蔣永彩 白萬平

（貴州財經(jīng)大學(xué)數(shù)學(xué)與統(tǒng)計學(xué)院，貴州 貴陽 550025）

一、引言

“民以食為天?！爆F(xiàn)行的CPI的構(gòu)成中，食品的權(quán)重為34%，足見食品價格水平是影響居民生活水平眾多指標(biāo)中最重要的指標(biāo)。近年來,與居民生活密切相關(guān)的許多種食品都在不斷漲價，如豬肉、食用油、蔬菜等，2011年9月份國家統(tǒng)計局公布的食品價格上漲13.4%，而且預(yù)計在未來一段時間內(nèi)，我國食品價格依然還會在高位徘徊。不斷高漲的物價會沖擊中低收入群體的福利水平，造成經(jīng)濟(jì)增速減緩。因此，研究貨幣政策引導(dǎo)是否影響食品價格變化的趨勢是關(guān)系國計民生、保持國民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長的重要環(huán)節(jié)。

貨幣主義認(rèn)為[1]，貨幣數(shù)量是解釋價格水平漲落的基本因素。美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家費(fèi)雪提出的“交易方程”：Py=MV，其中P為價格總水平或價格指數(shù)；M為流通中的貨幣數(shù)量；y為一國的實際國民收入；V為貨幣的流通速度。根據(jù)西方學(xué)者的解釋，V由一些“如公眾的支付習(xí)慣、使用信用范圍的大小、交通和通訊的是否方便等制度上的因素”決定的，因此短期V變化不大。y決定于資源、技術(shù)條件，而在充分就業(yè)的狀態(tài)下，不可能發(fā)生大的變化。因此，V和y被視為常量。這樣，將其移項，可得P=MV/y，即貨幣供給M的增加將會使價格水平P同比例增加。因此，研究食品價格變動與貨幣供應(yīng)量的關(guān)系對我國制定相關(guān)政策具有重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻(xiàn)綜述

研究貨幣供應(yīng)量與食品價格關(guān)系的文獻(xiàn)并不多，大多數(shù)學(xué)者研究食品價格的影響因素和貨幣供應(yīng)量對總體物價水平的影響程度。Gamer(1989)、Cody（1991）認(rèn)為，由于存在期貨市場，食品商品交易往往效率很高，食品價格波動很靈活，因此把期貨作為影響食品價格波動的影響因素。Pindyck、Retemberg（1990）、Hua（1998）等認(rèn)為造成食品價格波動的來源更多地在于宏觀經(jīng)濟(jì)或貨幣因素的變動，即宏觀或貨幣變量改變導(dǎo)致食品價格波動。國內(nèi)學(xué)者中，劉素榮（2008）認(rèn)為中國正是由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本升高導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價格上漲。對于食品價格對經(jīng)濟(jì)的影響，趙東新（2010）認(rèn)為食品價格對CPI影響即期就達(dá)到最大，而且食品價格對CPI影響符合蛛網(wǎng)理論。

綜上所述，國內(nèi)外大多數(shù)學(xué)者多是從貨幣政策有效性這個寬泛角度考慮，研究物價水平的影響如周景彤等（2011）從貨幣增長與通脹的相關(guān)性、貨幣增長影響通脹的動態(tài)機(jī)制等方面進(jìn)行實證研究。又或者是沒有把食品價格單獨(dú)拿出來研究它和貨幣供應(yīng)量的關(guān)系。本文在借鑒國內(nèi)外研究成果的基礎(chǔ)上，對2001年1月至2012年12月的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)利用單位根檢驗、Granger因果檢驗、脈沖響應(yīng)分析、方差分解等進(jìn)行實證分析，并對貨幣供應(yīng)量與食品價格水平的相互關(guān)系及影響程度做進(jìn)一步研究。

三、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)說明

向量自回歸模型（vector autoregression，VAR）是由西姆斯（C.A.Sim s,1980）提出的。VAR模型把系統(tǒng)中的每個內(nèi)生變量當(dāng)作系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量的滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型推廣到由多元時間序列變量組成的“向量”自回歸模型。該模型推動了對經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)動態(tài)分析的廣泛應(yīng)用，是當(dāng)今世界得到極為廣泛的應(yīng)用。VAR模型[2]定義為：

