毛育暉

內(nèi)容摘要：本文以我國31個省市2002-2012年的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，采用面板回歸模型，研究農(nóng)產(chǎn)品價格波動與通貨膨脹的關(guān)系。此外，還將模型引入通脹預(yù)期變量并設(shè)計(jì)相關(guān)指標(biāo)，以更加系統(tǒng)的獲得農(nóng)產(chǎn)品價格、通貨膨脹以及通貨膨脹預(yù)期三者之間的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：農(nóng)產(chǎn)品價格 通貨膨脹 通貨膨脹預(yù)期 面板向量自回歸 格蘭杰因果檢驗(yàn)

本文將分省市、自治區(qū)搜集相關(guān)數(shù)據(jù)，以采用面板數(shù)據(jù)處理方法更加深入的分析農(nóng)產(chǎn)品價格與通貨膨脹的相互關(guān)系。此外，本文還將模型引入通脹預(yù)期變量并設(shè)計(jì)相關(guān)指標(biāo)，以更加系統(tǒng)的獲得農(nóng)產(chǎn)品價格、通貨膨脹以及通貨膨脹預(yù)期三者之間的關(guān)系。

變量與數(shù)據(jù)

（一）指標(biāo)選擇和度量

農(nóng)產(chǎn)品價格指標(biāo)選擇和度量。一方面，本文分別選擇糧食零售價格指數(shù)作為農(nóng)產(chǎn)品價格的代理變量。糧食作為一切農(nóng)產(chǎn)品的基礎(chǔ)，其與人民的基本生活密切，因此，以糧食零售價格指數(shù)作為農(nóng)產(chǎn)品價格的代理變量能夠反映農(nóng)產(chǎn)品基礎(chǔ)價格的變化，具有一定的代表性。另一方面，本文將基于各年省份的數(shù)據(jù)進(jìn)行農(nóng)產(chǎn)品價格與通貨膨脹關(guān)系的面板數(shù)據(jù)分析，考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，糧食零售價格指數(shù)在各省統(tǒng)計(jì)年鑒的價格指數(shù)項(xiàng)目中都能獲得。

通貨膨脹指標(biāo)選擇與度量。在以往研究通貨膨脹過程中，大多都是采用消費(fèi)者價格指數(shù)，即CPI作為通貨膨脹的代理指標(biāo)，本文同樣采用該指標(biāo)來刻畫通貨膨脹。一方面，該指標(biāo)獲得了理論界的一致認(rèn)可。另一方面，該指標(biāo)除了有全國的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)外，各省市也分別進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)，保證了本文研究數(shù)據(jù)的可獲得性。

通脹預(yù)期指標(biāo)選擇與度量。本文認(rèn)為單獨(dú)采用上一年的通貨膨脹率作為通脹預(yù)期的代理指標(biāo)忽略了人們的能動性，即人們對通脹的預(yù)期不只是信息集，還包括了人們對信息集的加工、分析和預(yù)測等其他處理的過程。而單獨(dú)采用消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)來刻畫通脹預(yù)期則在一定程度上忽略了上年通貨膨脹的信息集。因此，本文提出將兩者結(jié)合起來形成新的度量通貨膨脹預(yù)期的代理變量。具體做法是用上一年的消費(fèi)者價格指數(shù)乘上本年度的消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)環(huán)比變化幅度。

（二）樣本選擇

根據(jù)數(shù)據(jù)的完整性，以我國31個省市為樣本，搜集了2001年至2012年各省的消費(fèi)者價格指數(shù)、糧食零售價格指數(shù)以及消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)。價格指數(shù)來源于各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒及《新中國60年統(tǒng)計(jì)資料匯編》的價格指數(shù)部分，消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)來自于各年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)與分析

