謝衛(wèi)衛(wèi)， 羅光強

(1.華中科技大學 經(jīng)濟學院， 湖北 武漢 430074；2.湖南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院， 湖南 長沙 410128)

貨幣政策沖擊對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響

謝衛(wèi)衛(wèi)1， 羅光強2

(1.華中科技大學 經(jīng)濟學院， 湖北 武漢 430074；2.湖南農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟學院， 湖南 長沙 410128)

基于農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說，考察了貨幣政策沖擊對中國農(nóng)產(chǎn)品價格的影響機理及效應。理論上，貨幣政策沖擊影響了農(nóng)產(chǎn)品的投機性需求，導致農(nóng)產(chǎn)品價格波動幅度大于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格。利用向量誤差修正模型得到的實證結(jié)果，支持了理論分析的基本觀點：短期內(nèi)，貨幣政策對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響主要是經(jīng)由需求渠道而非供給渠道，在貨幣沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格的波動幅度較大，并且波動的峰值超過了其新的均衡水平，即存在“超調(diào)”現(xiàn)象；但是，長期內(nèi)貨幣政策對價格的影響是中性的，農(nóng)產(chǎn)品價格最終趨于與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格相同的均衡水平。貨幣政策應盯住農(nóng)產(chǎn)品的長期價格水平，管控農(nóng)產(chǎn)品的投機性需求，以平抑農(nóng)產(chǎn)品價格波動。

貨幣政策； 農(nóng)產(chǎn)品價格； 農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格； 投機性需求

一、引言

近年來，農(nóng)產(chǎn)品市場價格的較大幅度波動引起了社會各界的關注。影響農(nóng)產(chǎn)品市場價格波動的因素有很多，其中一個重要因素是貨幣政策沖擊[1-2]。2008年國際金融危機爆發(fā)后，為了穩(wěn)定經(jīng)濟增長，中國政府推行了積極的貨幣政策，隨后貨幣供應量和農(nóng)產(chǎn)品價格都出現(xiàn)了快速增長。如圖1所示，2010年12月份的貨幣供應量M1比2008年9月份增長了71.2%；農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)從2008年11月份開始上漲，到2011年2月份時累積上漲了28.6%，并且從圖中可以看出農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的走勢與貨幣供應量M1的走勢基本一致。有不少學者通過計量分析指出，在此次農(nóng)產(chǎn)品價格上漲中寬松的貨幣政策扮演了重要角色[3-6]；并且，方鴻的研究發(fā)現(xiàn)在廣義貨幣供給沖擊下中國農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)價格比農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的反應更劇烈[7]。雖然上述文獻的研究結(jié)果都表明了貨幣政策沖擊會對中國農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生重要影響，但是并未厘清其影響機理。

國外關于貨幣政策是否會對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響，理論上存在著兩種截然不同的觀點：結(jié)構主義認為貨幣供給量是被動因素，只是伴隨農(nóng)產(chǎn)品價格上漲而增加，因而不會對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響；而貨幣主義認為貨幣供給量是推動名義農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的積極因素[8]。但是，美國在上世紀70、80年代早期分別出現(xiàn)了農(nóng)產(chǎn)品價格比其他商品價格上漲更快和下跌更快的現(xiàn)象，而在這兩個時期美國政府分別推行了緊縮性和擴張性的貨幣政策；這使得大多數(shù)學者傾向于認為貨幣政策會對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響，其中兩個代表性的觀點是Bordo[9]的合約期限假說和Frankel的農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說[10]。合約期限假說認為：農(nóng)產(chǎn)品是在成熟的競價市場上交易，屬于短期價格合約；而工業(yè)品是在消費者市場上交易，屬于長期的固定價格合約。因而，在貨幣沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格比工業(yè)品價格反應更快。農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說的基本觀點是：貨幣政策通過名義利率影響農(nóng)產(chǎn)品的投機性需求；在貨幣沖擊下，短期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格是可變的而工業(yè)品價格具有粘性，相比于工業(yè)品價格，農(nóng)產(chǎn)品價格調(diào)整更快，并且會超調(diào)其新的均衡水平。Lai et al.則進一步指出，貨幣政策沖擊是否導致農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)取決于債券與農(nóng)產(chǎn)品之間的資產(chǎn)替代程度[11]。

圖1 中國貨幣供應量(M1)和農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)(2008年9月—2011年9月)

