货币供给冲击是影响我国农产品价格上涨的重要原因吗.docx

1、货币供给冲击是影响我国农产品价格上涨的重要原因吗货币供给冲击是影响我国农产品价格上涨的重要原因吗马龙，刘澜飚2010-10-14摘要：基于非约束VAR模型的研究发现，货币供给冲击对我国农产品价格波动具有统计意义上的显著性影响，但同时货币供给冲击只能解释9%左右的农产品价格波动，货币供给冲击不是直接影响我国农产品价格波动的主要原因。研究发现货币供给冲击对我国农产品价格影响的传导渠道是通胀预期，通胀预期可以解释粮食价格的超额波动。从货币供给收缩角度抑制农产品价格的上涨效果有限，应注重对农民和全社会通胀预期的调控。关键词：货币供给，农产品价格，通胀预期，滞后影响一、引言本次全球金融危机中，各国政府普

2、遍利用宽松货币政策向经济体持续注入巨额流动性以刺激经济复苏，我国也同样采取了力度强大的扩张货币政策，2009年全年新增信贷9.59万亿，是2008年新增信贷量的1.95倍，广义货币（M2）供给增加13.11万亿，同比增速将近28%，是1994年以来的最高增速。在强大经济政策刺激之下，中国经济在主要经济体中率先触底反弹，并表现出强劲的增长势头。GDP同比增长率从2009年1季度最低时的6.5%上升到2010年1季度的11.9%，到今年2季度仍保持10.3%的高速增长。但与此同时，我国的通货膨胀水平开始上涨，特别是农产品价格更是一路上扬，CPI中的食品价格从2009年8月开始反弹，至2010年7月

3、已经累计上涨4.04%，而整体CPI指数同期上涨了3.13%，农产品价格涨幅超越了一般消费价格的涨幅，成为推高通胀的主要力量。特别是进入今年7月份以来，受多种因素影响，农产品价格涨速加快。现实中，农产品价格波动与人们的日常生活息息相关。货币供给的超速增长必然引发人们对未来通货膨胀的忧虑。当前农产品价格上涨与我国货币供给状况的关系如何，始于2009年的天量货币投放是不是造成后期农产品价格上涨的主要原因，成为许多人迫切关心的问题。因此，厘清农产品价格波动背后的货币因素，对于我国货币政策的制定和有效调控农产品价格有着十分重要的意义。二、农产品价格波动的货币经济学分析学术界对农产品价格波动的理论解释，

4、基本上是从产业经济学和货币经济学两个理论角度进行的。从微观角度上看，产品价格的变化始终与供求关系、产品价格弹性以及产业结构有关，而从货币层面上看，影响农产品价格波动的因素则包括：货币供给冲击、总体通胀水平的传导、农业生产资料价格传导等。本文主要从货币层面对农产品价格的波动进行分析。1.货币供给冲击。对货币政策与农产品市场之间关系的研究发现，货币事件（money event）对农产品价格波动有显著的影响（Schuhs，1974）。同时，农产品相对价格波动与货币供给的不可预期变动存在着Granger因果关系（Lapp，1990）。在我国，货币过多能够导致农产品价格上涨。原因在于我国名义利率调节不足

5、，经济扩张时期的真实利率下降，低利率导致投资行业就业增加，农业就业相对下降，农业投入下降引起农产品相对供给下降，价格上升（宋国青，2006）。并且在市场分割和信息不完全的情况下，由于农产品市场的供给需求弹性小于工业品，未预期到的货币供给能够使得农产品相对价格出现“超调”情况，从而导致农产品相对价格的波动幅度大于工业品相对价格的波动幅度（李辉，2009）。2.总体通胀水平的传导。总体通胀水平上涨会对农产品价格产生显著的影响。农产品价格的持续上升是由通货膨胀所引起的，它实际上只是传导通货膨胀链条中的一环，是通货膨胀推动了农产品价格的上涨（郭晓鸣，1997）。通货膨胀上升导致投机性存粮上升，进而导致

