劉金全，范融澤

（吉林大學(xué)商學(xué)院，長(zhǎng)春130012）

宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響

劉金全，范融澤

（吉林大學(xué)商學(xué)院，長(zhǎng)春130012）

摘要：我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格與宏觀經(jīng)濟(jì)之間的聯(lián)動(dòng)性日益明顯，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)通過(guò)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出、農(nóng)產(chǎn)品需求和政府宏觀調(diào)控等三種途徑影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格存在相互作用關(guān)系。在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出傳導(dǎo)路徑上，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)刺激了農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出，影響了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)；在農(nóng)產(chǎn)品需求傳導(dǎo)路徑上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)促進(jìn)了城鎮(zhèn)居民收入的增加，購(gòu)買力的加強(qiáng)，刺激了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)；在政府宏觀調(diào)控傳導(dǎo)路徑上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)使得國(guó)家廣義貨幣供應(yīng)量增加，貨幣的超發(fā)刺激了經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊。

關(guān)鍵詞：經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)；經(jīng)濟(jì)波動(dòng)；農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格

一、引　言

我國(guó)是一個(gè)農(nóng)業(yè)大國(guó)，農(nóng)業(yè)一直是國(guó)民經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)產(chǎn)業(yè)之一，作為國(guó)民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)的穩(wěn)定增長(zhǎng)有力地支撐著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展。2009年以來(lái)，我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格逐年上漲，到2010年達(dá)到最高。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的居高不下逐漸引起了社會(huì)各界的廣泛關(guān)注。從微觀角度看，通過(guò)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈、農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)間和區(qū)域間的價(jià)格傳導(dǎo)引起的供求關(guān)系變化是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格發(fā)生漲跌現(xiàn)象的根本原因 。［1］除了農(nóng)產(chǎn)品供求關(guān)系變化、國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本和一些其他原因外，宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格也有著一定的沖擊作用。［2］基于國(guó)內(nèi)貨幣供應(yīng)量角度，考察中國(guó)年度的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)與貨幣供給量增長(zhǎng)之間的關(guān)系可以發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格大幅度上漲的階段，往往在前期會(huì)出現(xiàn)貨幣供給量明顯增長(zhǎng)的現(xiàn)象；［3］林鑫、何凌云和安毅基于2007年的農(nóng)產(chǎn)品投入產(chǎn)出表，編制社會(huì)核算矩陣，建立多部門的可計(jì)算一般均衡模型，在整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)下量化分析中國(guó)經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響后發(fā)現(xiàn)，宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲有一定的影響。［4］但是，目前已有的研究均沒(méi)有系統(tǒng)地從農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的傳導(dǎo)路徑上進(jìn)行分析。因此，本文通過(guò)研究宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)作用于農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的傳導(dǎo)路徑，分析在宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)下農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的特征。

基于價(jià)格理論我們知道影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的因素主要有三個(gè)方面：農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出數(shù)量、農(nóng)產(chǎn)品需求數(shù)量以及國(guó)家政策。中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊作用在這三個(gè)傳導(dǎo)路徑上均有體現(xiàn)。從農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出角度來(lái)看，根據(jù)索羅模型，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與勞動(dòng)力投入成正比。隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)在中國(guó)的初步確立和迅速發(fā)展，我國(guó)的工業(yè)化、城市化發(fā)展進(jìn)程也正在不斷加快，農(nóng)業(yè)的地位和發(fā)展在有意與無(wú)意中實(shí)際已經(jīng)被削弱了。［5］農(nóng)村人口紛紛涌向城市，農(nóng)村勞動(dòng)力減少，工業(yè)化的大生產(chǎn)也使可用耕地面積急劇減少，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出遠(yuǎn)不及需求數(shù)量。就農(nóng)產(chǎn)品需求而言，經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)伴隨著居民收入水平的上漲，根據(jù)Bennett定律，居民的食品消費(fèi)結(jié)構(gòu)也會(huì)隨之改變。居民對(duì)農(nóng)產(chǎn)品的購(gòu)買力急劇上漲，這使得農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的需求量保持著較高水平。根據(jù)凱恩斯理論，在經(jīng)濟(jì)低潮時(shí)，政府會(huì)伸出“看得見(jiàn)的手”，通過(guò)一系列政策以達(dá)到救市的目的。從現(xiàn)有經(jīng)驗(yàn)看，通過(guò)國(guó)家政策來(lái)調(diào)控農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格一般效果效好。

