10卷2019 年
第
第
4期
The Journal of Quantitative Economics
Vol. 10 No. 4
2019
农产品价格的影响因素及其对通货膨胀的非线性影响
付蓉肖黎明
摘要：本文选取农产品价格指数度量农产品价格水平，并在利用平滑迁移回归（
STR)
模型实证检验中国农产品价格影响因素的基础上，进一步构建门限向量自回归
(TVAR)模型，考察了农产品价格对通货膨胀影响的门限效应。研究结果表明，在现
阶段，经济增速和汇率是影响农产品价格变动的主要因素，并且影响都存在显著的非 对称性；相比农产品价格处于较高区制状态下，农产品价格上涨对通货膨胀的促进效 应在农产品价格处于较低区制状态下更为明显。可见，研究结论的政策启示在于：政 策制定者尤其要密切关注经济增速和汇率等国内外宏观经济因素对农产品价格的冲击 影响，并且有必要辅之建立农产品价格的监测和预警机制以保障整体物价水平温和 平稳13
关键词：农产品价格
STR模型 TVAR模型通货膨胀 中图分类号：F323. 7文献标识码：A
The Influencing Factors of Agricultural Product Prices
and Its Non-linear Effects on Inflation
Abstract ： This article selects the Agricultural Product Price Index to measure the agricultural
* [基金项目]** [作者简介]
本文受到国家自然科学基金面上项目中国金融周期的波动特征、形成机理及其与经济周期
的动态关联机制研究
付蓉
”
“
（
71873056)
、
山西省高等学校人文社会科学重点研究基地项目“行业协会促进山
西制造业转型升级的路径研究
（1995 -)，女，山西师范大学经济与管理学院助教，主要研究方向为宏观经济计量
分析。肖黎明（1972 -)，男，山西师范大学经济与管理学院教授，主要研究方向为区域创新与绿色
”
（〇
503/〇2210033)的联合资助。
发展研究。
农产品价格的影响因素及其对通货膨胀的非线性影响
145
product price level, and empirically tests the influencing factors of China’s agricultural product price based on the STR model. Furthermore, constructs the TVAR model to examine the threshold effect of the agricultural product price on inflation. The results show that economic growth and exchange rate are the main factors affecting the price fluctuation of agricultural products at this stage； compared with the higher price of agricultural products, the promotion effect of the rising price of agricultural products on the inflation is more obvious in the lower price of agricultural products.Keywords ： Agricultural Product Price STR Model TVAR Model Inflation
引
g
