龔新蜀++張婧茹

摘要：根據(jù)2007年1月到2014年2月我國貨幣供應量和農(nóng)產(chǎn)品價格月度數(shù)據(jù)，運用向量自回歸方法分析了貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系。結果表明，貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格存在長期穩(wěn)定的均衡關系，貨幣供應沖擊在5%置信水平上顯著；基于此，對穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格提出一些建議：短期應該關注游資炒作和協(xié)調(diào)農(nóng)產(chǎn)品的供需；長期應該合理控制貨幣的供應量和研究貨幣供給對農(nóng)產(chǎn)品價格的傳導路徑。

關鍵詞：中國；貨幣供應量；農(nóng)產(chǎn)品價格；VAR模型

中圖分類號： F323.7文獻標志碼： A文章編號：1002-1302（2014）10-0398-03

收稿日期：2014-04-28

基金項目：新疆人文社會科學基金（編號：XJEDU020213B01）。

作者簡介：龔新蜀（1964—），女，四川遂寧人，博士，教授，研究方向為經(jīng)濟結構與經(jīng)濟增長、區(qū)域經(jīng)濟合作與發(fā)展。

通信作者：張婧茹，碩士研究生，研究方向為產(chǎn)業(yè)組織理論。E-mail：zhangjingru0211@126.com。近年來我國農(nóng)產(chǎn)品價格持續(xù)波動，受到社會廣泛關注。從2007年初到2013年末，大米、小麥、玉米價格分別由2.99、153、1.54元/kg上漲至5.01、2.66、2.42元/kg，漲幅分別為676%、73.9%、57.1%。同期，大豆集貿(mào)價格由3.58元/kg經(jīng)反復波動上漲至4.72元/kg，漲幅為31.8%。根據(jù)國家統(tǒng)計局發(fā)布的報告，2014年1月我國居民消費價格指數(shù)（CPI）漲幅擴大，主要是由食品價格特別是蔬菜價格大幅上漲帶動的，這引起了社會各界對農(nóng)產(chǎn)品價格問題的廣泛關注。農(nóng)產(chǎn)品價格上漲受多方面因素影響，不僅有農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)成本上升、自然災害等內(nèi)在因素，還有國際市場、匯率、石油價格沖擊等外在因素，其中不能忽略的因素還有貨幣供給。2007年金融危機后，各國普遍采取寬松的貨幣政策應對金融危機，我國實施強有力的貨幣擴張政策，2007年廣義貨幣供給增加5.78萬億元，同比增加 23.5%，2007—2013年貨幣供應量的平均增幅為1828%。 上述分析結果似乎表明農(nóng)產(chǎn)品價格可能受到貨幣供應量的影響。那么，貨幣供給是否對我國農(nóng)產(chǎn)品價格具有顯著影響，如果有影響，該影響的程度怎樣？這都是現(xiàn)有文獻未能觸及的問題。本研究剖析了貨幣供應量對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響程度，并解釋產(chǎn)生這些現(xiàn)象背后的深層次原因，以期改變我國農(nóng)產(chǎn)品價格持續(xù)波動的現(xiàn)狀。

1文獻回顧

國外學者很早就開展了貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格關系的研究。Barnett運用格蘭杰因果檢驗的方法分別研究了美國狹義貨幣、廣義貨幣供給量對農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響，認為美國貨幣供給對農(nóng)產(chǎn)品價格水平?jīng)]有直接影響[1]。而Saunders研究表明，雖然不能發(fā)現(xiàn)廣義貨幣供給量是否直接影響農(nóng)產(chǎn)品價格變動，但是美國貨幣供給的變化對其農(nóng)產(chǎn)品價格變動的滯后影響是存在的，只是滯后期不確定[2]。后來Choe等運用協(xié)整理論對貨幣供給和農(nóng)產(chǎn)品價格進行了實證檢驗，結果表明貨幣供給和農(nóng)產(chǎn)品價格存在長期協(xié)整關系，短期內(nèi)貨幣供給對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響較非農(nóng)產(chǎn)品價格更強烈[3]。Hye等運用協(xié)整理論驗證了印度1971—2007年貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系，結果表明貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價格之間存在長期協(xié)整關系[4]。另外，貨幣經(jīng)濟學在關于貨幣供給與價格水平的研究方面給予了更多啟示，Mishkin 指出，只有貨幣供給量持續(xù)增加時才會出現(xiàn)物價水平持續(xù)上漲[5]。