為了得到對相關(guān)數(shù)據(jù)的整體概況，本文對各個變量在樣本期內(nèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。主要涉及的變量包括通貨膨脹率的代理變量—消費(fèi)者價格指數(shù)（CPI），農(nóng)產(chǎn)品價格變量—糧食銷售價格指數(shù)（PRICE_G），消費(fèi)者預(yù)期變量—消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)（PI），通脹預(yù)期變量—消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)與上期消費(fèi)者價格指數(shù)的乘積（PCPI_P）。具體描述性結(jié)果如表1所示。

從描述性統(tǒng)計(jì)表中可以看出，共搜集了31個省市11年的341個樣本。從均值和標(biāo)準(zhǔn)差來看，消費(fèi)者價格指數(shù)（CPI）的均值及波動比糧食銷售價格指數(shù)（PRICE_G）要小。從消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的環(huán)比數(shù)據(jù)來看，其均值及波動都相對較小，且均值略高于1，在一定程度上反應(yīng)了消費(fèi)者信心不足，但是由于該指標(biāo)是基于當(dāng)時經(jīng)濟(jì)形勢對未來的判斷，因此不能直接用來說明樣本期間的整體水平。通過上一年消費(fèi)者價格指數(shù)（CPI）調(diào)整后的通脹預(yù)期結(jié)果（PCPI_P）表明，樣本期間，消費(fèi)者的通脹預(yù)期仍然是較高的，從均值上即可看出基于消費(fèi)者預(yù)期的通脹預(yù)期均比消費(fèi)者價格指數(shù)的均值要大，并且預(yù)期通脹的波動性比實(shí)際通脹的波動性也要大，說明消費(fèi)者在通脹的反應(yīng)上存在一定的滯后和放大，在出現(xiàn)較大通脹時，消費(fèi)者往往會將預(yù)期更大的通脹，而國家可能會采取相關(guān)措施控制通脹；而通脹較小時，消費(fèi)者也將具有較小的通脹預(yù)期，而國家可能不會加強(qiáng)相關(guān)控制，市場經(jīng)濟(jì)可能使得實(shí)際通脹更大，這樣一來使得通脹預(yù)期的波動更加大，往往出現(xiàn)通脹預(yù)期的最小值比實(shí)際通脹的最小值要小，通脹預(yù)期的最大值比實(shí)際通脹的最大值還要大的現(xiàn)象。

實(shí)證分析

（一）面板單位根檢驗(yàn)

面板數(shù)據(jù)既包括了樣本的截面特征又包括了時間序列特征，特別是在宏觀經(jīng)濟(jì)方面，面板數(shù)據(jù)很可能沒有完全消除相關(guān)指標(biāo)的趨勢因素，因此有必要進(jìn)行面板數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)。本文采用多種單位根檢驗(yàn)方法來對數(shù)據(jù)進(jìn)行面板單位根檢驗(yàn)，得到結(jié)果如表2所示。

從單位根結(jié)果來看，CPI、PRICE_G的檢驗(yàn)的p值基本上表明了不存在單位根，對應(yīng)數(shù)據(jù)基本看做是平穩(wěn)過程，但通貨膨脹預(yù)期變量PCPI_P的單位根檢驗(yàn)結(jié)果顯示，雖然LLC檢驗(yàn)、HT檢驗(yàn)、Breitung檢驗(yàn)、IPS檢驗(yàn)、F-ADF檢驗(yàn)及F-PP檢驗(yàn)都拒絕了含有單位根的原假設(shè)，但是Hadri檢驗(yàn)同樣顯著表明并非所有面板均是平穩(wěn)的。事實(shí)上，通過觀測通脹預(yù)期數(shù)據(jù)中相關(guān)部分的消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)和消費(fèi)者信心指數(shù)都表現(xiàn)出了一定的時間趨勢。盡管如此，本文仍可將對應(yīng)數(shù)據(jù)基本看作是平穩(wěn)過程。為了使得最終得出的農(nóng)產(chǎn)品價格波動、通脹膨脹及通脹預(yù)期的關(guān)系的穩(wěn)健性?？紤]到可能含有面板單位根，本文首先采用面板向量自回歸的方法，系統(tǒng)的分析三者關(guān)系，然后采用面板格蘭杰檢驗(yàn)對三者的因果關(guān)系進(jìn)行分析。

