馬敬桂，黃 普(長江大學經(jīng)濟學院，湖北 荊州434025）

近幾年，我國經(jīng)濟發(fā)展勢頭強勁，經(jīng)濟發(fā)展速度一直維持在一個較高的水平，而物價水平的波動仍處于不平衡狀態(tài)，部分年份的消費物價指數(shù)(CPI）波動較大。如2005年的CPI同比僅增1．8%，2006年增長1．5%。但是進入2007年后，我國物價卻出現(xiàn)了大幅跳躍上升的趨勢，并且在2007年4月份，我國的居民消費物價指數(shù)上漲幅度首次突破3．0%這一警戒線后，該指數(shù)一直長期在高位運行。據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計資料顯示，2007年我國居民消費價格比上年上漲4．8%。進入2008年以來，該數(shù)據(jù)更是逐月上漲，其中1月份為7．1%，2月份為8．7%，3月份為8．3%，4月份達到8．5%，2010年出現(xiàn)一點回落，然而在2011年5月份，物價水平達到了5．5%，充分顯現(xiàn)了這一時期物價水平的不尋常波動[1]。

伴隨著物價上漲，食品價格和農(nóng)產(chǎn)品價格也出現(xiàn)了異乎尋常的上漲，通過食品與農(nóng)產(chǎn)品的關系，食品分類中的大部分原料都來源于農(nóng)產(chǎn)品，其農(nóng)產(chǎn)品價格的波動對食品價格的影響也應當是重中之重。許多國內(nèi)外專家和學者在這方面做了大量的研究，盧峰等[2]從糧價上漲為角度驗證了我國糧價上漲和通貨膨脹的因果關系，認為我國20世紀90年中期名義糧價的劇烈波動是由于通貨膨脹預期導致的社會大規(guī)模存糧造成的。Sekine[3]認為傳統(tǒng)的通脹動態(tài)傳導效應在減弱，特別是近年來很多國家出現(xiàn)能源價格和食品價格快速上漲以及貨幣大幅貶值現(xiàn)象，但通脹率并未出現(xiàn)大幅波動。王小寧[4]認為農(nóng)產(chǎn)品價格上漲是通貨膨脹的表現(xiàn)形式，且農(nóng)產(chǎn)品價格上漲與通貨膨脹之間并無內(nèi)在必然聯(lián)系，進而預期到今后玉米、大豆和食用油價格上漲可能成為通脹壓力釋放的突破口。張成思[5]認為我國上中下游價格存在長期均衡關系，并且上中游價格對下游價格具有顯著動態(tài)傳遞效應，而下游價格對中游價格以及中游價格對上游價格分別存在反向傳導的倒逼機制。上述學者對農(nóng)產(chǎn)品價格和食品價格對物價水平波動影響的研究，其可證實的是農(nóng)產(chǎn)品價格和食品價格確實對物價水平具有顯著性影響，然而其中物價水平、農(nóng)產(chǎn)品價格和食品價格三者內(nèi)在沖擊影響機制的相關研究仍處于空白。本研究嘗試運用了VAR動態(tài)模型分析了物價水平、農(nóng)產(chǎn)品價格和食品價格三者內(nèi)在沖擊影響，并得出相關結論。

1 研究方法與數(shù)據(jù)來源

1．1 研究方法

1980年，西姆斯(Sims）對大型宏觀經(jīng)濟計量模型存在的不足，首次提出了非約束性向量自回歸（VAR）模型，這種模型以多方程聯(lián)立的形式出現(xiàn)，系統(tǒng)內(nèi)每個方程右邊的變量是相同的，包括了所有內(nèi)生變量的滯后值，然后通過模型中所有內(nèi)生當期變量對它們的若干滯后值進行回歸，進而估計出全部內(nèi)生變量的動態(tài)關系。一個VAR（p）模型的形式如下：

式中，yt是m維的平穩(wěn)內(nèi)生變量序列；xt是d維的平穩(wěn)外生變量序列；εt是新息向量。

結合目前研究一些學者對物價水平與食品價格和農(nóng)產(chǎn)品價格的研究分析，本研究建立VAR模型如下：

式中，DCpit表示為消費物價指數(shù)的一階差分時間序列，DFpit表示為食品價格指數(shù)的一階差分時間序列，DApit表示為農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)的一階差分時間序列，εt是新息向量。

Cpi為消費物價指數(shù)，指衡量通貨膨脹的主要指標，本研究選取消費物價指數(shù)為被解釋變量。

Fpi為食品價格指數(shù)，指反映不同時期食品價格水平的變化方向、趨勢和程度的經(jīng)濟指標。

Api為農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)，指農(nóng)產(chǎn)品與貨幣交換比例指數(shù)，是農(nóng)產(chǎn)品價值的貨幣表現(xiàn)。