自1978年中国农产品价格形成机制实施改革以来，农产品市场和农产品价格分别 经历了由相对独立封闭向日渐开放融合、由以国家定价为主导向由市场供求决定价格 的转变历程。其间中国出现了数次通货膨胀和农产品价格上涨并存的局面，尤其是自 2008年国际金融危机爆发以来，在国内“四万亿元”刺激计划出台以及国际农产品市 场变动通过金融期货和贸易渠道传导到国内市场等内外因的共同作用下，中国农产品 价格迅速上扬。随着进入2010年后国内结构性通货膨胀日益凸显，中国宏观经济政策 的调控重点不得不转向稳定物价。在这种背景下，农产品价格上涨的原因及其对通货 膨胀的影响已然成为国内宏观经济、农业经济决策层和学术界关注的焦点和重点。目 前，学术界普遍认为农产品价格上涨是多种因素共同作用的结果，它会实质影响整体 物价水平。但随着中国经济体制转型的日益深人，特别是农产品价格形成机制改革进 程的逐步推进，农产品价格上涨的影响因素及其对通货膨胀的影响程度和影响机制是 否发生了改变，值得深入研究。
理论上，农产品价格上涨主要通过消费和投资两条渠道引发通货膨胀效应。这是 因为农产品不仅是人民生活的必需品和基本物质，而且是工业生产中必不可少的重要 原料。其一，人们的生存成本随着农产品价格上涨而明显增加，为了保证生活质量不 下降，他们不得不要求提高工资，继而提高了社会生产的劳动力成本，产品价格上涨 将不可避免；其二，在企业以农产品作为重要原料的情况下，生产成本会随农产品价 格的上涨而显著提高，销售数量和销售收入的锐减导致企业投资规模受到严重影响。 然而，在实际经济发展历程中，农产品价格和通货膨胀之间的关系并不十分明确，大 量学者对该问题进行实证考察得到的结论存在较大分歧。在经济新常态下，经济增速 放缓、货币供应方式改变以及汇率市场化进程深化等宏观环境因素的变动，会对中国 农产品价格造成什么样的影响？农产品价格上涨是否带来了通货膨胀？回答这些问题 对于新时期健全农产品价格体系、农产品价格形成机制和稳定物价水平显得极为迫切 且重要，而这正是本文实证检验和考察的重点内容。
关于农产品价格上涨对通货膨胀的影响，学术界主要存在两种较大分歧。一种观
146
数量经济研究
点认为，农产品价格上涨会引发通货膨胀（戴根有，1995;温桂芳，1995;马敬桂和 黄普，2011;黄海峰、嵇炳缤和任亮等，2016)。大量学者得到了农产品价格对通货膨 胀具体影响程度的结论。例如，李会敏和国涓（2005)计算出了农产品价格变动对通 货膨胀的长短期效应，在短期和长期农产品价格上涨对通货膨胀的影响系数分别为0.7384和1。张磊（2013)通过建立误差修正（VEC)模型分析农产品价格和通货膨 胀之间的协整关系时，表明通货膨胀水平会随着农产品价格每上升1个百分点而上涨 0.98个百分点。刘琦（2014)得到农产品价格提高1%,通货膨胀率随之上涨27. 21% 的结论。陈瑶（2015)分别运用修正线性回归模型和变参数模型分析农产品价格上涨 对通货膨胀的静态影响和动态影响，其中静态分析结论表明农产品价格上涨1%时，整 体物价水平上涨〇. 29%。部分学者从农产品价格上涨对通货膨胀影响的传导渠道角度 展开研究。例如，杨志海和王雅鹏（2011)运用VAR模型和协整检验发现农产品价格 上涨通过通货膨胀预期而传递到通货膨胀。任苒、郝渊晓和秦建群（2014)在建立
VAR模型研究农产品价格对通货膨胀的动态冲击效应时，发现农产品价格主要是通过
农副产品购进价格渠道引发通货膨胀。另外，还有一些学者分析农产品价格指数 (API)和居民消费价格指数（CPI)的关联性。例如，庄岩（2012, 2013)在分析农 产品价格波动的通货膨胀效应时，得到了 API上涨确实会推动CPI上涨的结论。石凯 (2015)运用数据分析方法同样认为API和CPI具有一致性和匹配性的特征，并且有
API的上涨推动CPI上扬的趋势。
另一种观点则认为，农产品价格上涨并不一定会导致通货膨胀。这种观点认为农 产品价格对通货膨胀的影响可以由弗里德曼提出的“通货膨胀无论何时何地都表现为 一种货币现象”这一经典论断澄清（易纲，1995)。事实上，农产品价格上涨只是通货 膨胀的一种表现形式，两者之间不存在内在的必然关联（何道峰、段应碧和袁崇法， 1987)。因此，农产品价格上涨并不是形成通货膨胀的主要原因（覃玉婷，2008;夏玉 莲和曾福生，2010;张照新、翟雪玲和宋洪远等，2011;郭震，2012)。少量学者认为 农产品价格上涨对通货膨胀的影响程度较小并呈现显著下降趋势。例如，王巧英 (2010)选用1992 ~2002年中国的投人产出数据，并且基于数值模拟和实证分析两种 研究方法得到了农产品价格提高对工业部门产品价格具有微弱的影响且不会引致通货 膨胀的结论。罗永泰和李津（2010)采用动态面板数据的系统广义矩估计以及小样本 纠正方法分析农产品价格对通货膨胀的影响，表明长期来看这种影响将呈显著下降趋 势。可能的一种解释是，虽然农产品价格上涨促进了货币供应量的增加，但也直接推 动了农产品商品量大幅增加，这通过“瓶颈缓解效应”有效改善了经济结构，促进了经 济总量持续稳定增长，故而并不形成通货膨胀（孙礼照、章泽生和张西营等，1990)。
