數（CPI），是以城鄉居民購買并用于日常生活消費的貨物和服務項目為調查對象，選擇具有代表性的生活消費商品，以城鄉居民家庭生活消費支出作為權重而編制。2010～2011這兩年期間，我國農產品價格上漲明顯，由大蒜、生姜、土豆等農產品價格成倍上漲揭幕，引發了一輪全面的價格上漲局面，對我國通貨膨脹上行造成巨大的壓力。2009年，我國的API指數為97.6%，相應的通貨膨脹CPI指數為99.3%；而到了2010和2011年，API指數劇烈波動，分別為110.9%和116.5%，CPI指數也隨之對應上揚，2010年為103.3%，2011年更是達到了105.4%。由此可見，API和CPI指數的變動具有一致性，食品在CPI中三分之一的比例使得農食類產品價格的波動必然會較大程度地引起CPI的升降。

1 我國CPI權重構成

我國CPI指數的編制總共包含8大類商品，食品消費支出只是占到了其中的一個部分，而且CPI權重體系大概每5年會進行些重大的調整，尤其是考慮到消費支出結構的變化，食品類在CPI所占的權重是在逐步的下降。表1給出了2001年、2005年和2011年這幾個重大調整年份國家統計局所給出的CPI權重結構，可見食品類在8大類商品中調整幅度較大，從2001年的37.40%下調到31.79%。而上個世紀80年代到90年代初，我國CPI中食品占到的權重有近60%左右（注：2000年以前我國國家統計局未公示相應CPI構成權重，因此2000年前的權重數據各個文獻中均為估算所得），此后逐年下調。這也是和一國國家經濟發展情況相適應的，即隨著國民收入水平的提高，食品支出所占消費支出的比重是在逐步降低的。因此農產品生產價格指數的波動雖然會引起CPI的波動，兩者的波動在方向上具有一致性，但是由于CPI的構成中還包含大量其它與農產品無關的其它商品，勢必會使得API和CPI兩者各自具有不同的變化特點。

表1 歷年我國CPI權重構成 （%）

正是因為上述兩個指數之間的特征，目前關于農產品價格和通貨膨脹之間的關系形成了許多的爭議，成為國內關注的焦點經濟問題，學者們站在各自的角度、用不用的方法給出了不同的解釋。目前代表性的主要有兩種截然相反的觀點，一種觀點認為，農產品價格的上漲會導致CPI指數的上漲，引發通貨膨脹。程國強等（2008）采用聯立方程回歸模型進行分析，認為農產品價格上漲，尤其是其中豬肉價格的上漲對CPI具有明顯的推進作用，豬肉價格每上漲10%，就會推動CPI上漲0.5%；劉霖（2009）從總供給和總需求經濟理論方向進行分析，認為農產品價格上漲會造成總供給曲線向左上移動，從而形成成本推動型的通脹；張超等（2011）以2007年全國投入產出表為基礎，認為農產品價格上漲對我國一般價格水平的影響較顯著。第二種觀點則認為，農產品價格上漲并非一定會導致CPI的上漲，兩者之間并無必然的聯系。王小寧（2010）分析了通貨膨脹的構成要素，認為農產品價格上漲僅僅是通貨膨脹的表現形式之一，而且認為農產品價格和CPI之間并無內在的必然聯系；劉勇等（2009)運用向量自回歸模型，認為CPI受API的影響可以忽略不計，而受經濟增長的影響很大；王巧英（2010）應用投入產出模型并使用1992年和2002年我國投入產出表數據，得出農產品及其相關聯部門產品的價格上漲對其它部門產品價格變動影響程度很小，因此不會引起整體物價水平的大幅上漲，不會引起通貨膨脹的結論。