（二）向量自回歸模型實(shí)證分析

在此前研究農(nóng)產(chǎn)品價格波動與通貨膨脹關(guān)系所建立的面板回歸模型中，因變量均為通貨膨脹的代理變量消費(fèi)者價格指數(shù)，因此只能了解到農(nóng)產(chǎn)品價格的波動是否對通貨膨脹有影響。然而在農(nóng)產(chǎn)品價格波動、通貨膨脹以及通脹預(yù)期所組成的系統(tǒng)中，這些因素一方面可能受自身前期的影響，一方面也可能存在相互影響，這些變量之間的相互關(guān)系并不能從前面的模型中得出。1988年，Holtz-Eakin提出了基于面板數(shù)據(jù)的向量自回歸（Panel Data Vector Autoregression，PVAR）的估計(jì)方法。運(yùn)用該方法既可以發(fā)揮面板數(shù)據(jù)的特點(diǎn)，又可以兼顧向量自回歸的優(yōu)勢。其除了可以分析滯后項(xiàng)變量對其他變量是否具有顯著的影響外，同樣可以通過脈沖—響應(yīng)（impulse-response）分析來更進(jìn)一步得到變量之間的動態(tài)作用關(guān)系。endprint

按照面板向量自回歸模型，本文構(gòu)建滯后三階的模型如下：

zit=Γ0+Γ1zit-1+Γ2zit-2+Γ3zit-3+fi+di+εt（1）

式中zit為由農(nóng)產(chǎn)品價格波動代理變量、通貨膨脹代理變量和通脹預(yù)期代理變量組成的三維向量。根據(jù)本文所選變量和檢驗(yàn)思路，zit為{PRICE_G，CPI，PCPI_P}，zit-1、zit-2、zit-3分別為zit的滯后一階、滯后二階和滯后三階項(xiàng)；Γ0、Γ1、Γ2和Γ3分別為系數(shù)矩陣；fi為不隨時間改變的個體效應(yīng)；dt為不隨個體改變的時間虛擬變量；εt為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

該模型中既包括了不隨時間改變的個體效應(yīng)fi，又包括了被解釋變量的滯后項(xiàng)zit-1、zit-2、zit-3，因此是包含固定效應(yīng)的動態(tài)面板模型。為獲得估計(jì)結(jié)果，可以首先去除時間效應(yīng)，然后去除固定效應(yīng)，最后采用廣義據(jù)估計(jì)（GMM）的方法來獲得系數(shù)的一直估計(jì)量。在具體估計(jì)時，去除時間效應(yīng)通常采用“組內(nèi)均值差分法”，去除固定效應(yīng)可以采用Arellano and Bover（1995）推薦的“前向均值差分法”。

本文建立了滯后三階的面板向量自回歸模型，事實(shí)上，滯后階數(shù)應(yīng)根據(jù)相關(guān)準(zhǔn)則具體確定的。常用的準(zhǔn)則有AIC準(zhǔn)則、BIC準(zhǔn)則和HQIC準(zhǔn)則。本文采用Lutkepohl（1993）提出的修正簡化的公式進(jìn)行滯后階數(shù)的判斷。

借助stata11軟件的相關(guān)命令，對模型進(jìn)行估計(jì)，得到模型最適合的滯后階數(shù)判斷準(zhǔn)則值及結(jié)果如表3所示。

在進(jìn)行滯后階數(shù)選擇時，本文做了更多階數(shù)的相關(guān)準(zhǔn)則值的計(jì)算，鑒于前4階已經(jīng)表明了判斷結(jié)果，因此表3僅給出了模型前4階相關(guān)準(zhǔn)則的判別值。經(jīng)過比較模型的各滯后階數(shù)的AIC*值、BIC*值和HQIC*值，確定面板向量自回歸模型的滯后期為4期。進(jìn)一步，借助連玉君（2009）改進(jìn)后的面板向量自回歸估計(jì)方法和對應(yīng)的stata命令PVAR2，得到面板向量自回歸模型的估計(jì)結(jié)果如表4所示。