同樣地，實證研究結(jié)論也存在分歧。Chambers的研究發(fā)現(xiàn)貨幣供給雖然不是引起農(nóng)產(chǎn)品價格上漲的最重要的因素，但是會對美國農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生顯著性作用；與工業(yè)部門相比，緊縮的貨幣政策在短期內(nèi)會降低美國農(nóng)產(chǎn)品的相對價格和農(nóng)業(yè)收入，從而對農(nóng)業(yè)部門產(chǎn)生不利影響[12]。針對美國、加拿大、新西蘭等國家的研究表明，在貨幣供給沖擊下，與工業(yè)品價格(或非農(nóng)產(chǎn)品價格)相比，短期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的反應速度更快，即在擴張性貨幣政策下更快上漲，在緊縮性貨幣政策下更快下跌；該結(jié)論支持了Bordo 的合約期限假說和Frankel的超調(diào)假說[13-17]。然而，Bessler利用巴西數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，貨幣沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格的反應速度并不比工業(yè)品價格更快[18]；Lapp則進一步指出名義貨幣供給增長率(無論是預期到還是未預期到)對農(nóng)產(chǎn)品的相對價格水平也沒有產(chǎn)生重要影響[19]。另外，Robertson & Orden的研究發(fā)現(xiàn)，沒有證據(jù)表明農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)會超調(diào)其新的均衡水平[20]。

綜上所述，可以得知：理論研究方面，Bordo的合約期限假說和Frankel的農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說都指出了貨幣政策沖擊會影響農(nóng)產(chǎn)品與工業(yè)品的相對價格水平，而超調(diào)假說進一步指出了農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)會超調(diào)其新的均衡值，因此超調(diào)假說在內(nèi)容上更為完善；而在實證研究方面，不同的文獻由于所采用的數(shù)據(jù)和模型設定上的不同，實證結(jié)果存在很大差異。大多數(shù)的國內(nèi)文獻在分析貨幣政策對中國農(nóng)產(chǎn)品價格的影響時，忽視了兩個重要內(nèi)容：一是貨幣政策影響農(nóng)產(chǎn)品價格波動的基本渠道；二是貨幣政策對農(nóng)產(chǎn)品價格的沖擊效應是短暫性的還是長久性的。本文基于Frankel的農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說，對上述兩個內(nèi)容進行探討：考察貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料之間的相對價格水平變化，以判斷貨幣政策是通過供給渠道還是需求渠道對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響；考察貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格從短期波動到長期均衡的動態(tài)調(diào)整路徑，以檢驗貨幣政策對農(nóng)產(chǎn)品價格的沖擊效應是否隨時間變化。

二、貨幣政策對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響機理分析：超調(diào)假說

農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說為本文分析貨幣政策沖擊對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響機理提供了一個很好的理論框架。該假說認為：貨幣政策沖擊通過名義利率影響農(nóng)產(chǎn)品的投機性需求，但是不會影響工業(yè)品價格，因此貨幣沖擊下農(nóng)產(chǎn)價格調(diào)整迅速而工業(yè)品價格調(diào)整緩慢；這說明了短期內(nèi)貨幣供給是非中性的，它影響了農(nóng)產(chǎn)品的相對價格水平；但是，長期內(nèi)貨幣供給是中性的，貨幣政策沖擊只是同等程度地改變了農(nóng)產(chǎn)品和工業(yè)品的名義價格，而不會影響其相對價格水平；農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)會超調(diào)其新的均衡值，以抵消名義利率對農(nóng)產(chǎn)品價格的影響。

如果根據(jù)超調(diào)假說在實證分析中直接考察貨幣政策沖擊對農(nóng)產(chǎn)品價格和工業(yè)品價格的影響，是無法判斷這種影響是源于需求沖擊還是供給沖擊。為了使后文的實證分析更具有針對性，本文用農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格來替代工業(yè)品價格：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料由工業(yè)部門生產(chǎn)，因而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與一般工業(yè)品價格具有相似的屬性；從供給的角度來看，農(nóng)產(chǎn)品價格由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、土地租金和勞動力成本等構成；一般情況下，貨幣政策沖擊并不會影響土地租金和勞動力成本，也就是說貨幣政策沖擊只能通過農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格變動對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響。因此，我們可以通過比較貨幣沖擊下農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與農(nóng)產(chǎn)品價格的變化幅度，來判定貨幣政策主要是需求渠道還是供給渠道對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響：當農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的變化幅度小于農(nóng)產(chǎn)品價格時，表明從供給的角度(農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格)不足以解釋農(nóng)產(chǎn)品價格變化，則可以推斷出貨幣沖擊主要是通過需求渠道對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響。