實際上，以往研究的種種觀點，都是基于不同的階段，不同的方法模式，不同的數據樣本來進行分析。要說農產價格變動和通貨膨脹指數間完全沒有任何聯系，也是很難從經濟意義上來進行解釋的，因為從國民經濟核算編制各種物價指數的初衷來說，是希望能反映出國民經濟從生產到消費的相互聯系的循環過程，農產品生產價格指數代表著上游的生產環節，而居民消費物件指數則代表著下游的消費環節，兩者之間不是孤立獨自運行的兩個毫不聯系的環節。同時從長期經濟發展來看，第一產業也就是農業，在總體產業結構中的比重正在逐步減少，在消費價格指數中所占的權重正在逐年下降，所以其影響將趨于減弱。可見，農產品價格波動幅度在可接受的范圍之內，且有助于經濟增長就不足為慮；但農產品作為一國經濟的基礎商品，關系到許多部門和行業，其價格如果劇烈波動，勢必會形成很強的通脹預期，這時就要認真對待，梳理其中的原因，防止對消費指數產生嚴重的影響。因此，關鍵的問題在于這個影響程度究竟如何，需要結合實際的經濟數據來進一步分析說明。

2 數據描述與計量分析

2.1 描述分析

本文選取自1978年改革開放以來到2012年我國農產品生產價格指數（API）和居民消費物價指數（CPI）的年度數據資料，數據來源于《中國統計年鑒2013》，各個價格指數均是以上年為基期計算的環比指數。之所以選用年度數據而非采用月度數據，是基于消除掉周期性波動所帶來的影響，顯現出兩個價格指數之間整體的、長期的波動規律。為了能從整體上對兩者之間歷年的變動情況有個直觀的認識，首先作出圖形見圖1。

圖1 API和CPI歷年走勢圖

圖1中細線是農產品生產價格指數的歷年走勢圖，粗線則是居民消費價格指數的走勢圖。從圖中可以看出，歷年來，我國生產者價格指數與居民消費價格指數的變動趨勢基本一致，即兩者具有同向升降的趨勢，符合前文所述我國宏觀經濟價格指數生產法與支出法編制應具有匹配性、一致性的特征。改革開放以來，我國農產品價格共有6次超過10%的劇烈上漲，第1次是1979年，上漲達到22.1%，相應的CPI指數在1980年達到107.5%；第2次是1987～1989年，API指數各年上漲12%、23%和15%，相對應的這三年的CPI指數為107.3%、118.8%和118%；第3次是1993～1995年，非常明顯是歷年中波動幅度最大的一次，API指數各年上漲13.4%、39.9%和19.9%，相應的CPI指數為114.7%、124.1%和117.1%；2000年以后有3次，第4次是2004年API和CPI指數分別為113.1%和103.9%；第5次是2007～2008年，API指數分別為118.5%和114.1%，對應當年CPI指數為104.8%和105.9%；第6次為2010～2011年，API指數分別為110.9%和116.5%，對應當年CPI指數為103.3%和105.4%。

進一步研究歷次價格波動的背景和特征會發現它們各自有不同的地方，1979年第1次API大幅波動似乎并未導致當年產生嚴重的通貨膨脹，CPI指數僅為101.9%，只是在次年CPI指數才上揚到107.5%。究其原因在于當時我國處于計劃經濟體制改革和農產品價格改革初期，1979年3月我國為了解決工農業產品價格剪刀差的問題，提高部分農產品的收購統銷價格，逐步放開農產品的多渠道經營銷售，所以當時的整個社會的商品價格應該說還是具有非常濃厚的計劃成分，農產品價格的波動和最終消費品的價格可以割裂開來。此后隨著我國市場經濟的建立和完善，農產品價格變動和居民消費品價格變動一致性的特征越來越明顯，農產品生產價格指數可看著一個通貨膨脹的先行指數，當農產品價格上升很快就會反映到消費品價格上，進而引起整體物價的上升。但從圖1來看，可以發現1980年以后的價格波動也具有非常明顯的特征，即由于CPI指數中食品類所占的權重在逐漸進行調整，API和CPI的相對波動幅度正在拉大。上個世紀80年代，食品類的權重占比很大，API指數的變動對CPI指數的變動具有絕對性的影響；而自90年代以后，由于逐步減低了食品類在CPI中的權重，表現出就是雖然兩個價格指數變動走勢基本一致，但API指數對CPI指數的影響趨于減弱。