根據(jù)表3獲得的判定結(jié)果，對糧食零售價格指數(shù)、消費(fèi)者價格指數(shù)和基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)計(jì)算的通脹預(yù)期三個變量及其前三期的變量之間關(guān)系進(jìn)行了估計(jì)，表4按列分別報告了三個變量t期與其自身及其另外兩個變量t-1～t-3期的相關(guān)關(guān)系，或者說是各變量t-1～t-3期項(xiàng)對三個變量t期的影響。從第一列所代表的方程的估計(jì)結(jié)果可以看出，糧食零售價格指數(shù)的波動受自身前兩期、通貨膨脹的t-1期以及通脹預(yù)期的t-1期和t-3期的影響非常顯著。通常來看，若上期農(nóng)產(chǎn)品價格波動很大，則本期農(nóng)產(chǎn)品價格的波動仍將很大，而若t-2期的農(nóng)產(chǎn)品價格變化很大，本期的農(nóng)產(chǎn)品價格的波動將會減小。第二列所代表的方程的估計(jì)結(jié)果可以看出，通貨膨脹的代理變量消費(fèi)者價格指數(shù)當(dāng)期的值主要受t-1期和t-2期糧食零售價格波動、通脹預(yù)期的影響。第三列所代表的方程的估計(jì)結(jié)果表明，基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)計(jì)算的通脹預(yù)期代理變量主要受t-2期的糧食零售價格波動、消費(fèi)者價格指數(shù)及自身的影響，同時也受t-3期的糧食零售價格波動和消費(fèi)者價格指數(shù)的影響。

為了分析脈沖響應(yīng)函數(shù)，需要先估計(jì)出相關(guān)的置信區(qū)間。由于脈沖響應(yīng)函數(shù)的矩陣是基于面板向量自回歸的估計(jì)系數(shù)構(gòu)建的，因此它們的標(biāo)準(zhǔn)差也需要被考慮進(jìn)來。本文在計(jì)算出脈沖效應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差后，采用蒙特卡羅模擬的方法計(jì)算出相關(guān)的置信區(qū)間。設(shè)定蒙特卡羅模擬次數(shù)為200，畫出zit={PRICE_G，CPI，PCPI_P}的脈沖響應(yīng)圖，如圖1所示。

圖1中，每個子圖的橫軸表示沖擊持續(xù)的期數(shù)，縱軸可以看出沖擊大小及方向，虛線為沖擊為0的位置，IRF of A to B表示前者對后者的沖擊，即當(dāng)A發(fā)生一個意外的沖擊后，會對B照成什么樣的影響，各圖中上下兩條曲線分別表示95%置信水平的上下限，中間曲線為估計(jì)的沖擊曲線，該曲線接近0代表沖擊作用幾乎沒有。子圖1表明，糧食零售價格受到外部沖擊發(fā)生變化時，將會在第一期對自身產(chǎn)生明顯的正向作用，而在第二期轉(zhuǎn)為負(fù)向作用，在第三期作用不明顯，第四期則又出現(xiàn)顯著的正向作用，之后沖擊作用變得不明顯。子圖2中，由于上限曲線與0非常接近，表明糧食零售價格受到?jīng)_擊而變化時，對通貨膨脹的影響是不明顯的。子圖3表明糧食零售價格受到?jīng)_擊而變化時，將提高人們對下一期的通貨膨脹預(yù)期。子圖4表明消費(fèi)者價格指數(shù)受到?jīng)_擊發(fā)生變化時，對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響是明顯的，并且持續(xù)4期都將產(chǎn)生影響。子圖5表明，消費(fèi)者價格指數(shù)受到?jīng)_擊發(fā)生變化時，將對下一期的消費(fèi)者價格指數(shù)產(chǎn)生較明顯的負(fù)向作用，隨后幾期則無明顯作用。子圖6顯示消費(fèi)者價格指數(shù)受到?jīng)_擊后，將對基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期有兩期明顯的沖擊作用，先正后負(fù)。子圖7基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期受到?jīng)_擊變化時，對接下來一、二期的糧食零售價格產(chǎn)生正向作用。子圖8表示基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期受到?jīng)_擊變化時，對接下來及其的真實(shí)的消費(fèi)者價格指數(shù)的影響不明顯。子圖9是基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期受到?jīng)_擊后對自身接下來幾期的值的影響，可以看出主要是會在第二期對自身產(chǎn)生影響。

