农产品价格上涨和通货膨胀的互动机制及共同原因二

农产品价格上涨和通货膨胀的互动机制及共同原因（二）
杜两省周彬段鹏飞
2013-01-16 09:46:00 来源：《经济理论与经济管理》2012年第6期
一旦外部冲击影响造成预期通货膨胀下降，则会从相反的方向引起农产品价格的变化，这样就解释了粮价的波动性问题。

农产品价格引起通货膨胀的机制不是表面上的局部影响整体的关系，而是通过劳动力市场进行的，这一假说可以称之为劳动力市场假说。

农产品价格上涨必然造成生活成本的增加，在2006年之前，生活成本的增加并没有造成工资的增加，因为农村剩余劳动力数量多，农村的劳动力从事农业生产边际产出很小，这时期农村劳动力的收入如果减去生活成本只要不为负，农民的理性选择是去城市工作。

但是随着2006年出现民工荒的现象说明刘易斯第一转折点已经出现，这时候农村劳动力大部分已经转移到了城市，从事农业的劳动力的边际产出远大于零，甚至接近城市工业的边际产出，这时候农村劳动力转移的机会成本较大，城市生活成本的增加必定造成工资的增加。

一定的通货膨胀条件下工资的增加对于已经在城市工作的农民工来说，他们可以理性地判断实际收入增加有限，但是对于还在农村的农民来说，他们在没有城市生活经验的条件下，更关注的是名义量，所以这将引起新一代农民工向城市继续流动，这样进一步减少了农业的劳动力投入，会造成农产品价格的上升，如此反复，形成工资价格螺旋上升。

如果考虑到农业技术进步，农业劳
动力的边际产出会更高，农民工的机会成本(保留工资)会更高，也更能促进工资价格螺旋上升。

值得注意的是这一假说的前提条件是城市的新增岗位大于或者等于农民工新增量。

此外还需要考虑在中央银行基础货币给定的情况下，由于市场化引起的广义货币的增加。

例如农民工以前在农村闲置，生产要素例如劳动力或者农产品一旦市场化，就会引起广义货币(流动性)的增加，这方面也促进了通货膨胀。

笔者可以考虑把农户作为一个代表性经济主体，农户消费两种商品：农产品和非农产品。

农户可以把其劳动力和资金用在农业生产。

农户的效用函数为：
式中，β为贴现因子，Cap，t为t期的农产品消费，Cnap，t为t期的非农产品消费，Lap，t为t期的农业生产劳动。

假设效用函数为C—D函数形式，每期的时间单位化为1，则效用函数可以写为：
这里的a1，a2和a3为正的参数。

预算约束为：
Pap,t(Yap,t+Sap，t-1)
=Pap,t(Cap,t+Sap,t)+Pnap,tCnap,t+Iap,t
式中，Pap,t和Pnap,t分别为农产品价格水平和非农产品价格水平，Sap,t为t期的储存农产品，Iap,t为t期的农业新增投资。

农业生产函数为：
Yap,t=AKαap,t Lγap,t
资本积累方程为：
Kap,t+1=(1-δ)Kap,t+Iap,t
把生产函数和资本积累方程代进预算式，可得：
Pap,t(AKαap,t Lγap,t+Sap,t-1-Sap,t-Cap,t)
=Pmp,tCnap,t+Kap,t+1-(1-δ)Kap,t
把这个预算式和效用函数结合构造拉格拉日函数，对消费和劳动求一阶条件整理可得：
可以看出农产品价格比较独立，而其他价格水平则受到农产品价格水平影响。

所以通货膨胀是C，K，S，L的函数。

上述模型是一个完全市场的模型，考虑到现实情况，农户可以去城市打工，如果城市的工资率w大于农业劳动力边际产出，则农户的理性选择是减少农业劳动力投入，从而农产品价格上升。

农户的预算约束如果采取预付货币形式，则可以研究货币流动性增加导致的农产品、非农产品价格上升。

如果考虑到国际贸易的情况，本币升值则会造成进口商品增加，从而能降低通货膨胀。

三、基于VAR模型的经验研究
影响农产品价格上涨和通货膨胀的共同因素可以分为货币流动性、利率、资产价格、实际汇率等等。

本文经验检验分为两部分，首先考虑农产品价格和通货膨胀的关系，其次考虑影响二者的共同因素。

通过前述分析可以看出影响农产品价格和通货膨胀的有长期结构性因素，也有短期的外部冲击，这些变量主要包括预期、城市化、人均收入、流动性、天气因素、能源价格、工资水平、真实利率、汇率水平。

天气因素由于很难量化，而且长期来看天气对农产品的影响不大，笔者对其忽略不计。

其中工资水平和人均收入关联度较大，可以只考虑一项。

国内能源价格由于受企业垄断以及政府管制因素影响扭曲较大，所以笔者不予考虑。

可以把价格指数写成如下的函数形式：
居民消费价格指数或者居民食品消费价格指数=f(预期、城市化、流动性、工资水平、真实利率、汇率水平)。

(一)数据说明和方法介绍
1.采用格兰杰因果检验方法进行通货膨胀和农产品价格关系的经验检验，使用1994—2010年的居民消费价格指数和居民食品消费价格指数月度数据。