在國外研究的基礎上，國內(nèi)學者對我國貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系進行了大量研究。薛淑珍等指出，貨幣供應量是影響我國農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的重要因素之一[6]。宋長鳴運用X-12-ARIMA及ARCH類模型探討貨幣供應量對蔬菜價格的影響，結果表明蔬菜價格變動趨勢與貨幣供應量緊密相連[7]。羅鋒等運用VAR模型分析“入世”以來我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動的原因，結果表明貨幣供應量是影響農(nóng)產(chǎn)品價格的較重要因素[8]。羅家宏根據(jù)1987—2008年數(shù)據(jù)，運用協(xié)整檢驗、脈沖方程、方差分解的方法分析了貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系，結果表明兩者存在長期協(xié)整關系，貨幣供應量是農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的主要原因[9]。

縱觀現(xiàn)有的文獻，在研究貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系時，大多數(shù)學者均指出貨幣供應量是影響農(nóng)產(chǎn)品價格波動的主要因素，但沒有研究兩者之間的具體關系，或是根據(jù)年度數(shù)據(jù)來研究，眾所周知農(nóng)產(chǎn)品價格和貨幣供應量波動頻繁，使用年度數(shù)據(jù)進行研究不夠精確。因此，本研究首先采用2007年1月至2014年2月貨幣供應量和農(nóng)產(chǎn)品價格的月度數(shù)據(jù)進行格蘭杰檢驗，然后根據(jù)協(xié)整檢驗、脈沖函數(shù)、方差分解等方法對貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系進行實證分析。

2貨幣沖擊與農(nóng)產(chǎn)品價格波動的實證分析

2.1模型介紹與數(shù)據(jù)處理

Sim在1980年提出向量自回歸模型（vector auto-regressive model，VAR模型）。該模型運用多方程聯(lián)立，其思想是利用內(nèi)生變量對其全部滯后項進行回歸分析（OLS），得出內(nèi)生變量之間的關系。

本研究探討貨幣供應量和農(nóng)產(chǎn)品價格的長期關系，因此選取2007年1月至2014年2月我國貨幣供應量和農(nóng)產(chǎn)品價格的月度數(shù)據(jù)。農(nóng)產(chǎn)品價格用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格指數(shù)P表示，采用的是以2000年為100的定基數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于農(nóng)業(yè)部。貨幣供應量采用廣義貨幣供應量M2表示，為了檢驗模型，將其轉化為以2000年為100的指數(shù)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于中國人民銀行網(wǎng)站。對每個變量分別取自然對數(shù)做平滑處理。

2.2平穩(wěn)性檢驗

變量的平穩(wěn)性是VAR模型估計結果是否可靠的前提，在檢驗變量間協(xié)整關系之前，首先采用ADF方法對時間序列進行平穩(wěn)性檢驗。從表1可以看出，lnM2、lnP的ADF 統(tǒng)計量都大于1%臨界值，表明序列是非平穩(wěn)的，存在單位根；而其一階差分序列的ADF 統(tǒng)計量都小于1%臨界值，說明序列是平穩(wěn)的，即原序列是一階單整序列。如果想得出lnP與lnM2是否還存在長期穩(wěn)定的均衡關系，還須要對其進行協(xié)整檢驗。

表1ADF檢驗結果

變量ADF統(tǒng)計量1%臨界值結論lnM2-0.809 4-3.519 1非平穩(wěn)ΔlnM2-3.550 5-3.522 9平穩(wěn)lnP-1.687 9-3.521 6非平穩(wěn)ΔlnP-7.906 6-3.521 6平穩(wěn)

2.3VAR模型最優(yōu)滯后期的確定

建立VAR模型的關鍵在于解釋變量最大滯后階數(shù)的確定。如果滯后期階數(shù)（K值）太小，參數(shù)估計結果不準確，殘差之間存在嚴重的相關性；如果滯后期階數(shù)（K值）過大，影響參數(shù)估計結果，導致模型失效。筆者依據(jù)赤池消息準則（AIC）、施瓦茨準則（SC）等標準來確定檢驗模型的最優(yōu)滯后期。由表2可知，VAR模型的最優(yōu)階數(shù)為2，因此可以建立VAR（2）模型。