PVAR模型估計(jì)結(jié)果表明農(nóng)產(chǎn)品價格波動、通貨膨脹以及通脹預(yù)期之間是存在顯著的相關(guān)關(guān)系的。但盡管通過PVAR方法分別獲得了農(nóng)產(chǎn)品價格波動、通貨膨脹以及通脹預(yù)期之間的關(guān)系，但是還不能判斷出三者之間的因果關(guān)系，因此，本文進(jìn)一步采用面板格蘭杰因果檢驗(yàn)進(jìn)行分析。

（三）面板格蘭杰因果檢驗(yàn)

格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)為2003年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎得主克萊夫·格蘭杰（Clive W.J.Granger）所開創(chuàng)，用于分析經(jīng)濟(jì)變量之間的格蘭杰因果關(guān)系。隨著面板數(shù)據(jù)相關(guān)研究不斷進(jìn)展，面板向量自回歸模型得到應(yīng)用，進(jìn)一步的面板格蘭杰因果檢驗(yàn)相關(guān)理論和方法也得到完善。面板格蘭杰檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缡剑?）所示。

（2）

式中αi為各數(shù)據(jù)截面?zhèn)€體的截距項(xiàng)，βki為變量y的滯后項(xiàng)的待估計(jì)系數(shù)，γki為變量x的滯后項(xiàng)的待估計(jì)系數(shù)，εit為白噪聲。endprint

連玉君（2009）對Love（2006）研究的stata命令進(jìn)行了完善，提供了針對面板向量自回歸的格蘭杰因果Wald檢驗(yàn)，可直接通過調(diào)用相關(guān)命令進(jìn)行檢驗(yàn)。本文對z1it={PRICE_G，CPI，PCPI_P}面板向量自回歸模型進(jìn)行了面板格蘭杰因果檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表5所示。

表5中方程表示根據(jù)被解釋的變量構(gòu)建的檢驗(yàn)方程，剔除變量表示假設(shè)該變量的考察滯后期的系數(shù)全為0，卡方檢驗(yàn)滯后期的系數(shù)全為0的原假設(shè)所構(gòu)建的統(tǒng)計(jì)量，其中單變量中由于考察了滯后四期的解釋變量，因此，有四個約束條件，對應(yīng)的自由度為4，雙變量中共有8個約束，對應(yīng)的自由度為8。在檢驗(yàn)時，通常只要有一個系數(shù)顯著不為0，則對應(yīng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果也會顯著。從檢驗(yàn)結(jié)果的p值可以看出，所有的檢驗(yàn)都非常顯著，也就是說依次可獲得以下結(jié)論：消費(fèi)者價格指數(shù)及基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期均為糧食零售價格指數(shù)的格蘭杰因。糧食零售價格指數(shù)及基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期均為消費(fèi)者價格指數(shù)的格蘭杰因。糧食零售價格指數(shù)及消費(fèi)者價格指數(shù)均為基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期的格蘭杰因。

