農產品價格波動與居民消費價格指數關系實證研究

摘 要：農產品價格作為居民消費價格指數重要組成部分，對農民和消費者的切身利益影響重大。本文運用協整檢驗和向量自回歸模型（VAR模型）對農產品價格波動與居民消費價格指數之間的關系進行了實證分析。研究結果表明：長期而言二者之間存在協整關系，農產品價格波動是居民消費價格指數的格蘭杰原因；短期來看農產品價格波動對居民消費價格指數有明顯的引導作用，而居民消費價格指數對農產品價格的影響卻很小。

關鍵詞：農產品價格；居民消費價格指數；VAR模型

農業是國民經濟的基礎產業，與居民的生活水平有著密切的關系。農業的發展為我國工商業的發展提供了豐富的原材料和生活消費品，為我國的經濟發展奠定了良好的基礎。農產品價格波動的影響一方面直接影響農戶生產的積極性和農產品的供給，影響農業品生產者的收入；另一方面農產品價格波動會通過居民日常消費品價格、工業產品價格的連帶效應影響總體社會物價水平，可能會導致通貨膨脹，對經濟發展和人民生活水平提高產生不利影響。作為居民消費價格指數構成中的一部分，農產品價格的波動直接影響到人們的基本生活需求，必然對居民消費價格指數以及居民的消費決策和水平產生重大影響。

一、文獻綜述

國內學者對兩者之間的關系有著不同的看法，大多數學者認為農產品價格波動是促成消費者價格指數上漲的一個重要因素。何道峰等（1987）認為居民消費價格指數的上漲是農產品漲價的原因而非結果。厲以寧（1992）通過資料分析認為農產品漲價很有可能引起整體物價指數的上漲。朱信凱、呂捷（2011）認為糧價在短期內會對居民消費價格指數產生影響且很快就能被化解而居民消費價格指數對糧價會產生長期嚴重的影響，因此壓低糧價不是穩定居民消費價格指數的必要條件但要想方設法降低居民消費價格指數波動對糧價的影響。李新禎（2011）認為糧食價格對居民消費價格指數具有明顯的推動作用而居民消費價格指數對糧價的影響具有滯后效應。聶勇（2013）發現農產品價格與居民消費價格指數之間無論在長期或短期內都存在因果關系，農產品價格變動會導致通貨膨脹的加劇。胡若癡、陳向陽（2013）等人認為：農產品價格與居民消費價格指數之間互為因果關系，農產品價格上漲導致居民消費價格指數上升，反過來也是如此，兩者成螺旋上升趨勢。，鄒玲、許麗燁（2014）認為在兩者顯著的線性相關，農產品價格波動對居民消費價格影響有限，而居民整體消費價格水平對農產品價格波動的影響較大。他們研究的重點放在短期的農產品價格與CPI之間相互關系，大多是運用統計分析方法從現象層面或者運用計量分析方法直接實證檢驗農產品價格與物價指數之間的關系，忽視兩者相互影響背后的傳導機制。基于上原因，本文利用協整檢驗和VAR模型從長期和短期角度對農產品價格波動與居民消費價格指數（CPI）兩者之間關系進行研究，分析其中的原因并提出相應的建議。

二、變量與數據、分析方法

本文的實證研究主要從以下兩個方面來分析農產品價格波動與消費者價格指數之間的關系。一是從長期均衡的角度，主要采用協整分析的方法考察它們之間的有效性；二是短期的引導關系，主要是采用脈沖響應函數和方差分解方法進行沖擊反應及貢獻度分析。

向量自回歸（VAR）是基于數據的統計性質建立模型，其建模思想是把每一個外生變量作為系統中所有內生變量的滯后值的函數來構造模型。該模型經常用在預測相互聯系的時間序列系統。也常用于分析隨機擾動對變量系統的動態沖擊，解釋各種經濟沖擊對經濟變量形成的影響。VAR（p）模型的數學表達式是：

■

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

為了使本文的分析更全面準確，數據更具客觀性。農產品價格波動通過農產品生產價格指數（APPI）進行綜合反映該指數能夠客觀的反映整體農產品價格水平變動情況。居民消費價格指數（CPI）本身不僅是一個重要的宏觀經濟指標，也是衡量通貨膨脹水平的一個重要指標，我國每月都發布相關的統計數據。居民消費價格指數和農產品生產價格指數的數據收集均來源于國家統計局網站和CCER中國經濟金融數據庫。本文按季度選取了2005年-2015年共44組農產品生產價格指數和消費者價格指數的數據。為了更好更及時反映價格水平的變動，對原始數據進行了環比處理，即用作實證分析的是環比數據。

三、實證分析

1.數據的平穩性檢驗

進行數據協整檢驗的前提是其序列必須滿足水平不平穩和同階差分平穩，因此我們首先檢驗各變量數據的平穩性。經濟學上時間序列數據常用根檢驗，檢驗方法較多，其中經常使用是ADF單位根檢驗方法，檢驗上述各時間序列變量的穩定性。我們分別對農產品生產價格指數（APPI）和居民消費者價格指數（CPI）取對數變成LnAPPI、LnCPI兩個新系列，然后進行ADF檢驗。檢驗結果如表1