2.4協(xié)整檢驗

對系統(tǒng)進行協(xié)整檢驗和估計普遍采用E-G兩步法。在

幣供應量進行方差分解可知，貨幣供給受到自身擾動的影響非常明顯，在第10期時穩(wěn)定值約為97%；農(nóng)產(chǎn)品價格對貨幣供應量的影響穩(wěn)定在3%左右。綜上，貨幣供給對農(nóng)產(chǎn)品價格有一定影響，但是解釋力度不夠，這與上述脈沖響應函數(shù)分析結果一致。

3結論及建議

根據(jù)2007年1月至2014年2月的月度數(shù)據(jù)，運用格蘭杰因果檢驗、E-G 兩步法以及脈沖響應函數(shù)和方差分解的方法對貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系進行了實證分析，結果表明：（1）格蘭杰因果檢驗結果表明，貨幣供應量變化會導致農(nóng)產(chǎn)品價格變化，即農(nóng)產(chǎn)品價格受貨幣供應量的影響；（2）長期來看，農(nóng)產(chǎn)品價格受貨幣供應量影響顯著，由協(xié)整檢驗可知，我國貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，當貨幣供應量（M2）增加1%時，在長期內(nèi)會導致農(nóng)產(chǎn)品價格上漲0.32%；（3）貨幣發(fā)行量變化在短期內(nèi)對農(nóng)產(chǎn)品價格影響較小，脈沖響應和方差分解函數(shù)表明，在第10期時貨幣供給沖擊能解釋5%的農(nóng)產(chǎn)品價格波動，隨著時間推移，其影響越來越大，但總體來說貨幣供給不是影響農(nóng)產(chǎn)品價格的最主要原因，影響農(nóng)產(chǎn)品價格波動的主要原因值得進一步探析，這對于抑制農(nóng)產(chǎn)品價格大幅上漲具有重要意義。

貨幣擴張政策的實施刺激了我國經(jīng)濟復蘇，但也應看到貨幣供應量的大幅增加對物價的負面影響。這種負面影響在短期內(nèi)不夠顯著，但不代表可以忽視這種影響的存在。從長期來看，貨幣供應量的增加對農(nóng)產(chǎn)品價格有顯著的拉動作用。因此，為了達到穩(wěn)定物價的目標，如何控制貨幣發(fā)行量的適度性成為我國亟須解決的問題。

本研究表明，貨幣供給對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的短期作用不太明顯。短期內(nèi)應關注其他因素對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響， 采取以下措施：（1）打擊游資炒作、哄抬物價的行為。游資作為一

種投機貨幣，在市場預期到農(nóng)產(chǎn)品價格將要上漲時，投機者會在流通環(huán)節(jié)大肆囤貨，對于這種嚴重擾亂市場的行為，應該堅決予以打擊。（2）做好農(nóng)產(chǎn)品供求關系調(diào)節(jié)工作。當農(nóng)產(chǎn)品價格大幅上漲時，可以根據(jù)實際情況向市場增加投放量，通過擴大供給來抑制其價格上漲；當農(nóng)產(chǎn)品價格出現(xiàn)較大幅度下跌時，向市場收購農(nóng)產(chǎn)品，通過減少供給來抑制其價格下跌。從長期看，貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格具有協(xié)整關系，貨幣供給波動對農(nóng)產(chǎn)品價格有顯著影響。因此要實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價格長期穩(wěn)定，應在貨幣政策方面采取以下措施：（1）控制貨幣供應增速，盡早實現(xiàn)貨幣政策向“穩(wěn)健”方向真正轉型。如果貨幣供應量超出了市場需求，不僅使農(nóng)產(chǎn)品價格上升，而且其他商品價格也會上漲，最終將可能導致通貨膨脹。（2）研究貨幣供應量如何影響農(nóng)產(chǎn)品價格，即傳導路徑的選擇。借鑒發(fā)達國家管理經(jīng)驗，積極建立和完善農(nóng)產(chǎn)品期貨市場，利用期貨市場上的價格信息進行宏觀調(diào)控。

參考文獻：

[1]Barnett R C. The money supply and nominal agricultural prices[J]. American Journal of Agricultural Economics，1983，65（2）：303-307.