同时，国内外学术界对农产品价格的影响因素也展开了一些有益探讨。他们的研 究主要集中于国内外因素冲击对农产品价格造成的影响。其中，代表性的国内因素主 要包括经济增长和货币供应量变动。例如，Sbinkai、Mukai和Homi等（2001)研究表 明，发展中国家和新兴市场经济体的农产品价格随着经济的高速增长而普遍上涨。国 内学者罗锋和牛宝俊（2011)以及中国人民银行课题组（2011)等都得出了经济增长
农产品价格的影响因素及其对通货膨胀的非线性影响
147
是推动农产品价格上涨主因的结论。货币供应量作为另一个代表性国内冲击因素也得 到了国内学者的广泛研究和关注。例如，卜永祥（2007)，薛淑珍和王保忠（2008)， 胡冰川（2010),罗家宏（2010),曹协和、黄革和石海峰（2011)，付莲莲、黄斌和 方桂英等（2015)得到了货币供应量增加导致农产品价格上涨的一致结论。汇率是代 表性的国外冲击因素，关于它对农产品价格影响的研究结论存在较大分歧。部分学者 认为汇率变动对农产品价格的影响显著，如刘艺卓和吕剑（2009),谷秀娟、段瑞君和 汪来喜（2013)就认为人民币汇率变动对农产品价格具有较强的冲击影响。而McCar
thy (2000)、 吴文庆和李子涵 （2012) 的研究结果则表明汇率变动对农产品价格仅有
微弱影响。
综合现有研究来看，关于农产品价格的影响因素及其对通货膨胀影响的研究成果 有很多，但由于研究方法和变量选择、样本范围以及方法设定条件等方面的差异，得 出的结论存在明显分歧。实际上，21世纪以来国内农产品价格变动的影响因素具有多 层次性、不确定性和复杂性等特征（付莲莲和邓群钊，2014)，同时农产品价格对通货 膨胀的影响在极大程度上受到中国经济发展所处不同阶段的影响，并且在农产品价格 改革机制的不同进程中这种影响也会发生微妙变化（陈晓坤、张俊飚和李鹏，2013)。 可见，仅仅通过建立简单的线性回归模型或结构向量自回归模型对这些复杂的影响关 系进行研究很容易导致估计结果出现偏误和不一致问题。有鉴于此，且出于对文章连 贯性和完整性的考虑，本文先利用由Granger和Terasvirta (1993)提出的平滑迁移回归 (STR)模型实证检验影响农产品价格的多种因素，为将农产品价格水平维持在合理范 围提供有效举措和建议；之后选用门限向量自回归（TVAR)模型进一步研究农产品价 格对物价水平的宏观调控可能存在的非线性影响机制。TVAR模型的优点在于它融合了 非线性模型和结构向量自回归（VAR)模型的优势，尤其适合在理论上描述农产品价 格对通货膨胀影响可能存在的非对称性和区制转移等特征。最后给出本文的研究结论 及相应的政策启示。
1基于S
TR
模型的农产品价格影响因素分析
1.1模型构建与数据选取
在实证考察农产品价格对通货膨胀可能存在的非线性影响机制之前，厘清影响农 产品价格的多种因素是很有必要的。这样一来不仅仅可以为农产品价格对通货膨胀的 影响机制提供合理的解释依据，更可以围绕农产品价格的影响因素得到健全农产品价 格形成机制和稳定整体物价的有效举措。同时，鉴于大量学者通常采用线性模型或结 构向量自回归模型考察导致农产品价格波动的影响因素，而这一做法极有可能忽略了 影响因素对农产品价格可能存在的复杂而微妙的非线性影响，因此本文在此选用平滑 迁移回归（STR)模型。该模型是时间序列分析领域分析变量之间非线性关系的典型 分析工具之一，模型中的参数会随着不同区制而发生平滑转换，能有效体现变量之间
148
数量经济研究
的“时变性”影响特征，更加符合客观的经济现象事实。具体的，本文参照大量学者 的做法，选用经济增速、货币供应增速和汇率等代表性国内外因素系统研究它们对农 产品价格的影响机制，建立的STR模型具体形式如下：
API, = ^00 + ,aUAPI,-i + X* ,a2iGDP,-j + Xi ,aUM2,-k + X
