龔新蜀++張婧茹

摘要：根據(jù)2007年1月到2014年2月我國(guó)貨幣供應(yīng)量和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用向量自回歸方法分析了貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系。結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，貨幣供應(yīng)沖擊在5%置信水平上顯著；基于此，對(duì)穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格提出一些建議：短期應(yīng)該關(guān)注游資炒作和協(xié)調(diào)農(nóng)產(chǎn)品的供需；長(zhǎng)期應(yīng)該合理控制貨幣的供應(yīng)量和研究貨幣供給對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的傳導(dǎo)路徑。

關(guān)鍵詞：中國(guó)；貨幣供應(yīng)量；農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格；VAR模型

中圖分類號(hào)： F323.7文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A文章編號(hào)：1002-1302（2014）10-0398-03

收稿日期：2014-04-28

基金項(xiàng)目：新疆人文社會(huì)科學(xué)基金（編號(hào)：XJEDU020213B01）。

作者簡(jiǎn)介：龔新蜀（1964—），女，四川遂寧人，博士，教授，研究方向?yàn)榻?jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、區(qū)域經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展。

通信作者：張婧茹，碩士研究生，研究方向?yàn)楫a(chǎn)業(yè)組織理論。E-mail：zhangjingru0211@126.com。近年來(lái)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格持續(xù)波動(dòng)，受到社會(huì)廣泛關(guān)注。從2007年初到2013年末，大米、小麥、玉米價(jià)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(jià)格由3.58元/kg經(jīng)反復(fù)波動(dòng)上漲至4.72元/kg，漲幅為31.8%。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的報(bào)告，2014年1月我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）漲幅擴(kuò)大，主要是由食品價(jià)格特別是蔬菜價(jià)格大幅上漲帶動(dòng)的，這引起了社會(huì)各界對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格問(wèn)題的廣泛關(guān)注。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)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(zāi)害等內(nèi)在因素，還有國(guó)際市場(chǎng)、匯率、石油價(jià)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(jī)后，各國(guó)普遍采取寬松的貨幣政策應(yīng)對(duì)金融危機(jī)，我國(guó)實(shí)施強(qiáng)有力的貨幣擴(kuò)張政策，2007年廣義貨幣供給增加5.78萬(wàn)億元，同比增加 23.5%，2007—2013年貨幣供應(yīng)量的平均增幅為1828%。 上述分析結(jié)果似乎表明農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格可能受到貨幣供應(yīng)量的影響。那么，貨幣供給是否對(duì)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)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(xiàn)未能觸及的問(wèn)題。本研究剖析了貨幣供應(yīng)量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)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(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格持續(xù)波動(dòng)的現(xiàn)狀。

1文獻(xiàn)回顧

國(guó)外學(xué)者很早就開(kāi)展了貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格關(guān)系的研究。Barnett運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)的方法分別研究了美國(guó)狹義貨幣、廣義貨幣供給量對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的影響，認(rèn)為美國(guó)貨幣供給對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)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(jià)格變動(dòng)，但是美國(guó)貨幣供給的變化對(duì)其農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變動(dòng)的滯后影響是存在的，只是滯后期不確定[2]。后來(lái)Choe等運(yùn)用協(xié)整理論對(duì)貨幣供給和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明貨幣供給和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，短期內(nèi)貨幣供給對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響較非農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格更強(qiáng)烈[3]。Hye等運(yùn)用協(xié)整理論驗(yàn)證了印度1971—2007年貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系，結(jié)果表明貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格之間存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系[4]。另外，貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)在關(guān)于貨幣供給與價(jià)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(shí)才會(huì)出現(xiàn)物價(jià)水平持續(xù)上漲[5]。

在國(guó)外研究的基礎(chǔ)上，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行了大量研究。薛淑珍等指出，貨幣供應(yīng)量是影響我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的重要因素之一[6]。宋長(zhǎng)鳴運(yùn)用X-12-ARIMA及ARCH類模型探討貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜價(jià)格的影響，結(jié)果表明蔬菜價(jià)格變動(dòng)趨勢(shì)與貨幣供應(yīng)量緊密相連[7]。羅鋒等運(yùn)用VAR模型分析“入世”以來(lái)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的原因，結(jié)果表明貨幣供應(yīng)量是影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的較重要因素[8]。羅家宏根據(jù)1987—2008年數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖方程、方差分解的方法分析了貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系，結(jié)果表明兩者存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系，貨幣供應(yīng)量是農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲的主要原因[9]。

縱觀現(xiàn)有的文獻(xiàn)，在研究貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系時(shí)，大多數(shù)學(xué)者均指出貨幣供應(yīng)量是影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的主要因素，但沒(méi)有研究?jī)烧咧g的具體關(guān)系，或是根據(jù)年度數(shù)據(jù)來(lái)研究，眾所周知農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格和貨幣供應(yīng)量波動(dòng)頻繁，使用年度數(shù)據(jù)進(jìn)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(yīng)量和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行格蘭杰檢驗(yàn)，然后根據(jù)協(xié)整檢驗(yàn)、脈沖函數(shù)、方差分解等方法對(duì)貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