居民消费价格指数(CPI)或者居民食品消费价格指数(CPIF)来源于中经网数据库，使用环比数据转化为定基数据，
其中2001年之前的数据根据同比数据推算而得，经进行单位根检验，均为一阶单整时间序列。

2.使用VAR模型检验二者共同的影响因素。

使用的是1999—2010年的月度数据，一是因为1999年之前的数据不完整，二是1999年之后农产品市场化改革力度逐渐加大，各个变量受市场化因素影响增加，更能体现背后的经济规律。

被解释变量居民消费价格指数(CPI)和居民食品消费价格指数(CPIF)仍然是环比数据转化后的定基指数；城市化变量(POP)使用中经网数据库中的其他单位从业人员数作为替代数据(因为农民工转移主要是到外资企业和民营企业，这些都属于其他单位)，由于数据为季度数据，平均处理为月度数据，然后进行季节调整；流动性(LIQ)用中经网数据库中的广义货币M2增速减去工业增加值增速作为替代变量；工资水平(ALR)用中经网数据库中的其他单位从业人员平均劳动报酬数据作为替代变量，季度数据经平均处理后转化为月度数据后进行季节调整；真实利率(RIR)采取当时的一年期利率减去同比的消费价格指数后的差作为替代变量；真实汇率水平(REER)使用国际清算银行(BIS)的真实有效汇率指数(BIS Effective Ex-change Rate)，基期为2005年，数值越大代表本币币值越高。

笔者使用VAR模型进行检验，因为VAR模型可以考察变量之间的动态影响，不用考虑模型的内生性问题，这些特点使得VAR模型尤其适用于价格指数的研究，因为价格指数的影响因素一般很少是静态，即当期的变量值对当期的价格指数影响很小。

当然VAR模型也有系数多以及很难确定滞后阶数的不足。

预计城市人口、流动性、能源价格、工资水平都将对价格水平起到正的推动作用；预计真实利率、汇率水平对价格指数起到负的影响。

(二)结果和说明
1.由于居民消费价格指数(CPI)或者居民食品消费价格指数(CPIF)都是一阶单整序列，先对其做协整检验，长期均衡关系为：CPIF=
2.87CPI-180.07
短期关系为：
D(CPIF)=0.01ECM+0.37D(CPIF(-1))-0.18D(CPI(-1))+0.34
这其中的误差修正项符号为正说明，通货膨胀对农产品价格不是起到助其恢复均衡的修正作用，而是加剧了其波动。

然后使用VAR模型，根据阶数判断标准选择滞后阶数为13，格兰杰因果检验结果如表1。

表1 消费价格指数(CPI)和居民食品消费价格指数格兰杰因果检验
表1表明，食品价格和通货膨胀互为格兰杰因果原因，而且相对而言通货膨胀能更好地解释食品价格的变化。

说明食品价格和通货膨胀的关系随着经济的发展越来越多地体现互为格兰杰因果关系，尤其是通货膨胀传导食品价格的效应很强，而食品价格上涨的效应传导至通货膨胀的效应逐渐变强。

2.研究农产品价格和通货膨胀影响因素使用VAR模型进行估计，根据滞后阶数判断标准选择不同的时间区间，相应的最优滞后阶数也不同。

之所以把2006年作为一个时间过渡，因为这时第一次出现了民工荒现象，而且银行业改革取得显著成效，银行业利润和外汇储备大幅攀升。

回归结果分别为表2和表3。

从回归结果可以看出食品价格的滞后期(可以解释为预期)对食品价格指数有正的影响，汇率水平对食品价格水平整体上都有负的
影响，实际利率则是先增加食品价格水平，然后是降低效应。

从1999—2005年到2005—2010年这两个时间段的结果对比来看，真实利率和人民币币值以及劳动力成本对食品价格的影响程度逐渐加深，而且这些和前面理论分析预期相符；流动性和劳动力成本的符号也发生变化，可能的原因是数据的质量改进和市场机制更加完善。

从图3脉冲响应图形更可以直观地看出总体关系：自身预期在第二期和第三期推高食品价格水平，此后效应逐渐降低，但仍然是正的；工资水平则一直推升食品价格，且效应渐强；人口和汇率的效应实现下降后上升，不同的是汇率效应一直为负；实际利率的效应则是先正后负；流动性的整体影响较小。

图3 居民食品消费价格指数(1999M01—2010M12)的脉冲响应
由图4的方差分解图可以看出对食品价格水平影响程度排序依次是自身预期、工资水平、实际汇率、实际利率、人口和流动性。

图4 食品价格指数(1999M01—2010M12)的方差分解图
表2 居民食品消费价格指数和其影响因素VAR模型
说明：[]内为t值。

（作者单位：东北财经大学经济学院）。