根據(jù)以上分析，本文結(jié)合Frankel的研究[21]，對農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說作出適當調(diào)整。首先假定：(1)在一個(封閉)經(jīng)濟體中，存在兩類商品價格——農(nóng)產(chǎn)品價格和工業(yè)品價格，而工業(yè)品價格由農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格和其他工業(yè)品價格組成；并且在貨幣供給沖擊下，農(nóng)產(chǎn)品價格調(diào)整迅速，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格和其他工業(yè)品價格調(diào)整緩慢；(2)市場參與者的預期是理性的。其次，商品市場和貨幣市場中各變量間的關系由方程式(2.1)～(2.5)給出。

(2.1)

商品市場(長期)：

(2.2)

其中，Px=Pm或Pi

(2.3)

貨幣市場：

m-p=φy-λi

(2.4)

p=αpm+γpi+(1-β)pa；其中，α+γ=β

(2.5)

說明：Pa、Pm、Pi、m、P、y分別指農(nóng)產(chǎn)品價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、其他工業(yè)品價格、名義貨幣供給量、價格水平、總產(chǎn)出，并且這五個變量都是自然對數(shù)形式；i、c、u分別是指名義利率、便利收益、預期的長期通貨膨脹率。

但是為什么套利行為發(fā)生在農(nóng)產(chǎn)品市場而不是工業(yè)品市場？這需要考察農(nóng)產(chǎn)品和工業(yè)品的市場供給與需求彈性。對于農(nóng)產(chǎn)品而言，由于生產(chǎn)的周期性，短期內(nèi)并不能增加市場供給，并且農(nóng)產(chǎn)品的需求彈性小，短期內(nèi)普通消費者的市場需求不會發(fā)生變化；當擴張性貨幣政策引起投機性需求增加時，農(nóng)產(chǎn)品的市場總需求增加，而供給不變，因而農(nóng)產(chǎn)品價格會上漲，投機者可以從中套利。而對于一般的工業(yè)品而言，需求彈性相對較大，并且由于是流水線生產(chǎn)，短期內(nèi)是能夠增加市場供給量；當投機性需求增加時，市場供給也會增加，價格保持不變，因而投機者無法進行套利。但是，原油、鐵礦石、有色金屬等大宗商品具有與農(nóng)產(chǎn)品類似的供需特點，因而也存在套利交易。事實上，在套利交易的主要場所——各國的期貨交易所，大宗商品是主要的交易品種。

(2.6)

(2.4)式和(2.5)式是貨幣市場均衡。本文假定貨幣市場服從簡單的凱恩斯貨幣市場均衡，即實際貨幣供給(m-p)是國民收入y的增函數(shù)，同時是名義利率i的減函數(shù)；并假定整體價格水平P是農(nóng)產(chǎn)品價格Pa、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格Pm和其他工業(yè)品價格Pi的加權平均和，并分別賦予權重1-β、α和γ?，F(xiàn)將(2.5)式代入(2.4)式可得：

m-[αpm+γpi+(1-β)pa]=φy-λi

(2.7)

(2.8)

將(2.3)(2.6)(2.8)式代入(2.1)式可得：

i=-θ[pa-(m*-φy*+λi*)]+u+c

(2.9)

由于短期內(nèi)總產(chǎn)出、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格和其他工業(yè)品價格對貨幣沖擊不會作出反應，并且長期的潛在產(chǎn)出是固定的，因此分別對(2.7)式和(2.9)式兩邊取差分可得到：

Δm-(1-β)Δpa=-λΔi

(2.10)

Δi=-θΔpa+θΔm+(1+θλ)Δu

(2.11)

將(2.10)式和(2.11)式聯(lián)立可得：

(2.12)