1．2 數(shù)據(jù)來源

選取2001年6月至2011年4月的消費物價指數(shù)(Cpi）、食品價格指數(shù)（Fpi）和農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)（Api）的環(huán)比月度指標，對3組物價指數(shù)經(jīng)過Census X-12方法得出季節(jié)調(diào)整后的月度環(huán)比價格指數(shù)，樣本容量為119。之所以選擇月度環(huán)比數(shù)據(jù)而沒有選擇同比數(shù)據(jù)，是因為同比數(shù)據(jù)具有翹尾因素影響顯著，相比之下，環(huán)比數(shù)據(jù)更具有靈敏性和準確性。

表1 各變量的統(tǒng)計描述

2 實證分析

2．1 單位根檢驗

運用VAR模型分析，需要首先實證檢驗各變量是否具有同階平穩(wěn)性，利用ADF單位根檢驗對本研究采取的數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結果如表2。

表2 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗結果

由表2的檢驗結果可以看出，物價水平、食品價格及農(nóng)產(chǎn)品價格的Census X-12季節(jié)調(diào)整的月度環(huán)比數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)的，但它們的一次差分為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，即DCpi～I（0），DFpi～I（0），DApi～I（0），因此，它們具有同階平穩(wěn)性，滿足了VAR模型分析的條件，因此它們所組成的動態(tài)系統(tǒng)的滯后影響關系可以用VAR模型分析。

2．2 滯后階數(shù)選擇

VAR模型需要選擇合適的滯后階數(shù)，滯后階數(shù)選擇的正確與否關系到是建立正確VAR模型的關鍵，本研究利用LR、AIC、SC和HQ統(tǒng)計量進行檢驗，選取的滯后期為12。檢驗結果如表3。

表3 滯后階數(shù)的選擇

2．3 VAR模型的檢驗

下面需要對估計出的模型進行穩(wěn)定性檢驗，如果模型不穩(wěn)定，某些結果將不是有效的。在利用VAR模型的同時，必須要對模型進行可行性檢驗，本研究通過LM檢驗和AR根檢驗，LM檢驗結果如表4。從表4可知，對本研究取12為滯后期，發(fā)現(xiàn)VAR的殘差滯后項均未存在自相關性，說明VAR的模型是穩(wěn)定的。

表4 VAR殘差LM檢驗結果

AR根檢驗結果如圖1。經(jīng)檢驗發(fā)現(xiàn)，VAR模型估計的所有根模的倒數(shù)都小于1，即在單位圓內(nèi)，表明其VAR模型是穩(wěn)定的。

2．4 脈沖響應函數(shù)分析

由上述檢驗結果可知，VAR模型具有很好的穩(wěn)定性，滿足了VAR模型分析的條件，因此可以利用脈沖響應函數(shù)進行分析，通過Eview6．0軟件，則脈沖響應函數(shù)的估計結果圖如下：

圖2描述的是一個單位食品價格的標準差波動對物價水平波動的累積沖擊函數(shù)圖，從圖3中可以看出，食品價格對物價水平的呈現(xiàn)出正向沖擊，并在10個月后達到最大值，達到0．7個標準差，最后慢慢下降，然后又上升，在45個月后達到形成新的正向沖擊。這說明食品價格對物價波動具有持久的正向沖擊。

圖1 AR根檢驗圖

圖2 食品價格對CPI的累積沖擊函數(shù)圖

圖3描述的是一個單位農(nóng)產(chǎn)品價格的標準差波動對物價水平波動的累積沖擊函數(shù)圖，從圖3可以看出農(nóng)產(chǎn)品價格對物價水平的呈現(xiàn)出正向沖擊，并在20個月后達到最大值，達到0．65個標準差，最后慢慢下降，然后又上升。這說明農(nóng)產(chǎn)品價格對物價波動具有持久的正向沖擊。圖4描述的是一個單位農(nóng)產(chǎn)品價格的標準差波動對食品價格波動的累積沖擊函數(shù)圖，從圖4可以看出農(nóng)產(chǎn)品價格對物價水平的呈現(xiàn)出正向沖擊，并在20個月后達到最大值，達到1個標準差，最后慢慢下降，然后又上升。這說明農(nóng)產(chǎn)品價格對食品價格波動具有持久的正向沖擊。

圖3 農(nóng)產(chǎn)品價格對CPI的累積沖擊函數(shù)圖

圖4 農(nóng)產(chǎn)品價格對食品價格的累積沖擊函數(shù)圖

從圖3和圖4可以看出，農(nóng)產(chǎn)品的一個標準差的波動對食品價格的影響要比對物價指數(shù)的影響要大，說明農(nóng)產(chǎn)品對食品價格指數(shù)的影響較大。

從圖2和圖3也可以看出，食品價格的一個標準差的沖擊對物價水平的影響要比農(nóng)產(chǎn)品一個標準差沖擊對物價水平的影響要大，并且周期要短。這充分說明物價上漲的大部分影響來源于食品價格的波動。

