我國糧價與通貨膨脹關(guān)系的協(xié)整分析

1、我國糧價與通貨膨脹關(guān)系的協(xié)整分析基于2001-2005年數(shù)據(jù)資料的實證研究摘要：本文利用2001-2005年CPI和批發(fā)糧價的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行協(xié)整分析，并構(gòu)建均衡修正模型，實證檢驗了二者的關(guān)系。實證結(jié)果說明無論長短期通貨膨脹對糧價都具有g(shù)ranger因果關(guān)系，驗證了通貨膨脹通過改變糧食市場參與主體的預(yù)期影響糧價的假說；在長期糧價對通貨膨脹具有g(shù)ranger因果關(guān)系，糧價長期高位運行會導(dǎo)致通貨膨脹，但在短期內(nèi)糧價對通貨膨脹的影響較弱，不支持糧價上漲短期內(nèi)即會引發(fā)通貨膨脹的觀點。關(guān)鍵詞：通貨膨脹;糧價;協(xié)整;均衡修正模型自2003年上半年我國原油、鋼材、水泥等原材料價格大幅上漲，10月份起主要糧食價格

2、開始大幅上漲，物價開始普遍上升，宏觀經(jīng)濟(jì)運行中蘊(yùn)藏著通貨膨脹的壓力。關(guān)于此次通貨膨脹的成因成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點問題，理論研究有兩種代表性觀點：一種觀點1-2認(rèn)為糧價是“百價之王”，糧價的上漲會引起相關(guān)產(chǎn)品價格、勞務(wù)工資的上升，繼而引起物價的全面上升，導(dǎo)致通貨膨脹。另一種觀點3認(rèn)為糧價上漲引發(fā)通貨膨脹需要同時具備體制性、資源性、外部性三個條件，而當(dāng)前糧價上升并不具備這三個條件，因此糧價不是引發(fā)通貨膨脹的原因。該種觀點還認(rèn)為原材料價格上漲帶動生產(chǎn)資料價格上升是導(dǎo)致通貨膨脹的直接原因。然而這兩種觀點都是基于傳統(tǒng)的規(guī)范分析，缺乏實證檢驗的有力支持，因此本文擬從實證的角度來分析此次糧價上漲和通貨膨脹的關(guān)

3、系。一、文獻(xiàn)回顧改革開放后至上世紀(jì)末，我國發(fā)生了三次大的糧食波動，每一次都伴隨著糧食價格的劇烈波動，對宏觀經(jīng)濟(jì)運行帶來巨大的影響，其中又以1993-1994年的那次影響最大。王濟(jì)民（1996）4通過1992-1994年分省的panel數(shù)據(jù)建立經(jīng)濟(jì)計量方程組，得出結(jié)論認(rèn)為上年通貨膨脹影響當(dāng)年糧價，當(dāng)年糧價影響當(dāng)年通貨膨脹，而當(dāng)年通貨膨脹又會繼續(xù)影響下一年糧價螺旋式上升的內(nèi)在因果關(guān)系。效果上通貨膨脹通過推動糧食成本（生產(chǎn)者和經(jīng)營者成本）上升，進(jìn)而形成對糧價的推動作用要遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于糧價對通貨膨脹的推動作用。盧鋒、彭凱翔（2002）5對1987-1999年糧價與商品零售價格指數(shù)之間的實證研究發(fā)現(xiàn)糧價和通貨

4、膨脹間存在長期均衡關(guān)系，通貨膨脹對糧價上漲具有g(shù)ranger意義上的因果關(guān)系，而不論長期和短期，糧價上漲都沒有領(lǐng)先于通貨膨脹，即糧價上漲對通貨膨脹不具有g(shù)ranger意義上的因果關(guān)系。研究還發(fā)現(xiàn)糧價上漲對通貨膨脹沖擊會過度調(diào)節(jié)，可能導(dǎo)致人們認(rèn)為糧價上漲引發(fā)通貨膨脹。孫希芳、牟春勝（2004）6對19802003數(shù)據(jù)資料的實證研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)通貨膨脹率上升，真實利率下降，從而農(nóng)戶糧食庫存增加，若沒有糧食供給量的同比例增加，糧食價格將會大幅上升。數(shù)億農(nóng)民存糧行為的疊加形成糧食市場的一個巨大蓄水池，通貨膨脹率發(fā)生變動會導(dǎo)致名義糧價同向調(diào)整，而且調(diào)整幅度會超過通貨膨脹率自身的變動，從而引起真實糧價的同向變化