結(jié)論

綜上所述，農(nóng)產(chǎn)品價格上漲對通脹預(yù)期的形成會造成正向的影響，而通脹預(yù)期會不斷積累并促使通貨膨脹的產(chǎn)生，所以當(dāng)務(wù)之急應(yīng)加強(qiáng)對通脹預(yù)期的管理，不僅要從穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格方面管理通脹預(yù)期，而且還應(yīng)該加強(qiáng)以科學(xué)引導(dǎo)社會輿論，引導(dǎo)民眾理性對待物價上漲，避免盲目跟隨錯誤信息，加劇通脹預(yù)期的形成。一方面農(nóng)產(chǎn)品是必需消費(fèi)品，相對來說消費(fèi)彈性較小，需求剛性較強(qiáng)，宏觀調(diào)控中抑制需求幾乎不可能，只能增加農(nóng)產(chǎn)品的供給，另一方面國家相關(guān)部門和農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)的單位、協(xié)會、研究機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善相關(guān)指標(biāo)體系，以此來迅速、直觀的捕獲農(nóng)產(chǎn)品的市場信息。同時還應(yīng)考慮合理構(gòu)建通貨膨脹預(yù)期的指標(biāo)系，以此來補(bǔ)充完善我國現(xiàn)有的通貨膨脹預(yù)期衡量指標(biāo)缺乏的不足。當(dāng)前，我國只有諸如居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者價格指數(shù)（PPI）之類的反應(yīng)通貨膨脹率的指標(biāo)，而缺乏通貨膨脹預(yù)期的衡量指標(biāo)。因此，應(yīng)及時采取多種政策措施，中央銀行應(yīng)時刻關(guān)注物價水平、國內(nèi)外流動性等容易造成公眾通脹預(yù)期的因素，及時果斷地采取措施，制定合適的政策，并盡可能及時地披露其政策目標(biāo)，加強(qiáng)與公眾信息方面的溝通，增加貨幣政策的透明度預(yù)防通貨膨脹預(yù)期演化成為實(shí)際通貨膨脹。只有這樣，公眾才會通過自己所能掌握的信息對未來進(jìn)行理性預(yù)測。

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9.連玉君，蘇治.融資約束，不確定性與上市公司投資效率[J].管理評論，2009，21（1）endprint

連玉君（2009）對Love（2006）研究的stata命令進(jìn)行了完善，提供了針對面板向量自回歸的格蘭杰因果Wald檢驗(yàn)，可直接通過調(diào)用相關(guān)命令進(jìn)行檢驗(yàn)。本文對z1it={PRICE_G，CPI，PCPI_P}面板向量自回歸模型進(jìn)行了面板格蘭杰因果檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表5所示。

表5中方程表示根據(jù)被解釋的變量構(gòu)建的檢驗(yàn)方程，剔除變量表示假設(shè)該變量的考察滯后期的系數(shù)全為0，卡方檢驗(yàn)滯后期的系數(shù)全為0的原假設(shè)所構(gòu)建的統(tǒng)計(jì)量，其中單變量中由于考察了滯后四期的解釋變量，因此，有四個約束條件，對應(yīng)的自由度為4，雙變量中共有8個約束，對應(yīng)的自由度為8。在檢驗(yàn)時，通常只要有一個系數(shù)顯著不為0，則對應(yīng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果也會顯著。從檢驗(yàn)結(jié)果的p值可以看出，所有的檢驗(yàn)都非常顯著，也就是說依次可獲得以下結(jié)論：消費(fèi)者價格指數(shù)及基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期均為糧食零售價格指數(shù)的格蘭杰因。糧食零售價格指數(shù)及基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期均為消費(fèi)者價格指數(shù)的格蘭杰因。糧食零售價格指數(shù)及消費(fèi)者價格指數(shù)均為基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期的格蘭杰因。

