农产品价格上涨对通货膨胀的影响分析

石 凯

（西南财经大学 统计学院，成都 610000）

0 引言

农产品生产价格指数（API），是以抽选的农业生产单位为调查对象，以被调查单位生产并出售的主要农产品出售价为调查内容；居民消费价格指数（CPI），是以城乡居民购买并用于日常生活消费的货物和服务项目为调查对象，选择具有代表性的生活消费商品，以城乡居民家庭生活消费支出作为权重而编制。2010～2011这两年期间，我国农产品价格上涨明显，由大蒜、生姜、土豆等农产品价格成倍上涨揭幕，引发了一轮全面的价格上涨局面，对我国通货膨胀上行造成巨大的压力。2009年，我国的API指数为97.6%，相应的通货膨胀CPI指数为99.3%；而到了2010和2011年，API指数剧烈波动，分别为110.9%和116.5%，CPI指数也随之对应上扬，2010年为103.3%，2011年更是达到了105.4%。由此可见，API和CPI指数的变动具有一致性，食品在CPI中三分之一的比例使得农食类产品价格的波动必然会较大程度地引起CPI的升降。

1 我国CPI权重构成

我国CPI指数的编制总共包含8大类商品，食品消费支出只是占到了其中的一个部分，而且CPI权重体系大概每5年会进行些重大的调整，尤其是考虑到消费支出结构的变化，食品类在CPI所占的权重是在逐步的下降。表1给出了2001年、2005年和2011年这几个重大调整年份国家统计局所给出的CPI权重结构，可见食品类在8大类商品中调整幅度较大，从2001年的37.40%下调到31.79%。而上个世纪80年代到90年代初，我国CPI中食品占到的权重有近60%左右（注：2000年以前我国国家统计局未公示相应CPI构成权重，因此2000年前的权重数据各个文献中均为估算所得），此后逐年下调。这也是和一国国家经济发展情况相适应的，即随着国民收入水平的提高，食品支出所占消费支出的比重是在逐步降低的。因此农产品生产价格指数的波动虽然会引起CPI的波动，两者的波动在方向上具有一致性，但是由于CPI的构成中还包含大量其它与农产品无关的其它商品，势必会使得API和CPI两者各自具有不同的变化特点。

表1 历年我国CPI权重构成 （%）

正是因为上述两个指数之间的特征，目前关于农产品价格和通货膨胀之间的关系形成了许多的争议，成为国内关注的焦点经济问题，学者们站在各自的角度、用不用的方法给出了不同的解释。目前代表性的主要有两种截然相反的观点，一种观点认为，农产品价格的上涨会导致CPI指数的上涨，引发通货膨胀。程国强等（2008）采用联立方程回归模型进行分析，认为农产品价格上涨，尤其是其中猪肉价格的上涨对CPI具有明显的推进作用，猪肉价格每上涨10%，就会推动CPI上涨0.5%；刘霖（2009）从总供给和总需求经济理论方向进行分析，认为农产品价格上涨会造成总供给曲线向左上移动，从而形成成本推动型的通胀；张超等（2011）以2007年全国投入产出表为基础，认为农产品价格上涨对我国一般价格水平的影响较显著。第二种观点则认为，农产品价格上涨并非一定会导致CPI的上涨，两者之间并无必然的联系。王小宁（2010）分析了通货膨胀的构成要素，认为农产品价格上涨仅仅是通货膨胀的表现形式之一，而且认为农产品价格和CPI之间并无内在的必然联系；刘勇等（2009)运用向量自回归模型，认为CPI受API的影响可以忽略不计，而受经济增长的影响很大；王巧英（2010）应用投入产出模型并使用1992年和2002年我国投入产出表数据，得出农产品及其相关联部门产品的价格上涨对其它部门产品价格变动影响程度很小，因此不会引起整体物价水平的大幅上涨，不会引起通货膨胀的结论。

实际上，以往研究的种种观点，都是基于不同的阶段，不同的方法模式，不同的数据样本来进行分析。要说农产价格变动和通货膨胀指数间完全没有任何联系，也是很难从经济意义上来进行解释的，因为从国民经济核算编制各种物价指数的初衷来说，是希望能反映出国民经济从生产到消费的相互联系的循环过程，农产品生产价格指数代表着上游的生产环节，而居民消费物件指数则代表着下游的消费环节，两者之间不是孤立独自运行的两个毫不联系的环节。同时从长期经济发展来看，第一产业也就是农业，在总体产业结构中的比重正在逐步减少，在消费价格指数中所占的权重正在逐年下降，所以其影响将趋于减弱。可见，农产品价格波动幅度在可接受的范围之内，且有助于经济增长就不足为虑；但农产品作为一国经济的基础商品，关系到许多部门和行业，其价格如果剧烈波动，势必会形成很强的通胀预期，这时就要认真对待，梳理其中的原因，防止对消费指数产生严重的影响。因此，关键的问题在于这个影响程度究竟如何，需要结合实际的经济数据来进一步分析说明。