[2]Saunders P J. Causality of U.S. agricultural prices and the money supply：further empirical evidence[J]. American Journal of Agricultural Economies，1988，70（3）：588-596.

[3]Choe Y C，Koo W W. Monetary impacts on prices in the short and long run：further results for the United States[J]. Journal of Agricultural and Resource Economics，1993，18（2）：211-224.

[4]Hye Q A. Food prices and money supply：a causality analysis for the Indian economy American-eurasian[J]. J Agric Environ Sci，2010（5）：187-202

[5]Mishkin F S. 貨幣金融學[M]. 鄭艷文，荊國勇，譯.北京：中國人民大學出版社，2011.

[6]薛淑珍，王保忠. 當前我國農(nóng)產(chǎn)品價格上漲原因及對策分析[J]. 價格理論與實踐，2008（8）：30-31.

[7]宋長鳴，李崇光. 季節(jié)調(diào)整后的蔬菜價格波動——兼論貨幣供應量的影響[J]. 統(tǒng)計與信息論壇，2012，27（3）：83-92.

[8]羅鋒，牛寶俊. 入世以來我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動之原因考察[J]. 江西財經(jīng)大學學報，2011（5）：78-86.

[9]羅家宏. 我國貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格關系的實證分析[J]. 時代金融，2010（8）：39-40.

[10]張大維，劉博，劉琪. EViews數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析教程[M]. 北京：清華大學出版社，2010.

表1ADF檢驗結果

變量ADF統(tǒng)計量1%臨界值結論lnM2-0.809 4-3.519 1非平穩(wěn)ΔlnM2-3.550 5-3.522 9平穩(wěn)lnP-1.687 9-3.521 6非平穩(wěn)ΔlnP-7.906 6-3.521 6平穩(wěn)

2.3VAR模型最優(yōu)滯后期的確定

建立VAR模型的關鍵在于解釋變量最大滯后階數(shù)的確定。如果滯后期階數(shù)（K值）太小，參數(shù)估計結果不準確，殘差之間存在嚴重的相關性；如果滯后期階數(shù)（K值）過大，影響參數(shù)估計結果，導致模型失效。筆者依據(jù)赤池消息準則（AIC）、施瓦茨準則（SC）等標準來確定檢驗模型的最優(yōu)滯后期。由表2可知，VAR模型的最優(yōu)階數(shù)為2，因此可以建立VAR（2）模型。

2.4協(xié)整檢驗

對系統(tǒng)進行協(xié)整檢驗和估計普遍采用E-G兩步法。在

幣供應量進行方差分解可知，貨幣供給受到自身擾動的影響非常明顯，在第10期時穩(wěn)定值約為97%；農(nóng)產(chǎn)品價格對貨幣供應量的影響穩(wěn)定在3%左右。綜上，貨幣供給對農(nóng)產(chǎn)品價格有一定影響，但是解釋力度不夠，這與上述脈沖響應函數(shù)分析結果一致。

3結論及建議

根據(jù)2007年1月至2014年2月的月度數(shù)據(jù)，運用格蘭杰因果檢驗、E-G 兩步法以及脈沖響應函數(shù)和方差分解的方法對貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系進行了實證分析，結果表明：（1）格蘭杰因果檢驗結果表明，貨幣供應量變化會導致農(nóng)產(chǎn)品價格變化，即農(nóng)產(chǎn)品價格受貨幣供應量的影響；（2）長期來看，農(nóng)產(chǎn)品價格受貨幣供應量影響顯著，由協(xié)整檢驗可知，我國貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，當貨幣供應量（M2）增加1%時，在長期內(nèi)會導致農(nóng)產(chǎn)品價格上漲0.32%；（3）貨幣發(fā)行量變化在短期內(nèi)對農(nóng)產(chǎn)品價格影響較小，脈沖響應和方差分解函數(shù)表明，在第10期時貨幣供給沖擊能解釋5%的農(nóng)產(chǎn)品價格波動，隨著時間推移，其影響越來越大，但總體來說貨幣供給不是影響農(nóng)產(chǎn)品價格的最主要原因，影響農(nóng)產(chǎn)品價格波動的主要原因值得進一步探析，這對于抑制農(nóng)產(chǎn)品價格大幅上漲具有重要意義。