\"
, +«,
(1)
在公式（1)中，4P/表示农产品价格，经济增速、货币供应增速和汇率分别由
GZJP、M2和表示。&是随机干扰项，“；_和&表示滞后阶数。G 7, c)是取 值范围在〇~1的有界连续转换函数，其中，\\是转换变量，它可以是时间趋势、外生 变量和滞后内生变量中的某一个。7数值的大小反映了变量由一个区制状态转换到另一 个区制状态的平滑速度，其值越大，表示不同区制间平滑转换速度越快。6为位置参 数，用来判断不同区制状态间发生转换的位置。根据转换函数G (^，y，c)的具体不同 形式，STR模型可以细分为ESTR族模型和LSTR族模型。具体地，若G (i(, 1-exp [
1+exp [-7 (^-c)]-1^〉。），则为 LSTR1 (LogisticSTR)模型；若 G
jl+exp [-7/
C)=
y, C)=
(s,_c)2](y>0),则为 ESTR (Exponential STR)模型。若 G (\\，■)/，c)=
(y>0, c^c2)，则为 LSTR2 (Logistic STR)模型。
通过公式（1)的建模，就完整地描述了经济增速、货币供应增速和汇率对农产品价格 的线性影响和非线性影响。
考虑到数据获取的可能性和难易程度，本文公式（1)中截取的时间范围为1999 年1月至2017年12月。以中国人民银行公布的企业商品价格指数中（上年同期= 100)的农产品价格指数（API)作为对农产品价格的衡量，经济增速和货币供应增 速分别选用GDP当期同比增速和M2期末同比增速表示，其中将经济增速的季度数 据进行二次多项式插值得到月度数据。汇率选取直接标价法下的人民币兑美元名义 汇率指标。本文所有数据来源于中国人民银行网站、中国外汇管理局和中经网统计 数据库。
1.2估计结果分析
在对公式（1)进行参数估计之前，首先，根据AIC、SC信息判断准则及t值和
DW值综合判断STR模型的线性AR部分，对农产品价格的滞后1 ~3阶以及经济增速、
货币供应增速和汇率的滞后〇 ~2阶一共9种模型形式依次进行回归分析，结果显示当 农产品价格滞后一阶，经济增速、货币供应增速和汇率均无滞后阶时，回归效果最为 理想。其次，进行非线性检验并选择最佳转换变量以及模型形式。若模型拒绝线性建 模，就再按照HM、HM、11。2的顺序序贯检验转换函数的具体形式。检验结果（见表1) 推荐以前一期的农产品价格作为公式（1)的最佳转换变量，并且建议选择LSTR1作为 模型的最终形式。最后，基于隔点搜索法确定平滑参数y和位置参数c的初始估计值, 然后根据牛顿-拉夫森迭代算法计算出公式（1)的估计结果。以上相关检验和估计都 在JMulTi软件中完成，估计结果如表2所示。
农产品价格的影响因素及其对通货膨胀的非线性影响149
表
转换变量
1
公式（)非线性检验和转换函数形式的选择
F48.4402e-032. 8030e-014. 6872e-015. 6808e-01
假
设
情
1
F9. 5546e-04
F3F21. 1680e-03
建议选择模型
8. 5583e-01
1.5204e-015. 0761 e-021.3910e-01
形
下
的
LSTR1LSTR1LSTR1Linear
应
GDPtM2tERt
注
：
1.3831e-021.3307e-03
8. 6950e-036. 5657e-04
2. 0436e-01
量
，每
一
列
数
值
对
2. 1202e-01
别
为
F、F4、F3和F2分H。、HM、Hd3、F统
计
F统
计量的
P值
。
表
变量
初值
2
农产品价格影响因素的估计结果
估计值
线性部分
标准差
T统
计量
P值
^000. 21490. 8070
0.21190.80920.3031-0. 0261-0.0061
非线性部分
0. 09900.09110. 14990. 04740. 0027
2. 14168.88662.0222-0. 5500-2.2263
0. 03340. 00000. 04440. 58290. 0270
GDPt
M2t
0. 3065-0.0282-0.0062
^00
叫
-0.19620.1160-0.31520.33280.00839.01861.0117