2 数据描述与计量分析

2.1 描述分析

本文选取自1978年改革开放以来到2012年我国农产品生产价格指数（API）和居民消费物价指数（CPI）的年度数据资料，数据来源于《中国统计年鉴2013》，各个价格指数均是以上年为基期计算的环比指数。之所以选用年度数据而非采用月度数据，是基于消除掉周期性波动所带来的影响，显现出两个价格指数之间整体的、长期的波动规律。为了能从整体上对两者之间历年的变动情况有个直观的认识，首先作出图形见图1。

图1 API和CPI历年走势图

图1中细线是农产品生产价格指数的历年走势图，粗线则是居民消费价格指数的走势图。从图中可以看出，历年来，我国生产者价格指数与居民消费价格指数的变动趋势基本一致，即两者具有同向升降的趋势，符合前文所述我国宏观经济价格指数生产法与支出法编制应具有匹配性、一致性的特征。改革开放以来，我国农产品价格共有6次超过10%的剧烈上涨，第1次是1979年，上涨达到22.1%，相应的CPI指数在1980年达到107.5%；第2次是1987～1989年，API指数各年上涨12%、23%和15%，相对应的这三年的CPI指数为107.3%、118.8%和118%；第3次是1993～1995年，非常明显是历年中波动幅度最大的一次，API指数各年上涨13.4%、39.9%和19.9%，相应的CPI指数为114.7%、124.1%和117.1%；2000年以后有3次，第4次是2004年API和CPI指数分别为113.1%和103.9%；第5次是2007～2008年，API指数分别为118.5%和114.1%，对应当年CPI指数为104.8%和105.9%；第6次为2010～2011年，API指数分别为110.9%和116.5%，对应当年CPI指数为103.3%和105.4%。

进一步研究历次价格波动的背景和特征会发现它们各自有不同的地方，1979年第1次API大幅波动似乎并未导致当年产生严重的通货膨胀，CPI指数仅为101.9%，只是在次年CPI指数才上扬到107.5%。究其原因在于当时我国处于计划经济体制改革和农产品价格改革初期，1979年3月我国为了解决工农业产品价格剪刀差的问题，提高部分农产品的收购统销价格，逐步放开农产品的多渠道经营销售，所以当时的整个社会的商品价格应该说还是具有非常浓厚的计划成分，农产品价格的波动和最终消费品的价格可以割裂开来。此后随着我国市场经济的建立和完善，农产品价格变动和居民消费品价格变动一致性的特征越来越明显，农产品生产价格指数可看着一个通货膨胀的先行指数，当农产品价格上升很快就会反映到消费品价格上，进而引起整体物价的上升。但从图1来看，可以发现1980年以后的价格波动也具有非常明显的特征，即由于CPI指数中食品类所占的权重在逐渐进行调整，API和CPI的相对波动幅度正在拉大。上个世纪80年代，食品类的权重占比很大，API指数的变动对CPI指数的变动具有绝对性的影响；而自90年代以后，由于逐步减低了食品类在CPI中的权重，表现出就是虽然两个价格指数变动走势基本一致，但API指数对CPI指数的影响趋于减弱。

2.2 计量分析

为了再能从数量上说明农产品价格对通货膨胀影响的程度，本文试着用计量模型来拟合两者之间的关系。现在关于农产品价格和通货膨胀问题的实证研究方法很多，各种计量模型或者其它统计模型的应用最后得出的结论也不尽相同。本身通货膨胀问题就是宏观经济理论中的重要研究对象，其受到的影响因素非常多，农产品价格的影响只是其中的因素之一。其次，从前面的分析来看，由于食品权重的变化，不同阶段农产品价格的变化对CPI的影响程度也会不同。因此，笔者认为，计量模型虽然有其优点，能够准确从数量上说明现象之间的关系程度，但由于经济问题往往都具有综合性、变化性等特点，其背后的影响因素众多，而且各因素本身又在不断变化，要想把一个问题分析清楚往往需要从多个视角入手，计量方法只是数量上的一个参考。

首先用OLS方法对API和CPI进行回归拟合，API作为解释变量，CPI作为被解释变量。运用Eviews6.0软件，得到以下运算结果：

式（1）下括号内为回归参数t统计量的值,μ是回归方程的残差项。回归结果显示，方程的可决系数达到了0.60，参数和方程通过了t检验和F检验，但是明显可见DW统计量偏低，只有0.91，说明时间序列变量存在严重的自相关现象，原序列是非平稳的时间序列,即API和CPI序列均会受到自身前期数值的影响，若直接用以上的回归方程进行拟合，会导致虚假回归现象，使得分析结果失去了实际的意义。在计量分析中，对自回归问题的解决有许多方法，本文采用误差修正模型（Error Correction Model，简记为ECM）来解决。其基本思想是，若xt与yt是非平稳变量且存在协整关系（即xt与yt存在线性关系），那么由这些非平稳变量组成的线性组合则是平稳的。协整给出了变量间的长期关系，如果建立单纯的差分模型将丢失重要的含有长期信息的非均衡误差。因此，同时用变量的差分变量和包含长期信息的非均衡误差来构造建立的平稳回归模型，即误差修正模型（ECM）。