貨幣擴張政策的實施刺激了我國經(jīng)濟復蘇，但也應看到貨幣供應量的大幅增加對物價的負面影響。這種負面影響在短期內(nèi)不夠顯著，但不代表可以忽視這種影響的存在。從長期來看，貨幣供應量的增加對農(nóng)產(chǎn)品價格有顯著的拉動作用。因此，為了達到穩(wěn)定物價的目標，如何控制貨幣發(fā)行量的適度性成為我國亟須解決的問題。

本研究表明，貨幣供給對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的短期作用不太明顯。短期內(nèi)應關注其他因素對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響， 采取以下措施：（1）打擊游資炒作、哄抬物價的行為。游資作為一

種投機貨幣，在市場預期到農(nóng)產(chǎn)品價格將要上漲時，投機者會在流通環(huán)節(jié)大肆囤貨，對于這種嚴重擾亂市場的行為，應該堅決予以打擊。（2）做好農(nóng)產(chǎn)品供求關系調(diào)節(jié)工作。當農(nóng)產(chǎn)品價格大幅上漲時，可以根據(jù)實際情況向市場增加投放量，通過擴大供給來抑制其價格上漲；當農(nóng)產(chǎn)品價格出現(xiàn)較大幅度下跌時，向市場收購農(nóng)產(chǎn)品，通過減少供給來抑制其價格下跌。從長期看，貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格具有協(xié)整關系，貨幣供給波動對農(nóng)產(chǎn)品價格有顯著影響。因此要實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價格長期穩(wěn)定，應在貨幣政策方面采取以下措施：（1）控制貨幣供應增速，盡早實現(xiàn)貨幣政策向“穩(wěn)健”方向真正轉型。如果貨幣供應量超出了市場需求，不僅使農(nóng)產(chǎn)品價格上升，而且其他商品價格也會上漲，最終將可能導致通貨膨脹。（2）研究貨幣供應量如何影響農(nóng)產(chǎn)品價格，即傳導路徑的選擇。借鑒發(fā)達國家管理經(jīng)驗，積極建立和完善農(nóng)產(chǎn)品期貨市場，利用期貨市場上的價格信息進行宏觀調(diào)控。

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[7]宋長鳴，李崇光. 季節(jié)調(diào)整后的蔬菜價格波動——兼論貨幣供應量的影響[J]. 統(tǒng)計與信息論壇，2012，27（3）：83-92.

[8]羅鋒，牛寶俊. 入世以來我國農(nóng)產(chǎn)品價格波動之原因考察[J]. 江西財經(jīng)大學學報，2011（5）：78-86.

[9]羅家宏. 我國貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格關系的實證分析[J]. 時代金融，2010（8）：39-40.

[10]張大維，劉博，劉琪. EViews數(shù)據(jù)統(tǒng)計與分析教程[M]. 北京：清華大學出版社，2010.

表1ADF檢驗結果

變量ADF統(tǒng)計量1%臨界值結論lnM2-0.809 4-3.519 1非平穩(wěn)ΔlnM2-3.550 5-3.522 9平穩(wěn)lnP-1.687 9-3.521 6非平穩(wěn)ΔlnP-7.906 6-3.521 6平穩(wěn)

2.3VAR模型最優(yōu)滯后期的確定

建立VAR模型的關鍵在于解釋變量最大滯后階數(shù)的確定。如果滯后期階數(shù)（K值）太小，參數(shù)估計結果不準確，殘差之間存在嚴重的相關性；如果滯后期階數(shù)（K值）過大，影響參數(shù)估計結果，導致模型失效。筆者依據(jù)赤池消息準則（AIC）、施瓦茨準則（SC）等標準來確定檢驗模型的最優(yōu)滯后期。由表2可知，VAR模型的最優(yōu)階數(shù)為2，因此可以建立VAR（2）模型。