圖5是上述分析的3類價格對物價水平的沖擊方差分解圖，清晰地說明了物價水平對自身的方差百分比是逐漸減少的，而食品價格所占的百分比要大于農(nóng)產(chǎn)品價格對物價影響的百分比。說明食品價格對物價水平的影響逐漸增長。圖6是3類價格對食品價格水平的沖擊方差分解圖，說明食品價格對自身波動的影響是逐漸減弱的，物價水平對食品價格的影響是不變的，而農(nóng)產(chǎn)品價格對食品價格的影響方差比重逐漸增強，可以解釋為農(nóng)產(chǎn)品價格對食品的價格的影響不斷提高。通過方差分解分析，進一步證實了物價水平的波動主要來源于農(nóng)產(chǎn)品價格的沖擊影響。

圖5 3類價格對物價沖擊的方差分解圖

圖6 3類價格對食品價格沖擊的方差分解圖

2．5 格蘭杰因果檢驗

上述VAR模型的AIC和SC分別為6．910397和9．69947，都很小，說明VAR模型的整體效果顯著，再進行格蘭杰因果檢驗。

從表5可以看出，在被解釋變量為物價水平時，原假設為食品價格波動不是物價水平波動的格蘭杰原因的概率為0．001，應該拒絕原假設，表示食品價格的波動是物價上漲的格蘭杰原因。相反，物價水平波動不是食品價格波動的格蘭杰原因的概率為0．051，并沒有通過5%的置信水平，還是有理由接受原假設的，說明物價的波動不是食品價格波動的格蘭杰原因，但在實際意義上，物價水平的波動對食品價格上漲還是存在影響的。同理，農(nóng)產(chǎn)品價格的波動不是食品價格波動的格蘭杰原因的概率是0．0158，說明農(nóng)產(chǎn)品價格的波動是食品價格波動的格蘭杰原因。農(nóng)產(chǎn)品價格的波動不是物價波動的格蘭杰原因的概率是0．0051，說明農(nóng)產(chǎn)品價格的波動是物價波動的格蘭杰原因，同時也說明了農(nóng)產(chǎn)品價格對食品價格的波動具有傳導性，食品價格和農(nóng)產(chǎn)品價格共同對物價的波動具有顯著性影響。

表5 格蘭杰因果檢驗

3 結論

根據(jù)上述VAR模型和脈沖響應函數(shù)的分析，本研究得出以下結論：食品價格沖擊對物價水平的波動的滯后期影響要短于農(nóng)產(chǎn)品價格對物價水平的波動的滯后期影響，農(nóng)產(chǎn)品的價格對物價水平的沖擊影響被弱化；農(nóng)產(chǎn)品價格的一個單位標準差對食品價格的沖擊要大于對物價水平的影響，農(nóng)產(chǎn)品價格對食品的價格的影響被強化。說明食品價格的波動主要來源于農(nóng)產(chǎn)品價格的沖擊，物價水平的波動主要來源于食品價格的沖擊，農(nóng)產(chǎn)品價格直接對物價水平的沖擊具有較大的滯后期，其影響較弱。農(nóng)產(chǎn)品價格的同期沖擊影響對食品價格的沖擊較大，這也是食品價格波動的主要原因。

通過格蘭杰因果檢驗和方差分解分析，農(nóng)產(chǎn)品價格的波動對食品價格的波動局有正向的傳導機制；而食品價格的波動對物價水平的波動也具有正向的傳導機制，物價水平對食品價格也存在反向的傳導機制，這個結論與吳會杰[6]的實證分析結論一致。然而從方差分解來看，物價水平雖然從反向?qū)κ称穬r格具有推動性，但所占的比例是有限的，而農(nóng)產(chǎn)品價格對食品的價格的影響比例在不斷的上升，說明食品價格的上漲不僅僅來源于物價上漲的反作用，更來源于農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲。更充分論證了物價波動的主要沖擊主要來源于農(nóng)產(chǎn)品價格的波動，調(diào)控農(nóng)產(chǎn)品價格的應該成為調(diào)控物價水平穩(wěn)定的主要方向，這樣才能更好地保持物價穩(wěn)定，維持經(jīng)濟的持久穩(wěn)定發(fā)展。

[1]中華人民共和國國家統(tǒng)計局 ．中國統(tǒng)計摘要2011[M]．北京：中國統(tǒng)計出版社，2011．

[2]盧 鋒，彭凱翔 ．中國糧價與通貨膨脹關系 [J]．經(jīng)濟學，2002，（4）：821-836．

[3]Sekine T．Time-Varying Exchange Rate Pass-through：Experiences of Some Industrial CountriesⅢ [R]．BIS Working Paper，2006．

[4]王小寧 ．農(nóng)產(chǎn)品價格上漲與通貨膨脹的關系 [J]．價格理論與實踐，2009，（5）：7-8．

[5]張成思 ．長期均衡、價格倒逼與貨幣驅(qū)動——我國上中下游價格傳導機制研究 [J]．經(jīng)濟研究，2010，（6）：42-52．

[6]吳會杰 ．食品價格與CPI互動關系分析——基于VAR模型的實證研究 [J]．價格理論與實踐，2011，（4）：53-54．