定稿日期：2014－07－20

二、模型設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來(lái)源及研究方法

本文所涉及的所有原始數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)以及國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官方網(wǎng)站?？紤]到我國(guó)政府對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的調(diào)控會(huì)采用擴(kuò)張性財(cái)政政策或者收縮性財(cái)政政策，本文選用廣義貨幣供給量M2來(lái)衡量國(guó)家的宏觀調(diào)控?；赩AR模型，采用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews6.0，就宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊作用進(jìn)行實(shí)證分析。

本文建立的向量自回歸模型形式如下：

模型中，t＝1，2，…，n。內(nèi)生變量包括農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)app、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量aop、城鎮(zhèn)居民收入指數(shù)iop、廣義貨幣供給量M2、宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)率vol，外生變量為常數(shù)項(xiàng)C，A為系數(shù)矩陣，p為滯后階數(shù)。ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，符合均值為0，方差為1的正態(tài)分布。

2.宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的測(cè)算

宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)率反映了我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣的波動(dòng)狀況，通過(guò)翻閱大量文獻(xiàn)，最終本文采用李萍等對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)率的計(jì)算方法，即建立自回歸條件異方差模型（ARCH）對(duì)其進(jìn)行測(cè)算。［6］我們選取1992年1月至2012年12月的宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)的時(shí)間序列，通過(guò)建立自回歸條件異方差模型（ARCH）得到序列的條件標(biāo)準(zhǔn)差，并將其作為波動(dòng)率進(jìn)行研究。在計(jì)算之前，我們首先要對(duì)｛meci｝t時(shí)間序列是否具有自回歸條件異方差性質(zhì)進(jìn)行檢驗(yàn)。在估計(jì)時(shí)，為了減小舍入誤差，本文對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)序列進(jìn)行了對(duì)數(shù)處理，即將｛ln meci｝t作為因變量進(jìn)行估計(jì)?；镜墓烙?jì)模型為：

得到的結(jié)果如下：

在（3）式中，括號(hào)內(nèi)為t統(tǒng)計(jì)量；R2＝0.91，AIC＝－6.36；SC＝－6.26，該方程統(tǒng)計(jì)量顯著，擬合值較好。對(duì)（3）式進(jìn)行條件異方差的ARCH—LM檢驗(yàn)（即檢驗(yàn)方程是否具有自回歸條件異方差性質(zhì)），得到了ARCH—LM檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示：

表1　宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)序列的ARCH—LM檢驗(yàn)結(jié)果

由表1我們可以看出：F檢驗(yàn)的相伴概率p＝0.0191＜0.05，說(shuō)明（3）式的殘差序列存在ARCH效應(yīng)。因此，可以建立GARCH模型來(lái)分析經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)的波動(dòng)情況。

3.單位根檢驗(yàn)與模型構(gòu)建

根據(jù)我國(guó)1992年至2012年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出、城鎮(zhèn)居民收入以及政府廣義貨幣供給等的情況，來(lái)測(cè)算我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊力度和持續(xù)時(shí)間。對(duì)各個(gè)變量及其一階差分進(jìn)行單位根（ADF）檢驗(yàn)，結(jié)果顯示農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格對(duì)數(shù)、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出對(duì)數(shù)、經(jīng)濟(jì)波動(dòng)對(duì)數(shù)、城鎮(zhèn)居民收入對(duì)數(shù)、國(guó)家廣義貨幣供給量對(duì)數(shù)均可認(rèn)為是一階差分平穩(wěn)過(guò)程。（見(jiàn)表2）