5、。從以上采用不同方法的實證研究所得出的結(jié)論幾乎一致，那就是在我國通貨膨脹對糧價變化的影響要超過糧價對通貨膨脹的影響。然而需要注意的是在上世紀(jì)最后20年糧食價格存在著雙軌制，糧食流通體制改革兩度夭折，政府價格管制下的市場糧價不能代表真實的市場價格。如何將這個時期政府統(tǒng)購統(tǒng)銷價格、議購價格、保護(hù)價對市場價格的影響分離以得出真實市場糧價，有待進(jìn)一步研究。二、研究假設(shè)國內(nèi)具有代表性的通貨膨脹通過改變農(nóng)戶存糧行為影響真實糧價的觀點是由宋國青教授5提出，其分析思路主要有兩點：第一，當(dāng)通貨膨脹較高時，農(nóng)民對未來通貨膨脹預(yù)期也比較高，因而有動機(jī)增加持有具有保值功能的真實資產(chǎn)，由于農(nóng)戶在資產(chǎn)選擇上受到較多限制，

6、存糧是流動性較強(qiáng)且交易成本較低的真實資產(chǎn)，因而通貨膨脹預(yù)期較高時，農(nóng)戶會增加均衡意義上的存糧數(shù)量，并由此提升糧食供求緊缺度和相對價格；第二由于我國名義利率受到管制，且對通貨膨脹變動反應(yīng)滯后，因而真實利率與通貨膨脹存在顯著的反向關(guān)系，高通貨膨脹時期真實利率下降甚至變成負(fù)值，強(qiáng)化了農(nóng)戶通過增加存糧保值的動機(jī)。農(nóng)戶增加存糧行為無論從“囤積”還是“惜售”角度看，都減少了短期糧食市場供給并增加了短期需求，導(dǎo)致糧價上漲。由于其分析思路建立在市場行為主體具有套利動機(jī)的基本假設(shè)上，因而可以推廣到糧食流通領(lǐng)域的其它經(jīng)營主體。糧價上漲引起通貨膨脹的假說主要是基于隨著我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展，食物消費結(jié)構(gòu)升級，人口規(guī)模增大，對

7、糧食需求逐漸增加，糧食生產(chǎn)卻面臨著耕地減少的約束導(dǎo)致供給下降，同時進(jìn)口不可能無限制的擴(kuò)大，糧食供不應(yīng)求導(dǎo)致糧價上漲，相應(yīng)引起食物價格上升；食物支出在居民消費價格指數(shù)中占有較大比重，通過這樣的傳導(dǎo)機(jī)制引起居民消費價格指數(shù)升高，從邏輯上分析這種觀點在一定時期是成立的。以上這兩種假說并不是互斥的，在一定的時期它們可能同時成立。那種假說能更好地解釋2003年以來糧價和通貨膨脹之間的關(guān)系，正是本文進(jìn)行實證研究的目的。三、研究方法和數(shù)據(jù)選取為了實證分析通貨膨脹與糧價之間的關(guān)系，本文擬采用均衡修正模型的方法。首先需要檢驗這兩組時序變量之間是否存在協(xié)整關(guān)系；若是協(xié)整的，說明二者存在長期均衡關(guān)系并至少有一組因果

8、關(guān)系，然后即可構(gòu)建如下的均衡修正模型分析它們之間的因果關(guān)系。PG和P分別表示一般糧價和居民消費價格指數(shù)，d表示一階差分，R表示對具有協(xié)整關(guān)系的兩個變量的水平量作回歸所得的殘差項，i、j表示解釋變量的滯后期數(shù)。估計方程，如果為負(fù)且顯著，表示在長期關(guān)系上糧價對通貨膨脹具有g(shù)ranger因果關(guān)系，若有任意一個顯著，意味著短期關(guān)系上糧價對通貨膨脹具有g(shù)ranger因果關(guān)系；同樣的道理來解釋方程系數(shù)的含義。若、均顯著為負(fù)值，則表示糧價和通貨膨脹存在長期的雙向granger因果關(guān)系；若、都顯著，則表示糧價和通貨膨脹短期也存在雙向的granger因果關(guān)系。自我國設(shè)立糧食批發(fā)市場以來，現(xiàn)今糧食倉儲、經(jīng)營、加工