結(jié)論

綜上所述，農(nóng)產(chǎn)品價格上漲對通脹預(yù)期的形成會造成正向的影響，而通脹預(yù)期會不斷積累并促使通貨膨脹的產(chǎn)生，所以當(dāng)務(wù)之急應(yīng)加強(qiáng)對通脹預(yù)期的管理，不僅要從穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格方面管理通脹預(yù)期，而且還應(yīng)該加強(qiáng)以科學(xué)引導(dǎo)社會輿論，引導(dǎo)民眾理性對待物價上漲，避免盲目跟隨錯誤信息，加劇通脹預(yù)期的形成。一方面農(nóng)產(chǎn)品是必需消費(fèi)品，相對來說消費(fèi)彈性較小，需求剛性較強(qiáng)，宏觀調(diào)控中抑制需求幾乎不可能，只能增加農(nóng)產(chǎn)品的供給，另一方面國家相關(guān)部門和農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)的單位、協(xié)會、研究機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善相關(guān)指標(biāo)體系，以此來迅速、直觀的捕獲農(nóng)產(chǎn)品的市場信息。同時還應(yīng)考慮合理構(gòu)建通貨膨脹預(yù)期的指標(biāo)系，以此來補(bǔ)充完善我國現(xiàn)有的通貨膨脹預(yù)期衡量指標(biāo)缺乏的不足。當(dāng)前，我國只有諸如居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者價格指數(shù)（PPI）之類的反應(yīng)通貨膨脹率的指標(biāo)，而缺乏通貨膨脹預(yù)期的衡量指標(biāo)。因此，應(yīng)及時采取多種政策措施，中央銀行應(yīng)時刻關(guān)注物價水平、國內(nèi)外流動性等容易造成公眾通脹預(yù)期的因素，及時果斷地采取措施，制定合適的政策，并盡可能及時地披露其政策目標(biāo)，加強(qiáng)與公眾信息方面的溝通，增加貨幣政策的透明度預(yù)防通貨膨脹預(yù)期演化成為實(shí)際通貨膨脹。只有這樣，公眾才會通過自己所能掌握的信息對未來進(jìn)行理性預(yù)測。

參考文獻(xiàn)：

1.厲以寧.中國宏觀經(jīng)濟(jì)的實(shí)證分析[M].北京大學(xué)出版社，1992

2.曹慧，韓一軍.近年來我國主要農(nóng)產(chǎn)品價格變化及其對CPI的影響[J].農(nóng)業(yè)展望，2008（4）

3.曾朝宗.對農(nóng)產(chǎn)品價格波動的經(jīng)濟(jì)學(xué)研究[J].價格月刊，2009（2）

4.馬敬桂，黃普.農(nóng)產(chǎn)品價格對CPI和食品價格的沖擊效應(yīng)分析—基于VAR模型的實(shí)證分析[J].長江大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2011（9）

5.宋國青.農(nóng)產(chǎn)品價格與通貨膨脹[G].北京大學(xué)國家發(fā)展研究院2008年夏季CCER中國經(jīng)濟(jì)觀察，2008（6）

6.羅永泰，李津.我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動對通貨膨脹的影響分析[J].上海金融，2010（7）

7.李會敏，國涓.農(nóng)產(chǎn)品價格波動與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證分析[J].遼寧經(jīng)濟(jì)，2005（5）

8.楊志海，王雅鵬.農(nóng)產(chǎn)品價格波動與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2011（24）

9.連玉君，蘇治.融資約束，不確定性與上市公司投資效率[J].管理評論，2009，21（1）endprint

連玉君（2009）對Love（2006）研究的stata命令進(jìn)行了完善，提供了針對面板向量自回歸的格蘭杰因果Wald檢驗(yàn)，可直接通過調(diào)用相關(guān)命令進(jìn)行檢驗(yàn)。本文對z1it={PRICE_G，CPI，PCPI_P}面板向量自回歸模型進(jìn)行了面板格蘭杰因果檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表5所示。