表2　單位根（ADF）檢驗(yàn)結(jié)果

從表2中的AIC信息準(zhǔn)則與SC信息準(zhǔn)則所得結(jié)果來(lái)看，各變量均為一階差分的平穩(wěn)過(guò)程。因此，本文將使用原始數(shù)據(jù)的一階差分序列，對(duì)其進(jìn)行模型檢驗(yàn)。由于宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)率vol是經(jīng)過(guò)測(cè)算出來(lái)的波動(dòng)率序列，而對(duì)波動(dòng)率做一階差分和對(duì)數(shù)處理的意義不大。因此，本文在模型估計(jì)時(shí)，宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)率vol采用原始序列，而其余變量將采用數(shù)據(jù)差分形式進(jìn)行模型的估計(jì)以及檢驗(yàn)，Δln appt、Δln M2t、Δln aopt、Δln iopt分別表示農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格、廣義貨幣供給量、農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出以及城鎮(zhèn)居民收入的變化率。

4.向量自回歸模型VAR

本文基于四變量的VAR模型為：

在（4）式中，用時(shí)間序列｛app｝表示農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)格總指數(shù)，為了減少誤差，在估計(jì)時(shí)對(duì)app進(jìn)行自然對(duì)數(shù)處理。經(jīng)過(guò)檢驗(yàn)，序列的一階差分都是平穩(wěn)的，所以可對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行一階差分處理，即將Δln app作為變量進(jìn)行估計(jì)，下同。Δln app表示農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出的對(duì)數(shù)序列變化率、Δln iop表示居民收入水平的對(duì)數(shù)序列變化率、Δln M2表示我國(guó)廣義貨幣供給量的對(duì)數(shù)序列變化率。ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)，符合均值為0，方差為1的正態(tài)分布。

包含宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的VAR模型為：

在（5）式中，vol表示宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)率序列，其他同（4）式。

三、實(shí)證分析

本文先基于四變量進(jìn)行分析，再將經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)因素引入模型，通過(guò)比較兩個(gè)模型的脈沖響應(yīng)和方差分解結(jié)果，從而進(jìn)一步檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)在這三種傳導(dǎo)路徑上對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響。

1.基于四變量VAR模型的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格影響因素分析

為了檢驗(yàn)變量之間的相互作用關(guān)系，對(duì)VAR模型的參數(shù)進(jìn)行了估計(jì)。為保證模型的準(zhǔn)確性，對(duì)VAR模型進(jìn)行滯后階數(shù)分析，得到的結(jié)果如表3所示。

表3　基于四變量VAR模型滯后階數(shù)分析結(jié)果

由表3可知，選擇滯后階數(shù)為2比較合理，可以繼續(xù)選用該VAR模型。接下來(lái)再采用脈沖響應(yīng)分析來(lái)檢驗(yàn)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系。圖1～3為基于四變量VAR模型的沖擊響應(yīng)函數(shù)圖。

圖1　貨幣供應(yīng)量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊影響

圖2　城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊影響

圖3　農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊影響

圖4　四變量VAR模型的方差分解

從圖1可以看出，來(lái)自廣義貨幣供給量變化率的沖擊引起了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化率10期左右的波動(dòng)，從第11期開(kāi)始后趨于長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。從圖2可以看出，城鎮(zhèn)居民收入變化率的波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化率的沖擊較大，但是這種沖擊在第7期之后逐漸縮小，第8期左右基本消失。從圖3可以看出，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量變化率的波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化率的沖擊較大，但是這種沖擊在第7期之后逐漸縮小，第8期左右基本消失。