-0. 19270. 1128-0.31150. 33210. 00829.01761.0126
0. 10140. 09250. 19170. 08250. 00387.52230. 0099
-1.90081.2197-1.62464. 02372. 1763——
0. 05870. 22390. 10570. 00010. 0306——
V
GDPtM2tERtyc
AIC= -8.2204； SC= -8.0393； HQ = -8.1473； «2 =0.9463； B2 = 0.9465
进一步，本文对公式（1)估计所得到的残差序列进行平稳性和正态性检验，检验
结果显示残差序列的正态性、方差和均值均满足STR模型的建模要求，且是平稳序列。 从估计结果表2可以看出，农产品价格影响因素的线性和非线性部分的绝大多数系数 通过了显著性水平为10%的检验，而且转换变量前一期的农产品价格对通货膨胀的影 响表现出显著的非对称性。这再次证实了公式（1)以前一期的农产品价格作为转换变 量的合理可靠性。公式（1)的平滑转换系数y为9. 0186,数值较小，说明不同区制状 态间转换是平滑缓慢的。再结合位置参数C来看，当前一期的农产品价格小于门限水平 c (c = 1.0126)时，转换函数G (^，y，c)的值无限接近0,非线性影响部分消失， 当前一期的农产品价格大于门限水平c (c = 1.0126)时，经济增速、货币供应增速和 汇率对农产品价格呈现显著的非线性影响特征。
具体而言，在公式（1)的线性影响部分的估计结果中，前一期的农产品价格对当 期农产品价格具有显著的正向拉动作用，系数为0.8092,由此可知农产品价格具有较
150
数量经济研究
强的持久性和稳定性。这与现实中对农产品价格变动的观察高度相符，由于中国农产 品生产模式较为分散以及受信息不对称等因素的影响，农户通常根据前期的农产品价 格决定当期价格。可见调控好当期农产品价格对于保证未来农产品价格处于合理范围 具有重要的现实意义。经济增速和汇率分别显著正向和显著负向影响农产品价格，但 经济增速的正向促进作用远远大于汇率的负向抑制程度。这种现象的出现同样符合理 论和现实逻辑，经济増长确实在一定程度上拉动了农产品价格上扬，而起初当人民币 汇率下降即人民币出现升值时，人们预期国内进口农产品将大幅增加，国际农产品价 格上涨并迅速影响国内农产品价格上扬。在公式（1)的非线性影响部分的估计结果中， 货币供应增速对农产品价格产生较强的正向影响。这是因为当流通货币过多即货币贬值 时，由于农产品具有较强的需求刚性和生产的周期特征，它的价格短期内会迅速提高。 另外，汇率对农产品价格的影响大小关键取决于转换函数值的变化，即随着转换函数值 的逐渐增大，汇率对农产品价格微弱的负向抑制作用渐渐消失并转变为正向促进效应。 这可能的一个解释是随着进口农产品数量的不断增加，国内农产品价格开始出现下滑。
综上分析可得，经济增速、货币供应增速和汇率对农产品价格的影响具有显著的 非对称性特征。具体表现为：经济增速和货币供应增速均显著正向影响农产品价格， 而汇率对农产品价格的负向抑制效应随着转换函数值的增大而逐渐消失并转变为正向 促进作用。另外，前一期的农产品价格对当期农产品价格具有较强的正向拉动作用。 结合公式（1)的门限估计值和国内农产品价格水平走势来看，目前农产品价格指数大 约为0.9900,低于门限值1.0126,可见前一期的农产品价格、经济增速和汇率对农产 品价格的线性影响效应占据主导地位。因此，现阶段中国政府在宏观调控农产品价格 时，要多关注经济增速和汇率等国内外因素对农产品价格的冲击动态，并充分考虑两 者对农产品价格影响程度的差异性，以此提高农产品价格调控的针对性、灵活性和有 效性。然而，农产品价格水平的高低变化对通货膨胀的影响程度、影响效应是否会随 着农产品价格的不同而表现不同呢？这一问题值得进一步深人探讨和检验。接下来， 本文进一步考察农产品价格对通货膨胀的非线性影响效应，以期为完善国内农产品价 格形成机制和保证整体物价水平平稳变动提供有用的经验参考和政策启示。
2农产品价格对通货膨胀的非线性影响
2.1模型、数据与参数估计