表5中方程表示根據(jù)被解釋的變量構(gòu)建的檢驗(yàn)方程，剔除變量表示假設(shè)該變量的考察滯后期的系數(shù)全為0，卡方檢驗(yàn)滯后期的系數(shù)全為0的原假設(shè)所構(gòu)建的統(tǒng)計(jì)量，其中單變量中由于考察了滯后四期的解釋變量，因此，有四個約束條件，對應(yīng)的自由度為4，雙變量中共有8個約束，對應(yīng)的自由度為8。在檢驗(yàn)時，通常只要有一個系數(shù)顯著不為0，則對應(yīng)的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果也會顯著。從檢驗(yàn)結(jié)果的p值可以看出，所有的檢驗(yàn)都非常顯著，也就是說依次可獲得以下結(jié)論：消費(fèi)者價格指數(shù)及基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期均為糧食零售價格指數(shù)的格蘭杰因。糧食零售價格指數(shù)及基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期均為消費(fèi)者價格指數(shù)的格蘭杰因。糧食零售價格指數(shù)及消費(fèi)者價格指數(shù)均為基于消費(fèi)者預(yù)期指數(shù)的通脹預(yù)期的格蘭杰因。

結(jié)論

綜上所述，農(nóng)產(chǎn)品價格上漲對通脹預(yù)期的形成會造成正向的影響，而通脹預(yù)期會不斷積累并促使通貨膨脹的產(chǎn)生，所以當(dāng)務(wù)之急應(yīng)加強(qiáng)對通脹預(yù)期的管理，不僅要從穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格方面管理通脹預(yù)期，而且還應(yīng)該加強(qiáng)以科學(xué)引導(dǎo)社會輿論，引導(dǎo)民眾理性對待物價上漲，避免盲目跟隨錯誤信息，加劇通脹預(yù)期的形成。一方面農(nóng)產(chǎn)品是必需消費(fèi)品，相對來說消費(fèi)彈性較小，需求剛性較強(qiáng)，宏觀調(diào)控中抑制需求幾乎不可能，只能增加農(nóng)產(chǎn)品的供給，另一方面國家相關(guān)部門和農(nóng)產(chǎn)品相關(guān)的單位、協(xié)會、研究機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步完善相關(guān)指標(biāo)體系，以此來迅速、直觀的捕獲農(nóng)產(chǎn)品的市場信息。同時還應(yīng)考慮合理構(gòu)建通貨膨脹預(yù)期的指標(biāo)系，以此來補(bǔ)充完善我國現(xiàn)有的通貨膨脹預(yù)期衡量指標(biāo)缺乏的不足。當(dāng)前，我國只有諸如居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者價格指數(shù)（PPI）之類的反應(yīng)通貨膨脹率的指標(biāo)，而缺乏通貨膨脹預(yù)期的衡量指標(biāo)。因此，應(yīng)及時采取多種政策措施，中央銀行應(yīng)時刻關(guān)注物價水平、國內(nèi)外流動性等容易造成公眾通脹預(yù)期的因素，及時果斷地采取措施，制定合適的政策，并盡可能及時地披露其政策目標(biāo)，加強(qiáng)與公眾信息方面的溝通，增加貨幣政策的透明度預(yù)防通貨膨脹預(yù)期演化成為實(shí)際通貨膨脹。只有這樣，公眾才會通過自己所能掌握的信息對未來進(jìn)行理性預(yù)測。

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4.馬敬桂，黃普.農(nóng)產(chǎn)品價格對CPI和食品價格的沖擊效應(yīng)分析—基于VAR模型的實(shí)證分析[J].長江大學(xué)學(xué)報（自然科學(xué)版），2011（9）

5.宋國青.農(nóng)產(chǎn)品價格與通貨膨脹[G].北京大學(xué)國家發(fā)展研究院2008年夏季CCER中國經(jīng)濟(jì)觀察，2008（6）

6.羅永泰，李津.我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動對通貨膨脹的影響分析[J].上海金融，2010（7）

7.李會敏，國涓.農(nóng)產(chǎn)品價格波動與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證分析[J].遼寧經(jīng)濟(jì)，2005（5）

8.楊志海，王雅鵬.農(nóng)產(chǎn)品價格波動與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)與決策，2011（24）

9.連玉君，蘇治.融資約束，不確定性與上市公司投資效率[J].管理評論，2009，21（1）endprint