本文通過(guò)脈沖響應(yīng)分析了模型中各個(gè)變量之間的相互影響，然后利用方差分解進(jìn)一步分析每個(gè)沖擊對(duì)各個(gè)變量的貢獻(xiàn)程度，從而評(píng)價(jià)不同沖擊的重要性。圖4為基于四變量VAR模型的方差分解結(jié)果。從圖4可以看出，在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)方差中，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格由于自身的擾動(dòng)所引起的部分從第6期開(kāi)始迅速下降，廣義貨幣供給量的貢獻(xiàn)度從第2期以后顯著上升，并且在第5期以后逐步達(dá)到穩(wěn)定；城鎮(zhèn)居民收入指數(shù)波動(dòng)率的貢獻(xiàn)度在第4期之后趨于穩(wěn)定狀態(tài)，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量波動(dòng)率的貢獻(xiàn)度不是特別明顯；廣義貨幣供給量的波動(dòng)率和城鎮(zhèn)居民收入指數(shù)波動(dòng)率的貢獻(xiàn)度最大。

2.包含經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格影響因素分析

本文把宏觀經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)率的對(duì)數(shù)序列變化率加入到農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的VAR模型中，再重新對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)。通過(guò)分析新的VAR模型，檢驗(yàn)各個(gè)變量之間的相互關(guān)系的變化，可以看到經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)不同傳導(dǎo)路徑的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊作用及其效果。對(duì)新的VAR模型的參數(shù)重新進(jìn)行了估計(jì)，并對(duì)模型進(jìn)行滯后階數(shù)分析，得到的結(jié)果如表4所示。

表4　包含經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的VAR模型滯后階數(shù)分析結(jié)果

由表4可以看出，選擇滯后階數(shù)為2比較合理，可以繼續(xù)選用該VAR模型。

圖5　貨幣供應(yīng)量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊影響

圖6　城鎮(zhèn)居民收入對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊影響

圖7　農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊影響

圖8　經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的沖擊影響

接下來(lái)再采用脈沖響應(yīng)分析來(lái)檢驗(yàn)變量之間的動(dòng)態(tài)關(guān)系，圖5～8為包含經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的VAR模型的沖擊響應(yīng)函數(shù)圖。

將圖5與圖2比較后可以發(fā)現(xiàn)：在未受到經(jīng)濟(jì)影響時(shí)，廣義貨幣供給量變化率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)率的沖擊在前幾期會(huì)引起農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)。當(dāng)受到經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的影響后，廣義貨幣供給量波動(dòng)率已不再會(huì)達(dá)到一種長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，并且其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)率的影響也會(huì)增加。將圖6與圖2比較后可以發(fā)現(xiàn)：在未受到經(jīng)濟(jì)影響時(shí)，城鎮(zhèn)居民收入指數(shù)波動(dòng)率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)率的沖擊在前幾期會(huì)引起農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)，但是隨著期數(shù)的推移，各變量之間逐漸趨于均衡狀態(tài)。在圖6中，由于受到了經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的影響，城鎮(zhèn)居民收入指數(shù)波動(dòng)率已不再會(huì)達(dá)到一種長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)率的沖擊力度和作用時(shí)間將增加。將圖7與圖3比較后可以發(fā)現(xiàn)：農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量波動(dòng)率受到經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的影響不大，其對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)率的沖擊力度和作用時(shí)間幾乎不變，都是在前4期會(huì)有波動(dòng)，到第5期之后波動(dòng)開(kāi)始減小，逐漸消失。在圖8中，經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格有一定的影響。當(dāng)經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格產(chǎn)生一個(gè)正的沖擊時(shí)，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格會(huì)產(chǎn)生正的波動(dòng)；第7期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的負(fù)沖擊可能是因?yàn)?995年我國(guó)爆發(fā)洪災(zāi)，致使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)減緩，從長(zhǎng)期來(lái)看，經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響是正向的。圖9是包含經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的VAR模型的方差分解結(jié)果。