從上文的推導過程來看，農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說的核心內(nèi)容可以歸納如下：貨幣政策沖擊對名義利率產(chǎn)生影響((2.4)式)，名義利率影響了農(nóng)產(chǎn)品的投機性需求進而影響到農(nóng)產(chǎn)品價格((2.1)式)，但是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格只對相對價格和實際利率變化作出反應((2.2)式)；因而貨幣沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格比農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格調(diào)整更快；然而在假定貨幣供給在長期內(nèi)是中性的情況下，(2.8)式表明了長期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料會趨于相同的價格水平；(2.12)式則表明了農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)會超調(diào)其新的均衡值?？梢杂脠D2直觀地描述農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)的核心內(nèi)容：假定貨幣、農(nóng)產(chǎn)品價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格三者指數(shù)在起始時刻都為100個單位，在T0時刻，貨幣指數(shù)突然增加50個單位，達到B點水平；在此貨幣沖擊下，農(nóng)產(chǎn)品價格指數(shù)在短期內(nèi)(T0→T1)會出現(xiàn)過度調(diào)整，迅速到達C點(170)，隨后指數(shù)才逐步回落新的均衡水平(150)；而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)則是緩慢地上升到新的均衡水平。

圖2 農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)

三、計量模型、數(shù)據(jù)來源及相關檢驗

(一)計量模型

根據(jù)上文農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說的主要結(jié)論，本文的實證模型需要考察兩個內(nèi)容：(1)在貨幣政策沖擊下，短期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格的調(diào)整速度是否快于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的調(diào)整速度；長期內(nèi)，農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格是否處于相同的均衡水平。(2)貨幣政策沖擊是否會導致農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)出現(xiàn)超調(diào)現(xiàn)象。從現(xiàn)有的計量模型來看，向量誤差修正模型(VEC)可以同時考察上述兩個內(nèi)容。因此本文選擇VEC模型作為實證分析模型，模型具體構建如下：

ecm1t-1=lnpat-1-π1-θ1lnmt-1

(3.1)

ecm2t-1=lnpmt-1-π2-θ2lnmt-1

(3.2)

(3.3)

(3.4)

(3.5)

說明：在(3.1)～(3.5)中，ΔlnPat、ΔlnPmt、Δlnmt分別表示農(nóng)產(chǎn)品價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、名義貨幣供應量的自然對數(shù)的一階差分；t是時間，k是變量的滯后階數(shù)，μ是隨機誤差項，ecm是誤差修正項，π、θ、α、β、δ、λ為待估參數(shù)。

本文的VEC模型由方程式(3.1)～(3.5)組成，其中(3.1)～(3.2)是協(xié)整方程組，反映變量間的長期均衡關系；(3.3)～(3.5)是誤差修正方程組，揭示變量間的短期變化關系。

協(xié)整方程(3.1)和(3.2)分別刻畫了農(nóng)產(chǎn)品價格與名義貨幣供給量、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與名義貨幣供給量之間的長期整合程度。如果θ1=θ2，則表明在貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料在長期內(nèi)會趨于相同的價格水平，即貨幣供給在長期內(nèi)是嚴格中性的；如果θ1≠θ2，則表明名義貨幣供給對農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的長期影響程度存在差異。

對于誤差修正方程組，本文關注的是(3.3)和(3.4)中兩個參數(shù)λ11和λ22，它們反映了貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的調(diào)整速度；由于它們體現(xiàn)的是一種反向調(diào)節(jié)作用，因而其數(shù)值都小于0。λ11刻畫的是名義貨幣供給與農(nóng)產(chǎn)品價格的長期均衡(ecm1t-1)對農(nóng)產(chǎn)品價格短期變化的影響大小，其具體含義是當貨幣政策沖擊使得農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)偏離其長期均衡時，農(nóng)產(chǎn)品價格會以平均速率|λ11|向其長期均衡靠攏。|λ|越大則說明價格在短期內(nèi)對其長期均衡的偏離程度越大，從而表明受到貨幣沖擊的影響程度也越大。另外，若在貨幣政策沖擊下，農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)的平均調(diào)整速率明顯大于其在長期均衡時的變化率，即當|λ11|>θ1時，則可認為農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)存在超調(diào)現(xiàn)象。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文實證分析中所涉及的三個變量農(nóng)產(chǎn)品價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格、名義貨幣供給量分別采用的是農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)、狹義貨幣供給量M1期末值。農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于中國農(nóng)業(yè)部的“全國農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場價格信息系統(tǒng)”；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格指數(shù)的數(shù)據(jù)來源于《中國經(jīng)濟景氣月報》；狹義貨幣供給量M1的數(shù)據(jù)來源于中國國家統(tǒng)計局。三個變量都采用的是月份數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2005年1月至2016年12月*全國農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)市場價格信息系統(tǒng)從2017年1月1日起停止發(fā)布“農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格指數(shù)”，同時發(fā)布了新的指數(shù)“農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價格200指數(shù)”，這兩個指數(shù)之間存在較大的差異；為了保證數(shù)據(jù)的連貫性和平衡性，本文將樣本范圍截止到2016年12月。。

