农产品通货膨胀价格波动论文范文

1农产品价格波动对我国通货膨胀的冲击效应

本文运用Eviews6.0软件对各变量进行单位根检验 以确定变量的平稳性，如果确认各变量有单位根，再用E-G两步法进行协整检验；若协整关系存在，可以判断农产品价格波动是否对我国通货膨胀产生了影响，随后运用脉冲响应函数和方差分解来描述扰动项的一次冲击对因变量当前值和未来值所带来的影响，以判断不同的传导途径对通货膨胀的动态冲击的贡献度。

1.1单位根检验与协整检验为避免出现伪回归现象，本文采取ADF检验方法对各时间序列变量进行平稳性检验（见表1）。检验时，依据赤池信息准则（AIC）的最小化原则选择趋势项，以及确定常数项是否存在并最优滞后变量的阶数。从表1可知，ADF检验显示，WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG在1%的置信度上是非平稳的，即所有变量均I(0)非平稳的。一阶差分后，WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG在1%的置信度上均是平稳的，即所有变量均为一阶单整，I(1)平稳的。单位根检验结果表明，所有时间序列变量均为一阶单整序列，这表明WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG之间很可能存在长期稳定的关系，即协整关系。运用E-G两步法进行协整检验。首先，用普通最小二乘法对WPIA做静态回归，结果表明回归方程各变量的系数都是显著的。其次，对静态回归残差做ADF单位根检验、对模型的残差进行检验，结果表明：残差不存在单位根，是平稳序列。虽然序列WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG不是平稳序列，但WPIALOG、DAPILOG、PPI-LOG和CPILOG的线性组合是平稳的，即四者之间是协整的，存在长期均衡关系，模型设计较为合理。

1.2向量自回归、脉冲响应函数和方差分解（1）向量自回归在序列平稳的基础上，本文采用向量自回归的方法来分析各变量之间的关系。我们将居民消费价格、农产品批发价格、农副产品购进价格和工业品生产者出厂价格组成一个向量自回归系统。VAR模型的构建最为重要的是滞后阶数p的确定，对其选择要求为：第一，p值要足够大才能完整反映模型中变量之间的动态关系；第二，p值又不能过大，因为滞后阶数越大、待估参数越多，模型的自由度减少的越多，影响模型估计的有效性。滞后1~5阶VAR模型最优自回归阶数p的检验结果（见表2），在显著性水平为5%的条件下，LR、FPE和AIC等指标的最优滞后阶数为5，而SC和HQ指标最优滞后阶数分别为2和3，考虑到AIC准则倾向于选择过大的滞后阶数（Paulsen，1984），因此，本文选择自回归滞后阶数为5。确定滞后阶数后，本文建立无约束的VAR（5）模型并得到各参数估计值以及方程的拟合情况。同时，采用AR根方法对模型进行系统稳定性检验，结果显示VAR模型的特征根全部位于单位圆以内，满足稳定性条件。这表明VAR模型是稳定的，可以构造VAR模型。在向量自回归的基础上，本文采用脉冲响应函数和方差分解来分析农产品价格波动对我国通货膨胀动态冲击效应。（2）脉冲响应函数分析VAR模型具有动态结构性质，用脉冲响应函数方法来分析某种冲击如何通过模型来影响其他变量，而最终又反馈到自身上来。利用前文构建CPILOG、DAPILOG、PPILOG和WPIALOG的无约束VAR(5)模型，基于脉冲响应函数分析方法，可以得到CPILOG、DAPILOG、PPILOG受到WPIALOG冲击的动态响应路径。在脉冲相应图中，横轴表示冲击作用的滞后期数,纵轴表示被解释变量变化,实线表示脉冲响应函数,虚线表示正负两倍标准差偏离带。

在给定1%的农产品价格波动冲击下，将反应时间设定为50期。从图1可知，在本期（第1期）农产品价格给居民消费价格一个标准差冲击后，居民消费价格在第1期开始明显增长且达到最大值后开始回落，并在4~5期回落到低点，而后上升并从第7期开始逐渐稳定于一定水平。该冲击在观察期内一直为正效应，但呈现波动下降的趋势，这表明农产品价格一个正向冲击对居民消费价格有正向影响且引起通货膨胀的滞后期为7个月，但从长期来看，该影响的力度呈现波动减弱的趋势。其经济涵义为：居民消费价格受外部条件的某一标准差冲击后，对居民消费价格造成一定的正向冲击，呈现出显著的波动效应，可以看出农产品价格波动对居民消费价格具有长期效应，农产品价格的上涨会刺激居民消费价格不断走高。在本期（第1期）农产品价格给农副产品购进价格一个标准差冲击后，当期显现出正效应，农副产品购进价格在当期开始上升且在第2期达到最大值，随着时间推移，正向效应强度逐渐减弱，在4~5期回落到低点，在5~9期内开始回升，并在第9期达到最大值，在第18期冲击效应由正效应转为负效应，在第23期达到波谷之后，开始缓慢上升，在第35期之后，冲击效应稳定在一定的水平。在本期（第1期）农产品价格给工业品生产者出厂价格一个标准差冲击后，工业品生产者出厂价格开始上升，在第10期达到最大值，此后冲击效应逐步减弱，在第25期逐渐趋于零。这表明农产品价格会在一段时期内对工业品生产者出厂价格产生拉动作用。