2貨幣沖擊與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的實(shí)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(yùn)用多方程聯(lián)立，其思想是利用內(nèi)生變量對(duì)其全部滯后項(xiàng)進(jìn)行回歸分析（OLS），得出內(nèi)生變量之間的關(guān)系。

本研究探討貨幣供應(yīng)量和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的長(zhǎng)期關(guān)系，因此選取2007年1月至2014年2月我國(guó)貨幣供應(yīng)量和農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的月度數(shù)據(jù)。農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格用農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價(jià)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(lái)源于農(nóng)業(yè)部。貨幣供應(yīng)量采用廣義貨幣供應(yīng)量M2表示，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?，將其轉(zhuǎn)化為以2000年為100的指數(shù)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。對(duì)每個(gè)變量分別取自然對(duì)數(shù)做平滑處理。

2.2平穩(wěn)性檢驗(yàn)

變量的平穩(wěn)性是VAR模型估計(jì)結(jié)果是否可靠的前提，在檢驗(yàn)變量間協(xié)整關(guān)系之前，首先采用ADF方法對(duì)時(shí)間序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。從表1可以看出，lnM2、lnP的ADF 統(tǒng)計(jì)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(jì)量都小于1%臨界值，說(shuō)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(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系，還須要對(duì)其進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)。

表1ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF統(tǒng)計(jì)量1%臨界值結(jié)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(guān)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(jì)結(jié)果不準(zhǔn)確，殘差之間存在嚴(yán)重的相關(guān)性；如果滯后期階數(shù)（K值）過(guò)大，影響參數(shù)估計(jì)結(jié)果，導(dǎo)致模型失效。筆者依據(jù)赤池消息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）等標(biāo)準(zhǔn)來(lái)確定檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖顑?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(yàn)

對(duì)系統(tǒng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和估計(jì)普遍采用E-G兩步法。在

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

3結(jié)論及建議

根據(jù)2007年1月至2014年2月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)、E-G 兩步法以及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法對(duì)貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明：（1）格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量變化會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化，即農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格受貨幣供應(yīng)量的影響；（2）長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格受貨幣供應(yīng)量影響顯著，由協(xié)整檢驗(yàn)可知，我國(guó)貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，當(dāng)貨幣供應(yīng)量（M2）增加1%時(shí)，在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲0.32%；（3）貨幣發(fā)行量變化在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格影響較小，脈沖響應(yīng)和方差分解函數(shù)表明，在第10期時(shí)貨幣供給沖擊能解釋5%的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)，隨著時(shí)間推移，其影響越來(lái)越大，但總體來(lái)說(shuō)貨幣供給不是影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的最主要原因，影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的主要原因值得進(jìn)一步探析，這對(duì)于抑制農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格大幅上漲具有重要意義。

貨幣擴(kuò)張政策的實(shí)施刺激了我國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，但也應(yīng)看到貨幣供應(yīng)量的大幅增加對(duì)物價(jià)的負(fù)面影響。這種負(fù)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(zhǎng)期來(lái)看，貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格有顯著的拉動(dòng)作用。因此，為了達(dá)到穩(wěn)定物價(jià)的目標(biāo)，如何控制貨幣發(fā)行量的適度性成為我國(guó)亟須解決的問(wèn)題。

本研究表明，貨幣供給對(duì)國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的短期作用不太明顯。短期內(nèi)應(yīng)關(guān)注其他因素對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響， 采取以下措施：（1）打擊游資炒作、哄抬物價(jià)的行為。游資作為一

種投機(jī)貨幣，在市場(chǎng)預(yù)期到農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格將要上漲時(shí)，投機(jī)者會(huì)在流通環(huán)節(jié)大肆囤貨，對(duì)于這種嚴(yán)重?cái)_亂市場(chǎng)的行為，應(yīng)該堅(jiān)決予以打擊。（2）做好農(nóng)產(chǎn)品供求關(guān)系調(diào)節(jié)工作。當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格大幅上漲時(shí)，可以根據(jù)實(shí)際情況向市場(chǎng)增加投放量，通過(guò)擴(kuò)大供給來(lái)抑制其價(jià)格上漲；當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格出現(xiàn)較大幅度下跌時(shí)，向市場(chǎng)收購(gòu)農(nóng)產(chǎn)品，通過(guò)減少供給來(lái)抑制其價(jià)格下跌。從長(zhǎng)期看，貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格具有協(xié)整關(guān)系，貨幣供給波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格有顯著影響。因此要實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格長(zhǎng)期穩(wěn)定，應(yīng)在貨幣政策方面采取以下措施：（1）控制貨幣供應(yīng)增速，盡早實(shí)現(xiàn)貨幣政策向“穩(wěn)健”方向真正轉(zhuǎn)型。如果貨幣供應(yīng)量超出了市場(chǎng)需求，不僅使農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上升，而且其他商品價(jià)格也會(huì)上漲，最終將可能導(dǎo)致通貨膨脹。（2）研究貨幣供應(yīng)量如何影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，即傳導(dǎo)路徑的選擇。借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家管理經(jīng)驗(yàn)，積極建立和完善農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)，利用期貨市場(chǎng)上的價(jià)格信息進(jìn)行宏觀調(diào)控。