2.2 計量分析

為了再能從數量上說明農產品價格對通貨膨脹影響的程度，本文試著用計量模型來擬合兩者之間的關系。現在關于農產品價格和通貨膨脹問題的實證研究方法很多，各種計量模型或者其它統計模型的應用最后得出的結論也不盡相同。本身通貨膨脹問題就是宏觀經濟理論中的重要研究對象，其受到的影響因素非常多，農產品價格的影響只是其中的因素之一。其次，從前面的分析來看，由于食品權重的變化，不同階段農產品價格的變化對CPI的影響程度也會不同。因此，筆者認為，計量模型雖然有其優點，能夠準確從數量上說明現象之間的關系程度，但由于經濟問題往往都具有綜合性、變化性等特點，其背后的影響因素眾多，而且各因素本身又在不斷變化，要想把一個問題分析清楚往往需要從多個視角入手，計量方法只是數量上的一個參考。

首先用OLS方法對API和CPI進行回歸擬合，API作為解釋變量，CPI作為被解釋變量。運用Eviews6.0軟件，得到以下運算結果：

式（1）下括號內為回歸參數t統計量的值,μ是回歸方程的殘差項。回歸結果顯示，方程的可決系數達到了0.60，參數和方程通過了t檢驗和F檢驗，但是明顯可見DW統計量偏低，只有0.91，說明時間序列變量存在嚴重的自相關現象，原序列是非平穩的時間序列,即API和CPI序列均會受到自身前期數值的影響，若直接用以上的回歸方程進行擬合，會導致虛假回歸現象，使得分析結果失去了實際的意義。在計量分析中，對自回歸問題的解決有許多方法，本文采用誤差修正模型（Error Correction Model，簡記為ECM）來解決。其基本思想是，若xt與yt是非平穩變量且存在協整關系（即xt與yt存在線性關系），那么由這些非平穩變量組成的線性組合則是平穩的。協整給出了變量間的長期關系，如果建立單純的差分模型將丟失重要的含有長期信息的非均衡誤差。因此，同時用變量的差分變量和包含長期信息的非均衡誤差來構造建立的平穩回歸模型，即誤差修正模型（ECM）。

根據ECM理論的思想，首先需要對變量進行協整分析和檢驗，從而發現變量間長期均衡的穩定關系，并且將這種關系中的誤差構成誤差修正項，然后將誤差修正項視為一個解釋變量，連同其它反映短期波動的解釋變量一起構建模型，這樣就把短期和長期的因素都包含在了模型當中。對API和CPI原時間序列，各自一階差分后的序列，以及它們的回歸殘差項μ進行協整關系檢驗，檢驗的統計量常常用ADF統計量，用Eviews中ADF統計量檢驗得到如下結果見表2所示。

表2 單位根ADF的檢驗結果

ADF統計量檢驗結果表明，API和CPI原時間序列均為非平穩序列；且均一階差分后平穩，服從1階單整性；同時它們的回歸方程的殘差項μ在5%的顯著性水平下，ADF值為-3.19，遠低于其臨界值-1.95，可以認為殘差序列是平穩序列。所以API和CPI存在(1,1)階協整關系，具有長期均衡性。從而，可用ECM模型來建立協整變量API和CPI之間的關系。