將圖9與圖4相比較后可以發(fā)現(xiàn)：在農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)方差中，由于受到經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的影響，從第4期開(kāi)始，城鎮(zhèn)居民收入指數(shù)的波動(dòng)率的貢獻(xiàn)度顯著增加，繼爾是廣義貨幣供給量的波動(dòng)率；這是因?yàn)?，?dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)，政府實(shí)行擴(kuò)張性貨幣政府，貨幣供給量增加；城鎮(zhèn)居民收入水平增加，居民購(gòu)買力增強(qiáng)，刺激了農(nóng)產(chǎn)品市場(chǎng)的消費(fèi)，促進(jìn)了農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲。從圖9中可以看出，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量的貢獻(xiàn)度增加不明顯，這是因?yàn)楫?dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)時(shí)，農(nóng)村人口向城市遷移，導(dǎo)致農(nóng)村勞動(dòng)力減少；同時(shí)，大規(guī)模工業(yè)生產(chǎn)占用大面積土地，導(dǎo)致耕地面積減少，但是由于科技的進(jìn)步，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量還會(huì)增加，只是農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量增加的幅度并不明顯。由于農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出的波動(dòng)受到經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)的影響不明顯，所以農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量波動(dòng)率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化的貢獻(xiàn)度較低。

圖9　包含經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)VAR模型的方差分解圖

四、結(jié)論與政策建議

通過(guò)上述分析可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)波動(dòng)通過(guò)農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出、農(nóng)產(chǎn)品需求以及政府宏觀調(diào)控三個(gè)途徑來(lái)影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，并且其傳導(dǎo)方式和作用結(jié)果不盡相同。通過(guò)這三種路徑分析變量之間的相互作用，我們可以得出以下結(jié)論：在農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出這一傳導(dǎo)路徑中，經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)會(huì)略微影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)出率對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的變化率的貢獻(xiàn)度較小；在農(nóng)產(chǎn)品需求這一傳導(dǎo)路徑中，經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)會(huì)影響城鎮(zhèn)居民收入指數(shù)，進(jìn)而影響到農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化率，對(duì)其貢獻(xiàn)度顯著；在政府宏觀調(diào)控這一傳導(dǎo)路徑中，經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)貢獻(xiàn)度較大。通過(guò)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的三種路徑的分析，我們可以得出結(jié)論：經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)越劇烈，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)也越劇烈，并起到一定的刺激作用。經(jīng)濟(jì)景氣波動(dòng)帶給農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響是正向的。

基于本文的研究結(jié)果和我國(guó)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)狀中存在的問(wèn)題，本文提出以下政策建議：

第一，應(yīng)充分考慮在經(jīng)濟(jì)周期不同階段對(duì)農(nóng)業(yè)的影響程度不同，從波動(dòng)來(lái)源處減小波動(dòng)沖擊力度。國(guó)家可以適當(dāng)對(duì)流動(dòng)性過(guò)剩的資金進(jìn)行貨幣調(diào)控，通過(guò)提高銀行儲(chǔ)備準(zhǔn)備金、調(diào)高貸款費(fèi)率等手段，增加流動(dòng)性過(guò)剩資金的使用成本，使得這些資金進(jìn)入銀行儲(chǔ)蓄起來(lái)，從而避免了資金的過(guò)度投資。

第二，在傳導(dǎo)路徑上減緩沖擊力度，這要求國(guó)家提高對(duì)農(nóng)業(yè)的重視程度，增加對(duì)農(nóng)業(yè)的投入，進(jìn)而增加農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量，鼓勵(lì)農(nóng)民務(wù)農(nóng)，在發(fā)展經(jīng)濟(jì)的同時(shí)盡可能不要占用耕地。另一方面，政府應(yīng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)及時(shí)、迅速地進(jìn)行適當(dāng)?shù)暮暧^調(diào)控，將農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲控制到可承受范圍內(nèi)，以確保人民的基本生活質(zhì)量。

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責(zé)任編輯：蔡強(qiáng)

作者簡(jiǎn)介：劉金全（1964－），男，黑龍江密山人，吉林大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，主要從事計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究；范融澤（1990－），男，吉林長(zhǎng)春人，吉林大學(xué)商學(xué)院碩士研究生，主要從事計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。

收稿日期：2014－05－18

中圖分類號(hào)：F323.7

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1005－2674（2014）09－057－06