其中，C代表n×1維的常數(shù)向量，φi(i=1,2,…,p)表示n×n維的自回歸系數(shù)矩陣。εt代表n×1維的向量白噪音，滿足下列等式關(guān)系，即：

其中，Ω表示n×n對稱正定矩陣。

VAR模型主要用于預(yù)測和分析隨機(jī)擾動對系統(tǒng)的動態(tài)沖擊及沖擊的大小、正負(fù)及持續(xù)的時間。進(jìn)入模型的變量要求具有格蘭杰因果關(guān)系，由于VAR模型需要估計的參數(shù)較多，所以，為了保證估計參數(shù)的精度，一般要求樣本大于50。

本文選擇了2001年1月到2012年12月共144個月度數(shù)據(jù)作為觀測值，貨幣供應(yīng)量選用M 2即廣義貨幣量,包括流通中的現(xiàn)金及銀行活期存款，為衡量經(jīng)濟(jì)體系中貨幣供應(yīng)量的常用指標(biāo)，從中國人民銀行網(wǎng)站可以直接得到。食品價格P選用食品消費(fèi)價格指數(shù)環(huán)比的月度數(shù)據(jù),從中國統(tǒng)計局網(wǎng)站得到，經(jīng)過轉(zhuǎn)換得到以2000年12月份為基期的定基比月度數(shù)據(jù)。本文計量檢驗所采用的軟件是Eview s6.0.。

四、實證結(jié)果與分析

（一）單位根檢驗

VAR模型要求變量之間具有格蘭杰因果關(guān)系。由于格蘭杰因果關(guān)系檢驗式也是回歸式，所以要求受檢驗的變量是平穩(wěn)的，對于非平穩(wěn)的變量要求是協(xié)整的，以此來避免偽回歸現(xiàn)象。采用ADF單位根檢驗對變量平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗，得出廣義貨幣供應(yīng)量(M 2)和食品價格指數(shù)(P)各含有一個單位根，即為非平穩(wěn)的。對原始序列(M 2)和(P)一階差分，單位根檢驗結(jié)果顯示兩列序列是平穩(wěn)的。

ADF檢驗檢驗結(jié)果表明在100%的顯著性水平下，不拒絕原假設(shè)，認(rèn)為M 2序列存在單位根。

（二）協(xié)整檢驗

傳統(tǒng)的VAR理論要求模型中每一個變量都是平穩(wěn)的，對于非平穩(wěn)的時間序列需要經(jīng)過差分，先得到平穩(wěn)時間序列，再建立VAR模型。隨著協(xié)整理論的發(fā)展，只要非平穩(wěn)序列之間存在協(xié)整關(guān)系，也可以直接建立VAR模型。

從前面的單位根檢驗可知，變量DM 2和DP都是單整的I(1)過程，但在5%顯著水平下的臨界值18.39大于跡檢驗統(tǒng)計量14.48，所以不能拒絕原假設(shè)，系統(tǒng)內(nèi)不存在一個協(xié)整關(guān)系。

（三）格蘭杰因果檢驗

格蘭杰因果關(guān)系檢驗經(jīng)常被解釋在VAR模型中，用來檢驗?zāi)硞€變量的所有滯后項是否對另一個或幾個變量的當(dāng)期值有影響。由于格蘭杰因果檢驗對滯后期選擇敏感，為此本文選擇滯后是1到8期。

從圖1可以看出，在滯后3期，在10%的顯著性水平下，食品價格增量不是貨幣供給增量的格蘭杰原因，但貨幣供給增量是食品價格增量的格蘭杰原因。

圖1 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

（四）VAR模型滯后期數(shù)的確定

建立VAR模型需要確定滯后階數(shù)，滯后階數(shù)太小，殘差可能導(dǎo)致自相關(guān)，并導(dǎo)致參數(shù)估計的非一致性；滯后階數(shù)過大，待估參數(shù)多，自由度降低嚴(yán)重，直接影響模型參數(shù)估計的有效性。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，得出VAR模型采用滯后3期。