接著構建兩變量的一階協整的ECM模型如下：

其中，εt是時間序列的白噪聲過程，符合計量模型所要求的一系列假設條件；α，β，λ是回歸方程中的待估參數，Δ是變量的一階段差分，即ΔCPIt=CPIt-CPIt-1，ΔAPIt=APIt-APIt-1。從式（2）可見，ECM模型中既包含了變量間的短期波動，又包含有長期均衡。無論對模型進行各種檢驗，還是最后對數據進行估計和預測，都會具有良好的效果。進一步把式（2）中括號打開，得到下式：

現用Eviews6.0軟件對農產品生產價格指數和居民消費價格指數做ECM模型擬合，得到各參數的估計值和各個檢驗的統計量的值見表3，得出計量模型見式（4）。

表3 API和CPI的誤差修正模型結果

由回歸結果顯示，式（4）和式（1）相比較，整體擬合效果得到了明顯的提高。可決系數由0.60提高到了0.69；DW統計量為1.96，接近于2，消除了序列自相關的現象；殘差項的ADF統計量的值為-6.75，遠低于5%的臨界值-1.95。所以用ECM模型得出的結果，基本滿足了優良的計量模型所需的一些條件。

2.3 模型的經濟含義與局限

以上計量模型所表示的經濟含義為農產品價格波動是影響通貨膨脹的重要因素，且兩者之間具有長期穩定的關系，ECM模型較為準確地估計出了這個長期影響程度的大小。從上文式（2）到式（3）的推導過程，可以推算出回歸方程中的參數 β1=(λβ1)/λ=0.31/0.46=0.67，即從我國歷年經濟數據可以得出，長期來看，當API指數每上揚1%，會有拉動CPI上揚0.67%的趨勢。

但正如前文所述，計量模型的結果僅僅是從數量方面的一個參考，任何計量模型都有自身欠缺的地方，分析問題還應結合具體情況，因時因地而異。隨著我國改革開放的深入，通貨膨脹形成的影響因素越來越復雜，食品類在CPI中所占的權重又在逐年下調，要真正弄清除農產品價格和通貨膨脹率之間的關系，還應該要考慮一些對通貨膨脹產生影響的其它因素，比如考慮其它占比在提高的商品種類的價格變化，考慮諸如貨幣供應量，國內國際總供需變動等宏觀影響因素。本文采用的計量模型中不足的地方在于僅僅分析了農產品價格變動一個因素的影響，把其它的影響因素都置于誤差項里，或許會遺漏掉一些很重要的影響因素。

3 結論

綜上所述，在國民經濟核算統計中，分別從生產法和支出法編制的農產品生產價格指數和居民消費價格指數具有匹配性、一致性的特征，API指數和CPI指數具有基本相同的變動趨勢，很好體現了我國宏觀經濟從生產環節到消費環節的聯系。因此，可將農產品生產價格指數視為一個反映我國通貨膨脹的先行指標，其價格的波動能有效傳導到消費品價格上，進而對整體物價上漲產生壓力。從計量分析的角度來看，改革開放以來的歷年經濟數據顯示，農產品生產價格指數和居民消費價格指數有顯著的相關性，API指數的上揚有拉動CPI上漲的趨勢。中國是世界人口第一的大國，又正處在工業化、城鎮化的進程中，農產品價格問題涉及到眾多行業和眾多家庭的消費支出。從1978年至今我國經歷了6次大幅度的農產品價格上漲，經驗表明，每次都帶動著其它商品價格的上漲，形成強烈的通脹預期，最終形成全面的通貨膨脹。但同時也要指出，由于通貨膨脹本身形成因素的復雜性，而且我國CPI構成中食品類所占的權重又在逐步下調，API和CPI指數的相對波動幅度正在拉大，反映出農產品價格波動對CPI影響程度的大小趨向于減小，若要進一步研究通貨膨脹的成因，還應該要把其它因素的影響考慮在內。

鑒于以上結論，農業生產者價格指數對消費者價格指數的影響效果顯著，食品及相關聯商品的消費在我國居民消費支出中仍占有較大比重，為了穩定我國的物價水平，須加強對農產品的監管與調控。

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