根据ECM理论的思想，首先需要对变量进行协整分析和检验，从而发现变量间长期均衡的稳定关系，并且将这种关系中的误差构成误差修正项，然后将误差修正项视为一个解释变量，连同其它反映短期波动的解释变量一起构建模型，这样就把短期和长期的因素都包含在了模型当中。对API和CPI原时间序列，各自一阶差分后的序列，以及它们的回归残差项μ进行协整关系检验，检验的统计量常常用ADF统计量，用Eviews中ADF统计量检验得到如下结果见表2所示。

表2 单位根ADF的检验结果

ADF统计量检验结果表明，API和CPI原时间序列均为非平稳序列；且均一阶差分后平稳，服从1阶单整性；同时它们的回归方程的残差项μ在5%的显著性水平下，ADF值为-3.19，远低于其临界值-1.95，可以认为残差序列是平稳序列。所以API和CPI存在(1,1)阶协整关系，具有长期均衡性。从而，可用ECM模型来建立协整变量API和CPI之间的关系。

接着构建两变量的一阶协整的ECM模型如下：

其中，εt是时间序列的白噪声过程，符合计量模型所要求的一系列假设条件；α，β，λ是回归方程中的待估参数，Δ是变量的一阶段差分，即ΔCPIt=CPIt-CPIt-1，ΔAPIt=APIt-APIt-1。从式（2）可见，ECM模型中既包含了变量间的短期波动，又包含有长期均衡。无论对模型进行各种检验，还是最后对数据进行估计和预测，都会具有良好的效果。进一步把式（2）中括号打开，得到下式：

现用Eviews6.0软件对农产品生产价格指数和居民消费价格指数做ECM模型拟合，得到各参数的估计值和各个检验的统计量的值见表3，得出计量模型见式（4）。

表3 API和CPI的误差修正模型结果

由回归结果显示，式（4）和式（1）相比较，整体拟合效果得到了明显的提高。可决系数由0.60提高到了0.69；DW统计量为1.96，接近于2，消除了序列自相关的现象；残差项的ADF统计量的值为-6.75，远低于5%的临界值-1.95。所以用ECM模型得出的结果，基本满足了优良的计量模型所需的一些条件。

2.3 模型的经济含义与局限

以上计量模型所表示的经济含义为农产品价格波动是影响通货膨胀的重要因素，且两者之间具有长期稳定的关系，ECM模型较为准确地估计出了这个长期影响程度的大小。从上文式（2）到式（3）的推导过程，可以推算出回归方程中的参数 β1=(λβ1)/λ=0.31/0.46=0.67，即从我国历年经济数据可以得出，长期来看，当API指数每上扬1%，会有拉动CPI上扬0.67%的趋势。

但正如前文所述，计量模型的结果仅仅是从数量方面的一个参考，任何计量模型都有自身欠缺的地方，分析问题还应结合具体情况，因时因地而异。随着我国改革开放的深入，通货膨胀形成的影响因素越来越复杂，食品类在CPI中所占的权重又在逐年下调，要真正弄清除农产品价格和通货膨胀率之间的关系，还应该要考虑一些对通货膨胀产生影响的其它因素，比如考虑其它占比在提高的商品种类的价格变化，考虑诸如货币供应量，国内国际总供需变动等宏观影响因素。本文采用的计量模型中不足的地方在于仅仅分析了农产品价格变动一个因素的影响，把其它的影响因素都置于误差项里，或许会遗漏掉一些很重要的影响因素。

3 结论

综上所述，在国民经济核算统计中，分别从生产法和支出法编制的农产品生产价格指数和居民消费价格指数具有匹配性、一致性的特征，API指数和CPI指数具有基本相同的变动趋势，很好体现了我国宏观经济从生产环节到消费环节的联系。因此，可将农产品生产价格指数视为一个反映我国通货膨胀的先行指标，其价格的波动能有效传导到消费品价格上，进而对整体物价上涨产生压力。从计量分析的角度来看，改革开放以来的历年经济数据显示，农产品生产价格指数和居民消费价格指数有显著的相关性，API指数的上扬有拉动CPI上涨的趋势。中国是世界人口第一的大国，又正处在工业化、城镇化的进程中，农产品价格问题涉及到众多行业和众多家庭的消费支出。从1978年至今我国经历了6次大幅度的农产品价格上涨，经验表明，每次都带动着其它商品价格的上涨，形成强烈的通胀预期，最终形成全面的通货膨胀。但同时也要指出，由于通货膨胀本身形成因素的复杂性，而且我国CPI构成中食品类所占的权重又在逐步下调，API和CPI指数的相对波动幅度正在拉大，反映出农产品价格波动对CPI影响程度的大小趋向于减小，若要进一步研究通货膨胀的成因，还应该要把其它因素的影响考虑在内。

鉴于以上结论，农业生产者价格指数对消费者价格指数的影响效果显著，食品及相关联商品的消费在我国居民消费支出中仍占有较大比重，为了稳定我国的物价水平，须加强对农产品的监管与调控。

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