(三)模型的相關檢驗

向量誤差修正模型(VEC)是具有協(xié)整約束的向量自回歸模型(VAR)，在構建VEC模型時需要進行如下步驟：檢驗變量是否平穩(wěn)；確定VEC模型的滯后階數(shù)；檢驗變量間的因果關系，確定變量是否為內(nèi)生變量；對變量進行協(xié)整檢驗，確定變量間存在幾個協(xié)整關系。

1、變量的平穩(wěn)性檢驗。VEC模型要求變量是同階單整；由表1可知變量lnPat、lnPmt和lnmt是非平穩(wěn)的，但它們的一階差分都是平穩(wěn)的，因此這三個變量是一階單整的，符合VEC模型的要求。

表1 變量的平穩(wěn)性檢驗結(jié)果

注：Δ表示一階差分；P值是采用MacKinnon提供的計算方法而得到[22]。

2、確定模型滯后階數(shù)。由表2可知，有3個準則(FPE、SC、HQ)確定模型的滯后階數(shù)為2，準則LR和AIC確定模型的滯后階數(shù)分別為4和5，滯后階數(shù)越大對模型的自由度損失越大，考慮到本文的樣本量不是很大，因此將VAR模型的滯后階數(shù)確定為2，則VEC模型的滯后階數(shù)為1(VEC模型的滯后階數(shù)等于VAR模型的滯后階數(shù)減去1)。并且，當VAR模型的滯后階數(shù)為2時，圖3顯示其AR特征多項式單位根的倒數(shù)都位于單位圓內(nèi)，因此該VAR模型是穩(wěn)定的。

3、變量間的因果關系檢驗。由表3可知，在5%的顯著性水平下，各個變量的聯(lián)合檢驗都拒絕了原假設，因此變量lnPat、lnPmt和lnmt在VEC模型中都是內(nèi)生變量。

4、協(xié)整檢驗。從Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果來看(表4)，在0.05的顯著性水平下，兩個檢驗方法跡檢驗和最大特征根檢驗都拒絕了最多1個協(xié)整關系的原假設，而無法拒絕最多2個協(xié)整關系的原假設，因此可以判定農(nóng)產(chǎn)品價格、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格與貨幣供應量之間存在著2個協(xié)整關系。

表2 VAR模型滯后階數(shù)檢驗結(jié)果

注：☆表示按相應準則確定的滯后階數(shù)；每個準則的統(tǒng)計量值都是在5%的顯著性水平下進行檢驗。

圖3 AR特征多項式單位根的倒數(shù)的分布圖

lnPatlnPmtlnmtlnPat—0．021??0．015??lnPmt0．001???—0．556lnmt0．000???0．364—聯(lián)合檢驗0．000???0．000???0．012??

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平下拒絕原假設(表中的數(shù)值為P值)；原假設是解釋變量不能Granger引起被解釋變量，比如對于被解釋變量lnPa，解釋變量lnPmt和lnmt的聯(lián)合檢驗在1%的顯著性水平下拒絕原假設，即變量lnPmt、lnmt能同時Granger引起lnPat，說明lnPat是內(nèi)生變量。

表4 Johansen協(xié)整檢驗結(jié)果

注：☆表示在0.05的顯著性水平下拒絕原假設；P值是采用MacKinnon等提供的計算方法而得到[23]。

四、模型的估計結(jié)果與分析

考慮到農(nóng)產(chǎn)品價格在2007年6月份至2008年1月份出現(xiàn)的暴漲現(xiàn)象，可能會對模型估計結(jié)果產(chǎn)生重要影響，因此本文對全樣本區(qū)間(2005年1月至2016年12月)和分樣本區(qū)間(2008年2月至2016年12月)分別進行了估計，并將估計結(jié)果進行了對比。在表5中，全樣本中的誤差修正項ecm2t-1是弱平穩(wěn)的，而分樣本中的誤差修正項ecm2t-1是平穩(wěn)的；因此與全樣本相比，分樣本的估計結(jié)果在統(tǒng)計上更為穩(wěn)定。但整體來看，參數(shù)的估計結(jié)果在全樣本與分樣本中并沒有出現(xiàn)很大的差異，雖然參數(shù)在數(shù)值上有較小的變化，但是參數(shù)的符號方向與統(tǒng)計的顯著性水平是一致的；這反映了本文的估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