6、真实粮价上涨（JohnsonSong，1999）。在我国20世纪90年代，名义粮价的剧烈波动就是由于通货膨胀预期导致了社会大规模存粮造成的，并不是粮价上涨导致了通货膨胀（卢锋、彭凯翔，2002）。由于货币供给、利率能够通过存货渠道导致大宗商品价格变化的幅度超过通货膨胀。就粮食这一代表性的农产品而言，通货膨胀率的波动会导致粮食价格的波动，而且中国粮价的波动幅度往往要超过通货膨胀的波动幅度（李敬辉、范志勇，2005）。3.生产资料价格上涨的传导。货币供应增多导致的名义需求增加，往往会造成生产资料价格出现上涨，而农业生产资料价格的上涨，会向终端农产品价格传导，造成农产品价格的上涨。汪寿阳（2007）

7、提出，近年来在原油和一些资源性原材料（如金属、贵金属等）价格的持续上升影响下，能源、化肥等农资的价格普遍上涨，导致了生产成本的增加，随之推动了农产品价格的上涨。综合来看，农产品价格的波动包含着中观产业层面和宏观货币层面多种因素的共同影响。但某一种因素在一次具体的价格波动中的作用，则需要在清楚分析所处的现实经济环境基础之上进行科学的实证研究，才能够厘清特定因素的作用程度和运行机理。三、货币冲击与农产品价格波动的实证检验1.变量选取。基于分析我国农产品价格波动与货币供给关系的研究目的，本研究拟选取国家统计局公布的CPI食品数据作为对农产品价格数据的替代，用以描述农产品价格的波动；并根据M2的存量数

8、据，编制M2指数，用以刻画我国货币供给状况。下述数据如不做特殊说明，均取自wind资讯系统。由于本文采用食品价格作为对农产品价格的替代，所以下文表述中对两个概念不做区分。（1）农产品价格变量。研究根据2001年1月一2010年7月CPI食品的环比数据，以及1996年1月到2000年12月的CPI食品同比数据，以1996年1月为基期，编制CPI食品价格指数。选取1996年作为时间序列的起点，主要是因为一方面1994年以后国家对粮食市场逐渐放开调控，收购价格和零售价格逐渐市场化，购销渠道逐步多元化；另一方面因为M2的数据从1996年开始公布月度数据。而选取CPI食品来作为对农产品价格的近似，主要是

9、因为CPI食品数据是时序最长的月度数据，其他价格数据只有季度和年度等低频数据。虽然CPI食品价格反映的是零售价格，包含了流通环节的成本，但通过检验，2005年1月后的农产品批发价格总指数和CPI食品价格指数的相关性达到0.99，且二者同比涨幅高度近似，因此选取CPI食品作为对农产品批发价格的替代是合理的。由于CPI食品价格的波动具有很强的季节性，主要是其中蔬菜、水果和水产品等价格季节性较强，所以有必要对CPI食品价格指数进行季节调整，以分离出食品价格的趋势。这里采用X-12季节调整法的乘法模型，不包含ARIMA参数项，得到季节调整后序列和原序列如图1所示。可以看到经过季节调整之后的CPI食品价

10、格指数较好的剔除掉了季节性波动的影响，保留了变化趋势。图1：CPI食品价格指数（实线）和季节调整后指数序列（虚线）数据来源：wind资讯。（2）货币供给变量。根据M2的存量数据，同样以1996年1月为基期编制M2指数，该指数可以作为广义货币供应量的代表。然后对该指数进行滤波处理，以分离出货币供给的趋势项和周期项，而周期项我们可以将其定义为货币供给冲击，即货币供给偏离趋势的扩张或者收缩。这里采用常用的HP滤波器，由于M2指数为月度数据，所以设定为14400，经过滤波后得到的M2指数和周期项如图2所示，可以看出指数的滤波效果较好，周期项无明显趋势。图2：M2指数（实线，右轴）及滤波后M2周期项（虚

11、线）走势数据来源：wind资讯。2.VAR模型检验。在得到季节调整后CPI食品价格指数和M2指数的周期项之后，分别对这2个序列进行平稳性检验，以进行后续建模。我们采用ADF检验对时间序列的平稳性进行检验，检验结果显示CPI食品价格指数为非平稳时间序列，而M2指数周期项为平稳时间序列。考虑到VAR模型要求各变量要么都是平稳序列，要么存在协整关系，这样VAR模型才能避免虚假回归以及非平稳的问题，对季节调整后的CPI食品价格指数进行一阶差分处理，经ADF检验该序列不存在单位根，为平稳序列。表l：VAR模型回归分析结果（仅含显著变量） 因变量食品价格一阶差分食品价格一阶差分（-6）参数值0.1923t