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表1ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF統(tǒng)計(jì)量1%臨界值結(jié)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(guān)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(jì)結(jié)果不準(zhǔn)確，殘差之間存在嚴(yán)重的相關(guān)性；如果滯后期階數(shù)（K值）過(guò)大，影響參數(shù)估計(jì)結(jié)果，導(dǎo)致模型失效。筆者依據(jù)赤池消息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）等標(biāo)準(zhǔn)來(lái)確定檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖顑?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(yàn)

對(duì)系統(tǒng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和估計(jì)普遍采用E-G兩步法。在

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

3結(jié)論及建議

根據(jù)2007年1月至2014年2月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)、E-G 兩步法以及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法對(duì)貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明：（1）格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量變化會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化，即農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格受貨幣供應(yīng)量的影響；（2）長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格受貨幣供應(yīng)量影響顯著，由協(xié)整檢驗(yàn)可知，我國(guó)貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，當(dāng)貨幣供應(yīng)量（M2）增加1%時(shí)，在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲0.32%；（3）貨幣發(fā)行量變化在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格影響較小，脈沖響應(yīng)和方差分解函數(shù)表明，在第10期時(shí)貨幣供給沖擊能解釋5%的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)，隨著時(shí)間推移，其影響越來(lái)越大，但總體來(lái)說(shuō)貨幣供給不是影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的最主要原因，影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的主要原因值得進(jìn)一步探析，這對(duì)于抑制農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格大幅上漲具有重要意義。

貨幣擴(kuò)張政策的實(shí)施刺激了我國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，但也應(yīng)看到貨幣供應(yīng)量的大幅增加對(duì)物價(jià)的負(fù)面影響。這種負(fù)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(zhǎng)期來(lái)看，貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格有顯著的拉動(dòng)作用。因此，為了達(dá)到穩(wěn)定物價(jià)的目標(biāo)，如何控制貨幣發(fā)行量的適度性成為我國(guó)亟須解決的問(wèn)題。

本研究表明，貨幣供給對(duì)國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的短期作用不太明顯。短期內(nèi)應(yīng)關(guān)注其他因素對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響， 采取以下措施：（1）打擊游資炒作、哄抬物價(jià)的行為。游資作為一

種投機(jī)貨幣，在市場(chǎng)預(yù)期到農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格將要上漲時(shí)，投機(jī)者會(huì)在流通環(huán)節(jié)大肆囤貨，對(duì)于這種嚴(yán)重?cái)_亂市場(chǎng)的行為，應(yīng)該堅(jiān)決予以打擊。（2）做好農(nóng)產(chǎn)品供求關(guān)系調(diào)節(jié)工作。當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格大幅上漲時(shí)，可以根據(jù)實(shí)際情況向市場(chǎng)增加投放量，通過(guò)擴(kuò)大供給來(lái)抑制其價(jià)格上漲；當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格出現(xiàn)較大幅度下跌時(shí)，向市場(chǎng)收購(gòu)農(nóng)產(chǎn)品，通過(guò)減少供給來(lái)抑制其價(jià)格下跌。從長(zhǎng)期看，貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格具有協(xié)整關(guān)系，貨幣供給波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格有顯著影響。因此要實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格長(zhǎng)期穩(wěn)定，應(yīng)在貨幣政策方面采取以下措施：（1）控制貨幣供應(yīng)增速，盡早實(shí)現(xiàn)貨幣政策向“穩(wěn)健”方向真正轉(zhuǎn)型。如果貨幣供應(yīng)量超出了市場(chǎng)需求，不僅使農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上升，而且其他商品價(jià)格也會(huì)上漲，最終將可能導(dǎo)致通貨膨脹。（2）研究貨幣供應(yīng)量如何影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，即傳導(dǎo)路徑的選擇。借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家管理經(jīng)驗(yàn)，積極建立和完善農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)，利用期貨市場(chǎng)上的價(jià)格信息進(jìn)行宏觀調(diào)控。

參考文獻(xiàn)：

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

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[9]羅家宏. 我國(guó)貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格關(guān)系的實(shí)證分析[J]. 時(shí)代金融，2010（8）：39-40.