农产品价格对自身一个标准差的冲击效应在1~2期内呈现上升趋势，达到最大值之后，从第3期开始呈现不断减弱的态势，在第4期达到波谷，在第8期达到波峰。此后，冲击效应逐渐减弱，在第25期之后，冲击效应稳定在一定的水平，但始终保持正值。这表明当期农产品价格与其自身滞后值具有一定的关联性。图2是PPILOG受到DAPILOG冲击、CPILOG受到PPILOG冲击和CPILOG受到DAPILOG和自身冲击的脉冲响应函数图。通过PPILOG受到DAPILOG冲击、CPILOG受到PPILOG冲击和CPILOG受到DAPILOG和自身冲击的脉冲响应函数，以揭示农产品价格冲击居民消费价格的影响渠道。居民消费价格对其自身一个标准差的冲击具有递增的正向响应，在第4期达到波峰，随后冲击效应逐渐减弱，并稳定在一定的水平上。这表明居民消费价格自身的滞后值对当期值有逐步增强且为正的影响。其经济含义是：居民消费价格对来自自身的标准差冲击都具有正向响应，当期居民消费价格的一个冲击会导致之后价格的同向变动。主要原因是：一方面农产品价格呈现稳中有升趋势，但是受季节、市场等多种因素影响，有可能在一定时期内出现上涨或下跌的情况；另一方面，政府加强市场监管，维持了农产品市场的稳定。农副产品购进价格对居民消费价格一个标准差的冲击，在1~6期冲击效应呈现递增趋势，在7~8期达到波峰，此后逐渐减弱，并第25期冲击效应稳定在一定的水平,并对居民消费价格产生持久的影响。居民消费价格受到工业品生产者出厂价格一个标准差冲击所产生的累积响应函数值，呈现波动趋势，在1~12期之间处于0附近波动,正负交替，大致在滞后12期后会对居民消费价格产生较明显影响，并且冲击效应在第25期稳定在负效应。

综上可知，农副产品购进价格会对工业品生产者出厂价格和居民消费价格产生明显的正向冲击，而工业品出厂价格对居民消费价格的冲击效应呈现负向冲击。农副产品购进价格才是农产品价格冲击国内通货膨胀的主要间接传导渠道。（3）方差分解分析方差分解将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所作的贡献,进而掌握各信息对模型内生变量的相对重要性,即各变量的贡献分别占总贡献的比例。本文采用Cholesky正交化处理消除残差项之间的同期相关和序列相关后，通过方差分解了解各因子对通货膨胀的影响程度（见图3和表3）。从见图3和表3可知，在第1期，通货膨胀变化的最主要影响因素是农产品价格变动的冲击，占其全部变化的64.17%，而来自居民消费价格自身的冲击占全部变化的35.83%。此后，农产品价格对通货膨胀的影响份额上升到第2期的69.11%后开始呈现下降趋势。通货膨胀自身的影响则下降到第2期的29.83%，后又上升到第5期的48.69%，随后呈现缓慢下行趋势，农副产品价格和工业产品出厂价格对通货膨胀的影响的份额均呈现上升态势。综上所述，农产品价格波动是农副产品购进价格和工业品出厂价格变动的主要因素，而农副产品购进价格也是影响我国居民消费价格的重要因素。

2结论和政策建议

根据2005年1月至2013年11月的月度数据，本文运用VAR模型以及脉冲响应函数和方差分解的方法对农产品价格波动对我国通货膨胀的影响进行了实证分析，并得到如下结论：第一，农副产品购进价格的上涨会推动工业品出厂价格和居民消费价格的上升，方差分析的结果显示：与工业品生产者出厂价格传导相比，农副产品购进价格的信息反应机制对我国通货膨胀的影响更大，农副产品购进价格是农产品价格冲击国内通货膨胀的主要传导渠道。第二，农产品价格上涨会加大通货膨胀的压力，通货膨胀也会受到来自自身的正向冲击。针对农产品价格波动对我国通货膨胀的动态冲击效应进行的实证分析结果，本文提出以下建议：一是以国内物价稳定为支点的宏观经济政策可以适当的将重心倾向于稳定农产品价格和农副产品价格，从而为实施物价稳定目标提供良好的政策环境；二是对通货膨胀的治理，应采取有效措施使得农产品价格和农副产品价格维持在基本均衡、合理的水平上。稳定农副产品价格，弱化农产品价格变动引发的通货膨胀；三是不断深化农产品流通体制市场化改革，优化流通环节，削弱农产品价格波动对国内物价的影响；四是不断完善农产品市场体系以及农产品价格的监测、预警和应对机制。加强对市场的监控，重视农产品价格对通货膨胀的传导作用；五是要管理控制好当前农产品被炒作的市场风险，避免引发更大范围的哄抬物价等行为。

作者：任苒郝渊晓秦建群单位：北京交通大学中国产业安全研究中心博士后科研工作站北京产业安全与发展研究基地西安交通大学经济与金融学院东北财经大学工商管理学院