2.4協(xié)整檢驗

對系統(tǒng)進行協(xié)整檢驗和估計普遍采用E-G兩步法。在

幣供應量進行方差分解可知，貨幣供給受到自身擾動的影響非常明顯，在第10期時穩(wěn)定值約為97%；農(nóng)產(chǎn)品價格對貨幣供應量的影響穩(wěn)定在3%左右。綜上，貨幣供給對農(nóng)產(chǎn)品價格有一定影響，但是解釋力度不夠，這與上述脈沖響應函數(shù)分析結果一致。

3結論及建議

根據(jù)2007年1月至2014年2月的月度數(shù)據(jù)，運用格蘭杰因果檢驗、E-G 兩步法以及脈沖響應函數(shù)和方差分解的方法對貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價格的關系進行了實證分析，結果表明：（1）格蘭杰因果檢驗結果表明，貨幣供應量變化會導致農(nóng)產(chǎn)品價格變化，即農(nóng)產(chǎn)品價格受貨幣供應量的影響；（2）長期來看，農(nóng)產(chǎn)品價格受貨幣供應量影響顯著，由協(xié)整檢驗可知，我國貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格存在長期穩(wěn)定的協(xié)整關系，當貨幣供應量（M2）增加1%時，在長期內(nèi)會導致農(nóng)產(chǎn)品價格上漲0.32%；（3）貨幣發(fā)行量變化在短期內(nèi)對農(nóng)產(chǎn)品價格影響較小，脈沖響應和方差分解函數(shù)表明，在第10期時貨幣供給沖擊能解釋5%的農(nóng)產(chǎn)品價格波動，隨著時間推移，其影響越來越大，但總體來說貨幣供給不是影響農(nóng)產(chǎn)品價格的最主要原因，影響農(nóng)產(chǎn)品價格波動的主要原因值得進一步探析，這對于抑制農(nóng)產(chǎn)品價格大幅上漲具有重要意義。

貨幣擴張政策的實施刺激了我國經(jīng)濟復蘇，但也應看到貨幣供應量的大幅增加對物價的負面影響。這種負面影響在短期內(nèi)不夠顯著，但不代表可以忽視這種影響的存在。從長期來看，貨幣供應量的增加對農(nóng)產(chǎn)品價格有顯著的拉動作用。因此，為了達到穩(wěn)定物價的目標，如何控制貨幣發(fā)行量的適度性成為我國亟須解決的問題。

本研究表明，貨幣供給對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的短期作用不太明顯。短期內(nèi)應關注其他因素對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響， 采取以下措施：（1）打擊游資炒作、哄抬物價的行為。游資作為一

種投機貨幣，在市場預期到農(nóng)產(chǎn)品價格將要上漲時，投機者會在流通環(huán)節(jié)大肆囤貨，對于這種嚴重擾亂市場的行為，應該堅決予以打擊。（2）做好農(nóng)產(chǎn)品供求關系調(diào)節(jié)工作。當農(nóng)產(chǎn)品價格大幅上漲時，可以根據(jù)實際情況向市場增加投放量，通過擴大供給來抑制其價格上漲；當農(nóng)產(chǎn)品價格出現(xiàn)較大幅度下跌時，向市場收購農(nóng)產(chǎn)品，通過減少供給來抑制其價格下跌。從長期看，貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格具有協(xié)整關系，貨幣供給波動對農(nóng)產(chǎn)品價格有顯著影響。因此要實現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價格長期穩(wěn)定，應在貨幣政策方面采取以下措施：（1）控制貨幣供應增速，盡早實現(xiàn)貨幣政策向“穩(wěn)健”方向真正轉型。如果貨幣供應量超出了市場需求，不僅使農(nóng)產(chǎn)品價格上升，而且其他商品價格也會上漲，最終將可能導致通貨膨脹。（2）研究貨幣供應量如何影響農(nóng)產(chǎn)品價格，即傳導路徑的選擇。借鑒發(fā)達國家管理經(jīng)驗，積極建立和完善農(nóng)產(chǎn)品期貨市場，利用期貨市場上的價格信息進行宏觀調(diào)控。

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