(一)貨幣政策沖擊對農(nóng)產(chǎn)品相對價格水平的影響

從協(xié)整方程組的估計結(jié)果(表5)來看，當名義貨幣供給量增加1%時，農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格分別上漲0.345%和0.286%(全樣本)、0.308%和0.203%(分樣本)；這說明了長期內(nèi)名義貨幣供給量對農(nóng)產(chǎn)品價格的平均影響程度要大于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格。但是0.308/0.203>0.345/0.286，即分樣本中農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的比值要大于全樣本，這反映了貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料間的平均相對價格水平在長期內(nèi)會呈縮小的趨勢。

由誤差修正方程組的估計結(jié)果(表6)可以得知，貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格的調(diào)整速度要明顯快于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的調(diào)整速度，具體而言農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的調(diào)整速度(即ecm1t-1和ecm2t-1的系數(shù)的絕對值λ11和λ22)分別是0.547和0.018(全樣本)、0.604和0.035(分樣本)，即農(nóng)產(chǎn)品價格的調(diào)整速度是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料的17～30倍。這表明貨幣政策在短期內(nèi)影響了農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料之間的相對價格水平；同時也反映了貨幣政策沖擊對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格(即供給渠道)的影響無法解釋農(nóng)產(chǎn)品價格的變化，因此可以推斷出貨幣政策主要是通過需求渠道對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響。

表5 協(xié)整方程組的估計結(jié)果

注：*、**、***分別表示參數(shù)在10%、5%、1%的水平上通過顯著性檢驗，括號內(nèi)是參數(shù)的標準誤差(表6的解釋與此相同)；☆此處的平穩(wěn)性判斷是基于PP檢驗，ecm1t-1和ecm2t-1的PP檢驗統(tǒng)計量所對應的P值分別為0.005和0.079(全樣本)，0.003和0.036(分樣本)。 將方程式ecm1t-1=lnPat-1- 0.345×lnmt-1- 0.706轉(zhuǎn)換成lnPat-1=ecm1t-1+ 0.345×lnmt-1+ 0.706，能夠直觀地反映出貨幣供應量與農(nóng)產(chǎn)品價格之間協(xié)整關系。

將表5和表6結(jié)合起來考察，可以發(fā)現(xiàn)貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)的調(diào)整速度要大于在長期內(nèi)的平均變化程度，即0.547>0.345(全樣本)、0.604>0.308(分樣本)，而農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的變化情況則相反。因而，我們可以推斷出貨幣政策沖擊下中國農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)出現(xiàn)了過度調(diào)整以至于超過了其新的均衡水平，即存在“超調(diào)”現(xiàn)象。

表6 誤差修正方程組的估計結(jié)果

另外，全樣本中的λ22在統(tǒng)計上是弱顯著的，這可能是由于變量ecm2t-1的弱平穩(wěn)性所導致的。滯后一期的名義貨幣供給量增長率對農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的影響系數(shù)分別為0.183和-0.029(全樣本)、0.171和-0.025(分樣本)，但在統(tǒng)計上都是不顯著；這可能是由于誤差修正項中已經(jīng)含有貨幣供給變量lnmt-1而削弱了變量Δlnmt-1的解釋力。

(二)貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格的動態(tài)調(diào)整

接下來本文利用脈沖響應函數(shù)圖來觀察貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格隨時間的動態(tài)變化過程。圖4展示了在初始時刻給定一個標準差新息的貨幣供給沖擊后，農(nóng)產(chǎn)品價格和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格在24個時期里的響應路徑：農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)迅速上漲，并在第2個時期達到峰值，隨后快速下降到達谷底(第5個時期)，而后經(jīng)過4個時期的回調(diào)，在第9期逐步趨于均衡水平值；相比于農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)的大幅度波動，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格則是逐步上升到均衡水平。