（五）脈沖響應(yīng)函數(shù)

VAR模型中各個等式的系數(shù)并不是研究關(guān)注的對象，原因是每個單個的系數(shù)只能反映一個局部的動態(tài)關(guān)系，而并不能捕捉全面復(fù)雜的動態(tài)過程。而脈沖響應(yīng)函數(shù)卻能夠較全面的反映模型受到某種沖擊時對系統(tǒng)的動態(tài)影響。

脈沖響應(yīng)函數(shù)顯示了一個內(nèi)生變量一單位結(jié)構(gòu)沖擊對其他內(nèi)生變量以后各期的脈沖影響，虛線表示正負(fù)兩倍標(biāo)準(zhǔn)差偏離帶。

圖2是脈沖響應(yīng)函數(shù)。圖中第一列顯示了貨幣增量一單位標(biāo)準(zhǔn)差信息沖擊對所有內(nèi)生變量的影響。從第二行第一列可以看出，正向的貨幣增量的沖擊導(dǎo)致食品價格在開始階段為正，到第4期最大，然后振蕩變小，其影響在第11期接近于0，其后幾乎為0了。這也驗證了貨幣供應(yīng)量是食品價格的格蘭杰原因。根據(jù)通貨膨脹的起因可知，當(dāng)各種原因造成投放于市場的貨幣量過大時，市場中的流通貨幣相應(yīng)增多，而在這個時點上的商品供給增長幅度就小于流通貨幣增長的幅度，造成過多的貨幣去追逐較少的商品，供求平衡被打破，供小于求，商品價格上漲，形成通貨膨脹。而在通貨膨脹初期，由于食品的需求價格彈性較小，需求量不會下降從而價格上漲就被確認(rèn)了。

圖2 脈沖響應(yīng)

由第一行第二列的圖可以看出，食品價格的沖擊對貨幣供應(yīng)的影響很小，這也驗證了食品價格不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因。

(六)方差分解

脈沖響應(yīng)函數(shù)是隨著時間的推移，觀察模型VAR中的各變量對于沖擊的響應(yīng)。而方差分解提供了每個擾動因素影響VAR模型內(nèi)各個變量的相對程度。Sims于1980年提出了方差分解的方法，定量的但較為粗糙地計量了變量間的影響關(guān)系。圖3是得到的方差分解結(jié)果。

圖3 方差分解

從圖3可以看出，食品價格對貨幣供給的貢獻(xiàn)率很小，第30期約為1%左右,而貨幣供給對食品的貢獻(xiàn)在地7期往后達(dá)到9%左右。在通脹初期，當(dāng)食品價格上漲時，由于它較小的需求價格彈性，食品的需求量不會發(fā)生較大變化，價格上升，銷量基本不變，供應(yīng)方的銷售額上升，則食品的價格上漲就會被確認(rèn)，食品價格上漲的供求動態(tài)均衡在第一輪中就基本形成。

五、結(jié)論

本文對我國2001到2012年的貨幣供應(yīng)和食品價格的關(guān)系進(jìn)行了實證分析。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貨幣供應(yīng)是食品價格的格蘭杰原因，而食品價格不是貨幣供給的格蘭杰原因。這也就是說積極的貨幣政策導(dǎo)致了食品價格的上漲。貨幣沖擊對食品價格具有正向傳導(dǎo)機(jī)制，長期貢獻(xiàn)約為9%。由于食品是人們每日必不可少的消費(fèi)品，其使用價值不可代替，所以食品成為最敏感的消費(fèi)品，即使食品價格的漲幅并沒有達(dá)到造成所擁有的收入購買困難的程度，人們在心理上也難以接受食品價格上漲。所以政府在增發(fā)貨幣的時候一定要慎之又慎。

當(dāng)然影響食品價格的原因很多，由于本文主要是基于貨幣數(shù)量理論研究貨幣供給與食品價格之間的關(guān)系，因此對于影響食品價格變動的其他重要因素的分析將是繼續(xù)研究該關(guān)注的。

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