9、企業(yè)在市場中的地位日益重要。由于糧食企業(yè)相比農(nóng)戶具有較為充分全面的市場信息，可以深入研究分析宏觀經(jīng)濟(jì)運行狀況，對通貨膨脹和利率變動更為敏感；糧食企業(yè)生產(chǎn)成本的變動會影響在批發(fā)市場上價格的變動，進(jìn)而也會導(dǎo)致食品零售價格的變動。因此采用糧食批發(fā)價格代表一般糧價更能說明糧價和通貨膨脹之間的關(guān)系。為了避免價格雙軌制下對市場糧價的影響，本文的糧價采用2001-2005年我國主要糧食批發(fā)市場小麥、稻米、玉米三大糧食作物的月度數(shù)據(jù)，經(jīng)簡單算術(shù)平均計算得出糧食平均價格（PG，單位：元/千克）（圖1），數(shù)據(jù)來源于中華糧網(wǎng)。通貨膨脹采用2001-2005年的定基（基期定于2000年）居民消費價格指數(shù)（CPI）來表

10、示（圖2），數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局網(wǎng)站。圖1糧食平均價格變動趨勢圖圖2定基居民消費價格指數(shù)趨勢圖四、糧價與通貨膨脹之間關(guān)系的時間序列分析時間序列分析需要依次進(jìn)行如下的三個階段：對糧價和通貨膨脹數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗；若存在單位根，接著進(jìn)行協(xié)整性檢驗；若存在協(xié)整關(guān)系，利用均衡修正模型進(jìn)行分析。（一） 單位根檢驗首先對PG和CPI原始數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)處理，分別取對數(shù)用LPG和LCPI表示，以降低數(shù)據(jù)波動的影響。檢驗過程通過SAS系統(tǒng)的ARIMA過程實現(xiàn)，ADF檢驗結(jié)果表明LPG和LCPI均顯著非平穩(wěn)，存在單位根，但還不能說明它們就是單位根過程，需要進(jìn)一步對LPG和LCPI的差分進(jìn)行ADF檢驗。以為例，構(gòu)造如下

11、三種類型的方程：表1 差分變量的ADF檢驗類型延遲階數(shù)t統(tǒng)計量P<t統(tǒng)計量P<無常數(shù)項、無趨勢項01-7.99-4.92<.0001<.0001-3.92-4.300.0002<.0001有常數(shù)項、無趨勢項01-8.16-5.060.00010.0002-3.91-4.360.00340.0009有常數(shù)項、有趨勢項01-8.11-5.06<.00010.0006-3.88-4.320.01910.0059ADF檢驗的P值均顯著小于0.05，拒絕序列非平穩(wěn)的原假設(shè)。這表明經(jīng)對數(shù)差分后LPG和LCPI都是平穩(wěn)序列，二者都是單位根過程，即LCPII（1），LPGI

12、（1）。由于這兩個變量的階數(shù)相同，可能存在長期均衡關(guān)系，需要進(jìn)一步進(jìn)行協(xié)整性檢驗，以避免造成虛假回歸。（二） 協(xié)整檢驗對于兩個同樣具有單位根性質(zhì)的時序變量，可以用EG兩步法來檢驗它們之間是否具有協(xié)整關(guān)系。其基本思想是首先建立因變量和自變量之間的回歸模型，作OLS估計協(xié)整參數(shù)向量；然后對回歸殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，若殘差不具有單位根，拒絕非協(xié)整性零假設(shè)，從而認(rèn)為兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系。1、構(gòu)建LPG和LCPI之間的回歸模型（10.28） （3.88）調(diào)整后R2=0.9296 DW0.066，t為回歸模型中的趨勢變量，括號內(nèi)為參數(shù)估計對應(yīng)的t值，OLS回歸結(jié)果表明方程擬合的效果比較好，參數(shù)估計在0.