注：_A表示全樣本的脈沖響應函數(shù)輸出值；_S表示分樣本的脈沖響應函數(shù)輸出值。

從調(diào)整速度來看，農(nóng)產(chǎn)品價格的調(diào)整速度要明顯快于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，并且先于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格達到新的均衡水平，表明貨幣政策在短期內(nèi)并非中性，影響了農(nóng)產(chǎn)品與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料之間的相對價格水平。從均衡水平值來看，農(nóng)產(chǎn)品價格的均衡水平要略高于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，但是兩者之間的差距呈縮小的趨勢(特別是全樣本期內(nèi))，表明長期內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格會趨于相同的均衡水平，因而本文不能否定貨幣政策在長期內(nèi)是中性的。農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)的峰值大于均衡水平值，表明在貨幣沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)出現(xiàn)了過度調(diào)整，“超調(diào)”了其新的均衡水平。總體而言，脈沖響應函數(shù)分析與表5和表6的估計結(jié)果是一致的，并且基本吻合了農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說的主要結(jié)論。

(三)進一步討論

1、貨幣政策影響農(nóng)產(chǎn)品價格的途徑。農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說指出，投機者在農(nóng)產(chǎn)品市場與貨幣市場之間的套利行為是貨幣政策影響農(nóng)產(chǎn)品價格的關鍵條件：當貨幣供給量增加，利率降低時，資金的占用成本會降低，同時資本的收益率會降低，農(nóng)產(chǎn)品期貨的預期價格會升高，則投機者會增加對農(nóng)產(chǎn)品的庫存需求，從而推動農(nóng)產(chǎn)品價格上漲；也就是說利率與農(nóng)產(chǎn)品庫存需求呈負相關；由于中國農(nóng)產(chǎn)品庫存數(shù)據(jù)難以獲得，本文并未能直接證實這一點，而是證實了貨幣政策主要通過需求渠道影響農(nóng)產(chǎn)品價格。不過，F(xiàn)rankel利用美國原油、小麥、大豆、玉米等11種大宗商品的相關數(shù)據(jù)證實了市場利率與商品庫存需求呈負相關[21]；鄭尊信和徐曉光利用上海期貨交易所的銅、鋁、鋅等有色金屬期貨數(shù)據(jù)，也證明了市場利率影響了投機者的資金占用成本，從而對商品庫存需求產(chǎn)生負向作用；這些研究結(jié)果佐證了貨幣政策是通過利率途徑影響到投機者對農(nóng)產(chǎn)品的庫存需求，進而影響到農(nóng)產(chǎn)品價格波動[24]。

2、農(nóng)產(chǎn)品價格的“超調(diào)”現(xiàn)象。本文的實證結(jié)果表明貨幣政策沖擊下中國農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)存在“超調(diào)”現(xiàn)象，這與超調(diào)假說的主要結(jié)論是一致的。超調(diào)假說認為：擴張性的貨幣政策導致名義利率較低時，農(nóng)產(chǎn)品的預期價格會上漲，從而投機性需求增加，農(nóng)產(chǎn)品價格上漲；只有當農(nóng)產(chǎn)品價格上漲到超過其新的均衡水平時，農(nóng)產(chǎn)品的預期價格才會下跌，從而投機性需求減少，農(nóng)產(chǎn)品價格向均衡水平回落；也就是說農(nóng)產(chǎn)品價格“超調(diào)”是為了抵消低名義利率所導致的農(nóng)產(chǎn)品價格上漲預期。但是圖3中，在貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格先是暴漲到峰值接著暴跌到谷值然后才回到均衡水平；這表明在信息不充分的情況下，投機者的預期并非完全理性，并且具有很強的從眾性，即所謂的“羊群效應”，從而導致投機性需求在短期內(nèi)大幅度變化。