檢驗結果表明：兩個序列水平值的單位根檢驗的統計量值大于10%檢驗水平下的臨界值，因此這兩個序列都包括單位根，從而是非平穩序列。同時，這兩個序列的一階差分的檢驗統計量值都小于1%檢驗水平的臨界值，說明差分序列不包含單位根，從而差分序列是平穩的。依據以上結論，說明這對時間序列滿足協整檢驗的條件。

2.兩者之間長期關系分析

兩變量的一階差序列是平穩的滿足協整檢驗的條件，進而采用Johansen-Juselius協整檢驗法判斷判別兩者之間是否存在長期協整關系。

（1）最佳滯后期的確定

選擇正確的滯后期數是保證VAR模型有效估計的前提，本文將根據滯后長度準則（Lag Length Criteria）來評價確定最佳的滯后期數。由表2所示，根據LR、FPE和AIC準則，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

格蘭杰因果檢驗是用于檢驗經濟時間序列變量之間是否存在因果關系及影響的方向。用格蘭杰因果關系檢驗對平穩時間序列DLnAPPI與DLnCPI之間的相互作用方向進行檢驗，檢驗結果見表3。

從表3可以看出，在5%的顯著水平下，農產品價格波動是引起居民消費價格指數變動的格蘭杰原因，但居民消費價格指數的變動并不是農產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系。

（3）Johansen-Juselius協整檢驗

使用JJ協整檢驗對DLnAPPI和DLnCPI時間序列進行檢驗，最大滯后階數選3，檢驗結果見表4。

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

（4）協整方程

以上分析表明：農產品價格與居民消費價格指數之間的存在長期的均衡穩定關系。協整方程實際上就是長期均衡方程，兩者之間的協整方程（μ是誤差修正項）：

表5的結論表明，在LnCPI和LnAPPI的檢驗中，殘差經過單位根檢驗證明為平穩序列，再次證明農產品價格和居民消費價格具有長期均衡關系。由公式（2）可以計算出居民消費價格指數對農產品價格的彈性，長期來看農產品價格變動1%，會導致居民消費價格指數變動0.4607%。

3.兩者之間短期動態關系分析

為了近一步分析兩者之間的相互影響及引導關系。本文一是采用差分分解法，將影響農產品價格和居民消費價格指數變動長期作用部分的方差進行分解，分析哪個市場在價格發現功能中發揮了更為重要的作用；二是應用脈沖函數分析農產品價格和居民消費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生變量變化的貢獻度，進而了解各新息對內生變量的相對重要性。方差分結果見表6。

方差分解結果表明：農產品價格自身對農產品價格變動的貢獻度高達到98%，居民消費價格指數對農產品價格變動的貢獻度非常小，到第10期基本穩定約為1.4%左右。而居民消費價格指數方差分解結果表明第1期受到農產品價格和其自身的影響，其貢獻度分別為69.42%和30.58%，農產品價格波動對居民消費價格變動貢獻度在第3期達到最大，為59.27%，此后貢獻度穩定在50%左右。

（2）脈沖響應函數

脈沖響應函數用于衡量隨機擾動項的一個標準差沖擊對VAR模型中內生變量當前值和未來取值的影響。建立農產品價格指數和居民消費價格指數兩變量的VAR模型，根據AIC準則，最優滯后期為2，經檢驗模型平穩。其分析結果如圖1所示。

從圖1可以看出農產品價格對居民消費價格指數的擾動并沒有立即做出反映，隨著時間推移，農產品價格開始對居民消費價格指數的擾動做出響應的擾動做出響應。第1期響應值為0，在推移到第5期響應值達到最大約0.4，隨后減小在第10期響應值減小到為0，第12期變為負值0.2，然后趨于平穩。這表明居民消費價格指數的變動經過一段時間的積累后在短期內會對農產品價格產生正向影響但影響很小。從圖2可知居民消費價格指數對農產品生產價格指數的擾動立即做出了反映，第1期響應值為3，然后繼續上升在第2期達到最大為3.5，隨后開始下降在第5期時為0，后繼續下降在第8期達到最小值約為-2，，在11期時趨于平穩。這表明農產品價格一變動就立即居民消費價格指數產生很大的影響，隨著時間的推移這種影響還在加強，滯后期為2季度。

四、實證結論

1.農產品價格波動是居民消費價格指數的格蘭杰原因，但居民消費價格指數不是農產品價格波動的格蘭杰原因。長期而言農產品價格波動與居民消費價格指數之間存在均衡穩定的關系，農產品價格一定程度上也解釋了居民消費價格波動的原因。依據兩者建立的協整關系模型，農產品價格對居民消費價格指數的貢獻度為0.4076。即農產品價格上漲1%會導致居民消費價格指數上漲0.4076%。

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

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作者簡介：任方軍（1971- ），男，漢族，河南信陽人，西南交通大學碩士研究生，副教授，研究方向：農業經濟、區域經濟