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

表1ADF檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF統(tǒng)計(jì)量1%臨界值結(jié)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(guān)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(jì)結(jié)果不準(zhǔn)確，殘差之間存在嚴(yán)重的相關(guān)性；如果滯后期階數(shù)（K值）過(guò)大，影響參數(shù)估計(jì)結(jié)果，導(dǎo)致模型失效。筆者依據(jù)赤池消息準(zhǔn)則（AIC）、施瓦茨準(zhǔn)則（SC）等標(biāo)準(zhǔn)來(lái)確定檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷淖顑?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(yàn)

對(duì)系統(tǒng)進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)和估計(jì)普遍采用E-G兩步法。在

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

3結(jié)論及建議

根據(jù)2007年1月至2014年2月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用格蘭杰因果檢驗(yàn)、E-G 兩步法以及脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解的方法對(duì)貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明：（1）格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果表明，貨幣供應(yīng)量變化會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化，即農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格受貨幣供應(yīng)量的影響；（2）長(zhǎng)期來(lái)看，農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格受貨幣供應(yīng)量影響顯著，由協(xié)整檢驗(yàn)可知，我國(guó)貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，當(dāng)貨幣供應(yīng)量（M2）增加1%時(shí)，在長(zhǎng)期內(nèi)會(huì)導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上漲0.32%；（3）貨幣發(fā)行量變化在短期內(nèi)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格影響較小，脈沖響應(yīng)和方差分解函數(shù)表明，在第10期時(shí)貨幣供給沖擊能解釋5%的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)，隨著時(shí)間推移，其影響越來(lái)越大，但總體來(lái)說(shuō)貨幣供給不是影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的最主要原因，影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的主要原因值得進(jìn)一步探析，這對(duì)于抑制農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格大幅上漲具有重要意義。

貨幣擴(kuò)張政策的實(shí)施刺激了我國(guó)經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，但也應(yīng)看到貨幣供應(yīng)量的大幅增加對(duì)物價(jià)的負(fù)面影響。這種負(fù)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(zhǎng)期來(lái)看，貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格有顯著的拉動(dòng)作用。因此，為了達(dá)到穩(wěn)定物價(jià)的目標(biāo)，如何控制貨幣發(fā)行量的適度性成為我國(guó)亟須解決的問(wèn)題。

本研究表明，貨幣供給對(duì)國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的短期作用不太明顯。短期內(nèi)應(yīng)關(guān)注其他因素對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的影響， 采取以下措施：（1）打擊游資炒作、哄抬物價(jià)的行為。游資作為一

種投機(jī)貨幣，在市場(chǎng)預(yù)期到農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格將要上漲時(shí)，投機(jī)者會(huì)在流通環(huán)節(jié)大肆囤貨，對(duì)于這種嚴(yán)重?cái)_亂市場(chǎng)的行為，應(yīng)該堅(jiān)決予以打擊。（2）做好農(nóng)產(chǎn)品供求關(guān)系調(diào)節(jié)工作。當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格大幅上漲時(shí)，可以根據(jù)實(shí)際情況向市場(chǎng)增加投放量，通過(guò)擴(kuò)大供給來(lái)抑制其價(jià)格上漲；當(dāng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格出現(xiàn)較大幅度下跌時(shí)，向市場(chǎng)收購(gòu)農(nóng)產(chǎn)品，通過(guò)減少供給來(lái)抑制其價(jià)格下跌。從長(zhǎng)期看，貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格具有協(xié)整關(guān)系，貨幣供給波動(dòng)對(duì)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格有顯著影響。因此要實(shí)現(xiàn)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格長(zhǎng)期穩(wěn)定，應(yīng)在貨幣政策方面采取以下措施：（1）控制貨幣供應(yīng)增速，盡早實(shí)現(xiàn)貨幣政策向“穩(wěn)健”方向真正轉(zhuǎn)型。如果貨幣供應(yīng)量超出了市場(chǎng)需求，不僅使農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上升，而且其他商品價(jià)格也會(huì)上漲，最終將可能導(dǎo)致通貨膨脹。（2）研究貨幣供應(yīng)量如何影響農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，即傳導(dǎo)路徑的選擇。借鑒發(fā)達(dá)國(guó)家管理經(jīng)驗(yàn)，積極建立和完善農(nóng)產(chǎn)品期貨市場(chǎng)，利用期貨市場(chǎng)上的價(jià)格信息進(jìn)行宏觀調(diào)控。

參考文獻(xiàn)：

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[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

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

[8]羅鋒，牛寶俊. 入世以來(lái)我國(guó)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)之原因考察[J]. 江西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011（5）：78-86.

[9]羅家宏. 我國(guó)貨幣供應(yīng)量與農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格關(guān)系的實(shí)證分析[J]. 時(shí)代金融，2010（8）：39-40.

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