12、值2.38123食品价格一阶差分（-8）参数值0.1979t值【209040】食品价格一阶差分（-11）参数值0.1793t值2.14651食品价格一阶差分（-12）参数值-0.3275t值-3.82829M2周期项（-1）参数值0.0572t值2.65790M2周期项（-5）参数值0.0717t值2.26580M2周期项（-12）参数值-0.0700t值-2.18861调整后拟合度0.2617选取VAR模型作为分析基础，定义VAR模型内生变量序列为：季节调整后CPI食品价格指数一阶差分和M2指数周期项。随后对VAR模型进行回归分析，由于变量都为平稳序列，所以采用非约束条件进行参数估计。然后确

13、定VAR模型的最佳滞后阶数，其确定原则是在VAR模型下根据AIC、SC或HQ信息标准值中的最小数值进行选取。根据AIC和HQ信息标准确定的最佳滞后阶数为13，根据SC信息标准值确定的最佳滞后阶数为2，考虑到经验认为在VAR模型中月度数据的最佳滞后阶数通常选12，更接近AIC和HQ信息标准给出的结果，因此本文将模型滞后阶数确定为13。回归分析结果如表1所示（仅列出显著变量）。用JB（Jarque-Bera）统计量检验残差的正态性，用怀特（White）检验是否存在异方差，用LM统计量检验残差序列有无自相关，结果表明在5%的显著水平上方程回归的残差序列满足正态性，不存在异方差和自相关，回归方程不存在

14、虚假回归的问题。回归方程结果表明，滞后1阶、5阶和12阶的货币供给冲击对农产品价格变化有显著的影响，其中滞后1阶的显著性最强。而从参数来看，滞后5阶的参数最大，表明5个月前的货币供给冲击对当期农产品价格的影响最大。而滞后12阶的参数为负值，是不符合理论依据的，这可能是由两个原因造成的，一是滞后12阶的显著性可能只是统计意义上的，二是当发生货币供给冲击后，价格可能会出现一定的超调，而12个月之后，价格可能开始向均衡水平回归，这造成了参数为负值。值得注意的是，滞后6阶、8阶、11阶和12阶的农产品价格一阶差分项都是显著的，而且参数值较大，明显大于货币供给冲击项的参数值，这表明农产品价格具有较强的惯

15、性，6至11个月前的农产品价格波动对当期的波动有较大的影响，这可能是因为不同类别农产品的价格上涨周期是不同的。观察2009年下半年主要农产品类别的价格走势（图3），粮食价格从2009年7月开始上涨，并且涨幅不断扩大，中间虽经历价格的持平过程，但并未下跌；蔬菜和水果价格依然呈现季节性的大幅波动，但波动底部是上升的；猪肉价格则显示出异于前两者的波动特征，在2010年的上半年是持续下跌的，直到6月中旬才开始反弹，且反弹幅度较大，已经超越去年底的高点。造成不同类别农产品价格波动周期不同的原因可能包括如下两点：农产品类别间存在一定的上下游关系，比如粮食作为畜牧业的上游，其价格波动会造成饲料价格的波动，从

16、而造成畜牧产品的价格变动；农产品的物理属性不同，部分可储存的农产品库存调整周期更长，造成其价格趋势更长。图3：肉类价格、蔬菜价格、粮食价格走势数据来源：wind资讯。图4：VAR模型的单位根分布图图5：农产品价格波动解释的方差分解图6：货币供给冲击解释的方差分解值得注意的是滞后12阶的农产品价格一阶差分项参数值为负，且绝对值更大，可能与前述文献提到的农产品价格会出现超调，而超调后价格向均衡水平回复有关，本文的研究也证明了农产品价格存在超调的特性。3.方差分解。首先我们观察VAR模型的AR根（图4），由于各AR根都落在单位圆内，所以可以认定VAR模型是平稳的，符合进行脉冲响应和方差分解的前提条件