13、01顯著性水平下顯著，殘差項存在一階自相關(guān)。2、對上述方程的回歸殘差序列Rt進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，根據(jù)無常數(shù)項、無趨勢項模型延遲一階的ADF檢驗結(jié)果，t-2.02，P0.0419<0.05，認(rèn)為殘差序列平穩(wěn)。因此拒絕非協(xié)整性零假設(shè)，LPG和LCPI之間存在協(xié)整關(guān)系。（三） 均衡修正模型及結(jié)果解釋根據(jù)Granger表示定理，如果一組I（1）變量具有協(xié)整關(guān)系，那么一定可以表示為均衡修正模型的形式。在構(gòu)建均衡修正模型時，選擇滯后影響均為3期，對模型參數(shù)進(jìn)行回歸估計并剔除不顯著的滯后變量，最后所得模型如表2所示，它報告了LPG和LCPI均衡修正模型的參數(shù)估計值。表2 均衡修正模型參數(shù)估計消費物價LCP

14、I平均糧價LPG變量參數(shù)值t值Pvalue變量參數(shù)值t值PvalueRt-1-0.2430-2.770.0076Rt-1-0.0621-2.460.0174dLPGt-10.05811.780.0805dLCPIt-20.90982.220.0306dLPGt-10.91337.56<0.0001dLPGt-2-0.6065-4.070.0002dLPGt-30.39363.300.0018Adj R2=0.2264 DW=1.964Adj R2=0.5390 DW=2.016對均衡修正模型的結(jié)果有以下五點解釋：第一，兩個方程中Rt-1的參數(shù)估計值均為負(fù)，在5%水平下且都顯著，說明CPI

15、和糧價在長期存在雙向的Granger因果關(guān)系；第二，在短期CPI對糧價的影響顯著不為0，表明短期CPI對糧價也存在Granger因果關(guān)系；糧價滯后1期參數(shù)估計的P值為0.0581，在10%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)，可以認(rèn)為糧價對CPI在短期上也存在Granger因果關(guān)系；第三，在短期一般糧價對CPI有滯后1期影響，系數(shù)為0.0581表示一般糧價變動1，下1期的消費價格指數(shù)將同方向變動0.0581，由此看出批發(fā)糧價變動對通貨膨脹的傳導(dǎo)大致需1個月時間，但這種影響比較微弱；第四，CPI對糧價的影響主要體現(xiàn)在滯后2期上，參數(shù)估計為0.9098，它表示了批發(fā)糧價對滯后兩期CPI變動的彈性；第五，糧價滯

16、后1期、3期的參數(shù)估計為正，滯后2期參數(shù)估計為負(fù)，表示提前3期和1期的糧價波動對當(dāng)前糧價的沖擊為正，而前2期糧價的波動為負(fù)的沖擊。五、結(jié)論本文利用協(xié)整檢驗和均衡修正模型的方法對2001年至今的糧食批發(fā)價格和CPI時序數(shù)據(jù)進(jìn)行計量分析，從實證的角度再次論證了糧價和通貨膨脹之間的關(guān)系?？梢缘贸鲆韵聨c結(jié)論：（一）無論長期和短期通貨膨脹對糧價都具有Granger因果關(guān)系，驗證了在我國通貨膨脹會通過改變糧食經(jīng)營主體的預(yù)期進(jìn)而影響糧價的假說。消費價格指數(shù)滯后兩期影響顯著，它表明糧食經(jīng)營企業(yè)對通貨膨脹的變動作出反應(yīng)大致在兩個月時間。（二）糧價在長期對通貨膨脹的Granger因果關(guān)系顯著，說明糧價長期維持高

17、位運行會引起通貨膨脹；但在短期對通貨膨脹的影響較弱，實證檢驗的結(jié)果批評了認(rèn)為糧價上漲就會引起物價全面上升的觀點。（三）對糧食經(jīng)營企業(yè)來講，分析糧價的變動不僅要結(jié)合糧食市場的供求狀況，還要分析前一季度的價格走勢情況，同時還要將糧食市場放入宏觀經(jīng)濟(jì)中來考慮，密切關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)運行情況。（四）結(jié)合以上分析，可以認(rèn)為2003年10月份我國糧價開始上升不僅與糧食產(chǎn)量連續(xù)5年下降有關(guān)，還與上半年我國固定資產(chǎn)投資過熱，原材料、鋼材、能源等生產(chǎn)資料價格過快上漲，改變糧食經(jīng)營企業(yè)的通貨膨脹預(yù)期，進(jìn)而改變糧價有一定關(guān)系。但在短期糧價對通貨膨脹的影響較弱，通貨膨脹沒有進(jìn)一步放大，二者也沒有螺旋式上升。參考文獻(xiàn)：1廖英

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