考虑到农产品价格对通货膨胀的影响效应可能会随着农产品价格水平的不同区制 状态而发生非线性转换，造成显著的非线性或非对称性，因此本文拟选用门限向量自 回归（TVAR)模型来检验农产品价格对通货膨胀的不同区制影响动态。该模型作为现 如今宏观经济学界广泛应用和推广的非线性时间序列模型，融合了非线性模型和结构 向量自回归（VAR)模型两者的优势，尤其适合捕捉时间序列的周期性特征、区制转 换和非对称性等特征，进而描述变量之间可能存在的多重均衡及非对称影响动态。有
农产品价格的影响因素及其对通货膨胀的非线性影响
151
鉴于此，本文尝试在TVAR模型的分析框架下，以本文研究内容和研究目的为出发点， 将农产品价格作为模型的门限变量，并将经济增速、外汇储备等代表性因素作为控制 变量纳入模型中，则构建的两区制TVAR模型表示为：
y, = (ci +
+ (c2 +
+ s>
⑵
在公式（2)中，y,由4x1维内生变量组成，分别由通货膨胀、农产品价格、经 济增速和外汇储备构成，记为y, = (yu，y2,，…，y4,V,、是4x4维的系数向量，^是 4x1维的常数向量，&是4 xl维的干扰项，；=1，2表示为两区制的TVAR模型，> =
1, 2,…，p是向量自回归的滞后阶数。/
是开关函数（或称指示函数），是
门限变量，d代表门限变量的滞后阶数，当门限值等于『时，则有：
可见，当，矣r时，/(&_,)=0,此时TVAR模型为低区制状态下的向量自回归模
型，反之当/ (Z,_,)=l时，TVAR模型为高区制状态下的向量自回归模型。本文构建
TVAR模型使用的数据范围同样为1999年1月2017年12月，其中农产品价格和经济增速
分别使用前文的度量结果，而通货膨胀由居民消费价格指数（上年同期=1〇〇)计算得
到，用CPI表示。用人民币兑美元的汇率将外汇储备转换为以人民币表示以统一单位, 同时为了消除量纲带来的数据不可比性影响，对外汇储备数据做对数化处理并表示为FR。
在对公式（2)进行参数估计之前，首先，对所有序列进行平稳性检验，检验结果 表明这些序列在10%的显著性水平下满足平稳性建模要求。其次，基于AIC和SC信息 判定准则确定公式（2)的最佳滞后阶数为2阶。再次，本文对基准VAR模型进行Wald 非线性检验，结果表明存在显著的门限效应。限于篇幅省略上述检验。最后，运用R软 件的tsDyn程序包中的TVAR函数，得到公式（2)的最终估计结果（如表3所示）。
表
高区制
变量
3 TVAR模型估计结果
低区制
API
0. 03580. 8964-0. 05650.2001-0.0081-0.04430. 10200.00610. 0122
CPI
0.0974-0.04540.96900. 0900-0.01450.0092-0. 0497-0.00680.0154
GDP
0. 9780-0.73820. 65960. 4680_ 0.30090. 4458-1.39510. 33470. 3066
FR
0. 39300. 1069-0. 39810. 12121. 19970. 0326-0.15960. 0705-0.1978
API
0. 33881. 1377-0.05310. 1596-0.0459-0. 1191-0. 3407-0.04030. 0485
CPI
0.10540.07440.91220.0767-0.0072-0.0435-0.0731-0.02750.0091
GDP
-0. 04820.18080. 37310.22870.8809-0. 1461-0. 30650.3595-0.8824
FR
0. 12460. 0956-0.74140. 00331.2471-0.02960. 62970. 0637-0.2538
interceptAPI ( -1)CPI ( -1)GDP ( -1)FR ( -1)API ( -2)CPI ( -2)GDP ( -2)FR ( -2)
152
数量经济研究
在上述表3估计结果的基础上，为了更直观、更详细地考察农产品价格对通货膨 胀在不同区制内的影响动态，本文借鉴Koop、Pesaran和Potter (1996)提出的广义脉 冲响应函数来计算得到公式（2)的非线性脉冲响应。计算公式如下所示：
G/RFr
=E(yl+ll\\v,,(〇'_,) - ^(y, + „