17、。方差分解是建立在VAR模型的基础上的，用于分析随机扰动对变量系统的动态影响，把内生变量的变化分解为对VAR的分量冲击，从而观察每个随机扰动项的相对重要性。图5、6分别显示了在蒙特卡罗模拟的方法下，农产品价格自身和货币供给冲击对农产品价格波动的预测方差的解释比例。图6显示货币供给冲击对农产品价格波动只有大约8%9%的解释力，而图5显示农产品价格波动自身对后期农产品价格波动的解释力超过90%。货币供给冲击对农产品价格波动的解释力度呈现不断上升的趋势，在滞后22个月后，货币供给冲击与农产品价格自身的影响都趋于稳定，而货币供给冲击的解释力明显低于农产品价格自身。这说明货币供给冲击虽然在统计上对农产品

18、价格的波动具有显著的解释能力，但是其解释程度较低，只能解释不到10%的农产品价格波动，货币供给冲击不是直接影响我国农产品价格波动的主要原因。而农产品价格波动自身具有超过90%的解释力，这说明农产品价格波动具有较强的惯性，特别是在68个月的时间周期内，农产品价格趋势有自我增强的特性，其背后原因值得研究。四、货币供给冲击对农产品价格影响的作用机理卢卡斯（1972）的理性预期理论提出货币政策在短期以及长期内都是中性的，除非它没有被公众预期到，原因在于理性预期理论的假设前提是经济主体的理性行为具有连续性。如果政策是系统化的，公众将理解政策，从而使得政策效应被公众的合理预期所抵消，最终经济政策将不会影响

19、产量、就业等实际经济变量，而只能对价格等名义变量起作用。根据理性预期理论，我们认为货币供给冲击正是公众没有预期到的货币供给部分，货币供给冲击的变化会对公众的通胀预期有显著的影响。图7：未来物价预期指数与货币供给冲击（右轴）走势图数据来源：wind资讯。如前述文献综述，Johnson和Song（1999）以及卢锋、彭凯翔（2002）的研究都发现通货膨胀上升引致农户通胀预期，农户的投机性存粮上升，造成粮价上涨。因此我们认为可能存在货币供给冲击引致通胀预期增强，从而导致农产品价格上涨这样一条传导途径。本文通过实证检验证实了这一传导途径的存在。1.货币供给冲击对通胀预期的影响。我们采用央行发布的全国城

20、镇储户问卷调查中的未来物价预期指数作为对公众通胀预期的衡量，由于该数据为季度数据，因此我们也将月度的货币供给冲击进行简单加总，得到季度货币供给冲击序列。我们将2001年第1季度开始的物价预期指数作为因变量，物价预期指数滞后项、季度货币供给冲击及其滞后项为自变量构建自回归分布滞后模型（ARDL），得到的回归结果如表2所示。表2：货币供给冲击与物价预期指数模型回归结果 因变量物价预期指数自变量参数值标准误差t统计量P值物价预期指数（-1）0.68930.10286.70800.0000货币供给冲击（-1）0.24050.06843.51360.0013截距项20.31626.55663.09860

21、.0039调整后拟合度0.6159用Q统计量检验残差项不存在自相关，这说明回归方程是平稳的；含有交叉项的怀特（White）检验，显示方程不存在异方差；DW检验显示方程的残差项不存在自相关。经过上述检验，回归方程不存在异方差、自相关以及不平稳的问题。由回归结果可以看出，（t-1）期的货币供给冲击对于t期的通胀预期具有显著的影响，而且我国居民的通胀预期具有适应性的特点，即（t-1）期的通胀预期对于t期的通胀预期具有显著的影响。我们可以认为，货币供给冲击对于下一季度居民的通胀预期有较大的影响。2.通胀预期对农产品价格的影响。我们试图检验通胀预期对农产品价格是不是具有显著的影响。考虑到大部分农产品是不