五、結(jié)論與政策啟示

本文基于農(nóng)產(chǎn)品價格超調(diào)假說，從兩個方面考察了中國的貨幣政策沖擊對農(nóng)產(chǎn)品價格波動的影響：一是貨幣政策影響農(nóng)產(chǎn)品價格波動的主要途徑；二是貨幣政策沖擊對農(nóng)產(chǎn)品價格的短期與長期影響效應。超調(diào)假說指出：貨幣政策通過名義利率變化影響到農(nóng)產(chǎn)品的投機性需求，進而影響到農(nóng)產(chǎn)品價格波動；短期內(nèi)，貨幣政策沖擊會導致農(nóng)產(chǎn)品價格“超調(diào)”其新的均衡水平；但是長期內(nèi)貨幣是中性的，農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格會處于相同的均衡水平。本文的實證結(jié)果支持了上述的理論分析：(1)貨幣政策在短期內(nèi)并非中性，它影響了農(nóng)產(chǎn)品的相對價格水平，在貨幣沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格的平均調(diào)整速度是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的17～30倍，因而可以推斷出貨幣政策主要是通過需求因素對農(nóng)產(chǎn)品價格產(chǎn)生影響；(2)雖然貨幣政策對農(nóng)產(chǎn)品價格的平均影響程度要大于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，但是從動態(tài)趨勢來看，農(nóng)產(chǎn)品價格與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格最終趨于相同的均衡水平，因而無法否定貨幣供給在長期內(nèi)是中性的；(3)貨幣政策沖擊下農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)會出現(xiàn)大幅度波動，并且其波動的峰值超過了均衡水平值，即存在“超調(diào)”現(xiàn)象；(4)結(jié)合已有的相關研究，本文認為貨幣政策會通過利率對農(nóng)產(chǎn)品的投機性需求產(chǎn)生影響，在不完全信息情況下，非理性的且具有從眾性的投機性需求導致了農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)大幅度波動。

基于本文的研究結(jié)論，可以得出如下政策啟示：一是在無通貨膨脹的情形下，推行適當寬松的貨幣政策將有利于農(nóng)民增加收入。在擴張性的貨幣政策沖擊下，農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲速度要快于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格，因此農(nóng)民的凈收入會增加，有利于調(diào)動農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的積極性；但是，如果農(nóng)產(chǎn)品價格上漲比例較大的話，將會給城市居民的日常生活消費帶來壓力，因而貨幣政策需要適度，在保障農(nóng)民增收的同時，也要預防通脹的發(fā)生。二是從管控投機性需求的角度來平抑農(nóng)產(chǎn)品價格的大幅度波動。由于投機性需求在農(nóng)產(chǎn)品價格波動中扮演了重要角色，政策部門應當對農(nóng)產(chǎn)品的投機性需求進行管控，防止“羊群效應”的發(fā)生，并且盡可能提供農(nóng)產(chǎn)品的供給信息，引導公眾預期以及投機行為理性化。三是在實現(xiàn)穩(wěn)定物價目標的過程中，貨幣政策應盯住農(nóng)產(chǎn)品的長期價格水平。貨幣政策沖擊會導致農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)大幅度波動，且波動的峰值會超過其新的均衡水平；但是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格在短期內(nèi)是緩慢變化的，并且逐步趨于與農(nóng)產(chǎn)品價格相同的均衡水平，因此貨幣政策可根據(jù)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料價格的走勢，盯住農(nóng)產(chǎn)品的長期價格水平，實現(xiàn)穩(wěn)定物價的基本目標。

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The Impacts of Monetary Shocks on Agricultural Prices

XIE Wei-wei1, LUO Guang-qiang2

(1.SchoolofEconomics,HuazhongUniversityofScienceandTechnology,Wuhan430074,China； 2.SchoolofEconomics,HunanAgricultureUniversity,Changsha410128,China)

Based on the overshooting hypothesis of agricultural prices, the influence mechanism and results of monetary shocks on agricultural price in China are investigated. In theory, monetary policy affects the speculative demand for agricultural products, leading to the fluctuation of agricultural prices. Based on the VEC model, the empirical results support the theoretical views. In the short run, the impacts of monetary policy on agricultural prices are mainly through demand channels rather than supply channels; under monetary shocks, agricultural prices fluctuate greatly and the peak value exceeds its new equilibrium level, which is called the phenomenon of “overshoot”. But monetary policy is neutral in the long run, agricultural prices and agricultural production materials prices finally tend to the same equilibrium level. The policy implication in conclusion is that monetary policy should peg to the long-term price level of agricultural products, and control the speculative demand of agricultural products to reduce the fluctuation of agricultural prices.

monetary policy; agricultural prices; agricultural production materials prices; speculative demand

2017-10-27

10.7671/j.issn.1672-0202.2017.06.009

國家社會科學基金項目(15BJY094)

謝衛(wèi)衛(wèi)(1989—)，男，湖南衡陽人，華中科技大學經(jīng)濟學院博士研究生，主要研究方向為農(nóng)產(chǎn)品價格。E-mail：xieweiwei0125@163.com

F323.7

A

1672-0202(2017)06-0084-12