) ,〇.=0,(4)
其中，〃,为冲击变量，f表示冲击发生的时点，表示在时点f发生冲击之前可 以利用的全部历史信息集，s表示区制，《表示脉冲响应持续的时间。限于篇幅，本文 省略对G//?F计算过程的详细描述[函数具体计算过程可参见Koop、Pesaran和Potter 等（1996)]。接下来，本文将进一步基于计算得到的脉冲响应图分析农产品价格对通 货膨胀影响的门限效应，以期为政府利用农产品价格宏观调控物价水平提供科学有效 的经验借鉴。
2.2农产品价格对通货膨胀的脉冲响应分析
图1和图2分别描述的是在农产品价格水平处于较低和较高区制状态下，农产品 价格正负一个单位标准差、正负两个单位标准差大小的冲击对通货膨胀产生的冲击效应。
图1高区制下农产品价格对通胀的影响
图2低区制下农产品价格对通胀的影响
农产品价格的影响因素及其对通货膨胀的非线性影响
153
从图1和图2来看，在农产品价格的高、低不同区制内，农产品价格对通货膨胀 的影响动态呈现显著的差异。具体来看，当农产品价格处于较高区制状态时（如图1 所示），即农产品价格水平大于门限值0.9860,从一开始直到响应期结束，农产品价格 一个单位标准差的正向冲击对通货膨胀产生负向抑制效应，并在第7期抑制效应达到 最大，第15期以后响应开始逐渐收敛。当农产品价格处于较低区制状态时（如图2所 示），即农产品价格水平小于门限值0.9860,在响应期内，农产品价格一个单位标准差 的正向冲击对通货膨胀一直产生较为显著的正向影响，并且这种正向促进效应经历了 由小到大再到收敛的缓慢过程，影响幅度相对较小。同时，农产品价格一个单位标准 差的负向冲击产生与上述响应效果相对称的效果，且两个单位标准差的正负冲击将同 方向放大相对应的响应幅度。
表
冲击正负正负
向向向向
4
农产品价格在较低和较高区制下通货膨胀对农产品价格冲击的响应比较
第
1期0000
第
2期
第
3期
第
4期
第
5期
第
6期
第
7
期第
8期
较高
1SD1SD1SD1SD
-0.04540. 04540. 0744-0.0744
-0. 14350. 14350. 1221-0. 1221
-0.20850. 20850. 1566-0. 1566
-0.26110.26110.1840-0. 1840
-0. 28600. 28600. 2067-0. 2067
-0. 28870. 28870.2251-0.2251
-0.27070.27070. 2397-0. 2397
较低
为了更直观详细地描述农产品价格在高、低不同区制状态下对通货膨胀的影响 效果差异，本文选取初始时点f = l时的响应值和第2 ~8期响应值中的部分样本数据 进行详细分析（如表4所示）。表4显示，在农产品价格处于较高区制状态时，从第
2期至第8期，通货膨胀对农产品价格一个单位标准差的正向冲击产生的响应效果分
别为-0.0454、- 0.1435、- 0.2085、-0.2611、- 0.2860、- 0.2887 和-0.2707。 当农产品价格处于较低区制状态时，从第2期到第8期，通货膨胀对农产品价格一个 单位标准差的正向冲击产生的响应效果分别为0.0744、0.1221、0.1566、0.1840、 0.2067、0.2251和0.2397。农产品价格一个单位标准差的负向冲击对通货膨胀产生的 响应效果与上述效果互为对称。
综上分析可知，农产品价格对通货膨胀的影响存在显著的门限效应，即在农产品 价格的高、低两种不同区制内，农产品价格对通货膨胀的影响动态存在显著差异。具 体而言，当农产品价格处于较高区制状态时，即农产品价格大于门限值0.9860,它对 通货膨胀的影响以负向抑制效应为主，可见农产品价格上涨不是通货膨胀形成的主要 动因。而当农产品价格处于较低区制状态时，即农产品价格小于门限值0.9860,它对 通货膨胀有显著的正向促进作用，可见此时农产品价格上涨极力促进了通货膨胀的形 成。这种情况的出现和国内经济体制改革进程、相关政策变化以及各种各样的外界冲 击等因素密不可分，这些因素致使中国经济结构正在逐步发生改变，因此农产品价格 对通货膨胀的影响动态并不是一成不变的，且会呈现显著的门限效应，而本文构建的 TVAR模型恰如其分地反映了农产品价格上涨对通货膨胀的区制影响差异。