22、可囤积的（比如蔬菜、水果和水产品等），即使农民通胀预期较高，但受制于物理属性的限制，不可能通过惜售来抬高价格。农民无法通过自己的行为去影响这类农产品价格，而只能作为价格的接受者。而粮食作为农产品中最重要的一类，具有可囤积的性质，便于进行库存调整，农民在通胀预期逐步走高的过程中，会产生惜售心理，囤积粮食，这会造成粮食供给的持续偏紧，价格上涨幅度超过一般农产品。根据这个思路，我们构建粮食价格的相对指数，即首先编制粮食价格指数（将主要粮食产品：小麦、玉米、粳米和籼米价格指数做平均处理），然后再用粮食价格指数/CPI食品价格指数得到的相对价格指数可以衡量粮食价格的超额波动。图8：未来物价预期指数与粮食

23、相对价格（右轴）走势图数据来源：wind资讯。以2001年第1季度开始的粮食价格相对指数作为因变量，粮食价格相对指数滞后项、物价预期指数及其滞后项为自变量构建自回归分布滞后模型（ARDL），由于采用OLS估计后存在异方差，所以采用加入怀特一致标准误差处理的OLS估计，得到回归结果如表3所示：用Q统计量检验残差项不存在自相关，这说明回归方程是平稳的；DW检验显示方程的残差项不存在自相关。经过上述检验，回归方程不存在异方差、自相关以及不平稳的问题。可以看到当期的物价预期指数对于粮食相对价格具有显著的影响，且粮食相对价格也具有惯性，即（t-l）期的粮食相对价格对于t期的粮食相对价格有显著的影响。我们

24、可以认为，通胀预期对于粮食或者可囤积的农产品相对价格有显著的影响，即农民会根据通胀预期的变化，进行部分农产品的库存调整，影响供给，从而影响价格。表3：粮食价格相对指数与未来物价预期模型回归结果 因变量粮食相对价格指数自变量参数值标准误差t统计量P值粮食相对价格指数(-1)1.136-0.20295.60190.0000粮食相对价格指数(-2)-0.31580.2095-1.55540.1300物价预期指数0.26730.10652.50950.0175物价预期指数(-1)-0.22270.1665-1.33760.1907截距项18.69616.77982.75760.0097调整后拟合度0.

25、7900五、主要结论及政策建议（1）货币供给冲击对农产品价格有统计意义上的显著性影响，我们根据VAR模型的回归分析显示，货币供给冲击的滞后项对农产品价格变化有显著的影响。但是货币供给冲击只能解释不到10%的农产品价格波动，而农产品价格波动自身具有超过90%的解释力，其背后原因值得研究。并可以判断，货币供给冲击不是直接影响我国农产品价格波动的主要原因。（2）农产品价格具有惯性，农产品价格的滞后项对当期的农产品价格波动有显著的影响，而且参数值明显大于货币供给冲击项的参数值。这可能是由于不同类别农产品的价格上涨周期不一致造成的，其背后原因是不同类别农产品存在一定的上下游关系以及部分农产品的库存属性所

26、造成的价格趋势延长。（3）货币供给冲击通过通胀预期传导对农产品价格产生影响。研究发现货币供给冲击的滞后项对居民的通胀预期有显著的影响，而居民的通胀预期对于粮食价格的相对变化具有显著的影响，即农民会根据通胀预期的变化，进行粮食等可囤积农产品的库存调整，影响短期供给，造成该类产品出现相对一般价格的超额波动。（4）影响农产品价格波动的总体原因值得进一步分析，这对于使用有效的政策抑制农产品价格上涨，控制通胀总水平具有重要意义。研究表明，从货币供给收缩角度抑制农产品价格上涨效果有限。（5）有关部门应注重对农民通胀预期进行调控，阻断通胀预期对粮食等农产品价格的影响渠道。由于我国的经济增长周期往往伴随着通货膨胀周期，经济个体已经逐步适应在通货膨胀预期下作出经济决策。在农民通胀预期增强时，他们会增加农产品的囤积，造成短期的供给不足，从而造成农产品价格的上涨，并进一步推动整体通胀水平上升，引发农民的通胀预期进一步增强，从而形成价格与通胀预期的螺旋式上升。因此通过行之有效的货币政策（比如加息）以及产业政策（比如通过储备制度熨平库存波动）引导农民的通胀预期，对于控制农产品价格波动具有重要意义。