结合中国宏观经济运行实践历程以及农产品价格指数的变动趋势来看，中国1999 ~
154
数量经济研究
2001年绝大多数月份的农产品价格指数低于门限水平，这段时期农产品价格可以看作 通货膨胀的一个先行指标，农产品价格上涨很快会引起整体物价水平上升。这可能的 一种解释是，20世纪90年代末农产品供给增长速度相比迅猛增长的需求而言较为缓 慢，导致农产品价格上涨对通货膨胀产生了较为明显的正向拉动作用。统计资料表明， 1999年、2000年和2001年的粮食总产量不但没有增加反而出现严重下跌现象，最令人 费解的是2001年的粮食总产量甚至都少于90年代初的粮食产量。而与之形成鲜明对比 的是，需求增速却呈不断上涨态势。这种农产品供需增速严重失衡的局面无疑加强了 农产品价格对通货膨胀的推动作用。而统计数据显示2002 ~ 2017年绝大多数月份的农 产品价格指数高于门限水平，这一时期虽然农产品价格表现出不断上涨态势，但它对 通货膨胀没有产生促进效应，甚至出现了负向抑制作用。一方面，农产品产量供给不 足的局面得到了改善，主要农产品产量呈现出十分明显的增长趋势。另一方面，随着 农产品流通市场化改革进程的不断推进，农业在国民经济体系中的比重逐渐下降，农 产品在消费者价格指数中所占比重也不断降低，我国农产品价格相对稳定，在一定范 围内小幅波动。此外，这一时期房地产价格上涨、资源类产品和工资成本的不断攀升 成为通货膨胀的主要动因，而农村和城镇居民家庭恩格尔系数的下降趋势也再次证实 了农产品价格对通货膨胀的促进效应正在消失，甚至转为抑制效应。可见，本文构建 的TVAR模型反映出的农产品价格对通货膨胀的影响动态基本符合经济运行现实，具 有一定的稳健性和可靠性。
3结论
本文选取中国人民银行公布的农产品价格指数（4P/)作为农产品价格水平的度量 结果，并基于STR模型对农产品价格的影响因素展开了进一步研究，最后基于TVAR 模型对农产品价格对通货膨胀影响的门限效应进行了深入分析。得到的主要结论有以 下几点。（1)近几年，农产品价格指数（API)的统计数据表明农产品价格水平相对 较低。（2)结合近几年中国农产品价格水平以及STR模型的门限估计值来看，在现阶 段，前一期的农产品价格和经济增速对农产品价格起到了一定程度的促进作用，而汇 率对农产品价格的影响效应显著为负。因此，目前中国政策制定者应对经济增速和汇 率给予更多关注以提高宏观调控农产品价格的针对性、灵活性和有效性。（3)农产品 价格对通货膨胀的冲击影响存在显著的门限效应。相比农产品价格处于较高区制状态， 农产品价格上涨对通货膨胀的促进效应在农产品价格处于较低区制状态下更为明显。 因此政府要更加重视农产品价格的暴跌现象，以避免它对整体物价水平产生较大的负 面影响。
本文的研究结论对于政府有效调控农产品价格以及稳定整体物价水平具有以下两 点启示
。
一
是完善农产品价格调控体系。在调控过程中，要充分发挥农产品市场配置
资源的基础性和决定性作用，不仅仅要重视农产品供需数量和结构的变动，更要关注 国内外宏观经济因素对农产品价格的影响。尤其在现阶段，要进一步健全和完善人民
农产品价格的影响因素及其对通货膨胀的非线性影响
155
币汇率市场化形成机制，保持人民币汇率在合理均衡水平上的基本稳定，从而避免汇 率出现较大幅度的波动现象。同时，保持经济增长稳中求进，始终保持经济增速处于 合理区间，从而充分发挥汇率和经济增速等影响因素对我国农产品价格预期调整的指 引和促进作用。
二是要重视农产品价格上涨对通货膨胀的传导机制。本文的实证研究结果表明， 在农产品价格的高、低不同区制下，它对通货膨胀的影响存在显著的门限效应。可见 密切监控农产品价格水平的变动对于宏观调控整体物价水平具有重要的现实意义。因 此，新时期政府要进一步加强对市场的监控，更多关注农产品价格对通货膨胀的影响 效应，允许农产品价格适度波动，且十分有必要建立农产品价格的监测和预警机制， 做到精准地掌握经济增速、汇率和其他影响因素变动对我国农产品价格水平造成的影 响，从而实现对农产品价格的理性预期，以避免农产品价格的异常波动对整体物价水 平造成的负面影响。
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