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统计与信息论坛一观点[11].Bakucs等人运用Saghaian等提出的框markets)的假设的基础上的,假设供求条件发生变架分别运用转轨国家斯洛文尼亚和匈牙利的相关数化时产品市场的价格水平可以灵活调整,而实际上据进行的实证分析也都显示出货币供给冲击时农产不同产品的价格灵活性往往是不一样的,如为了降品价格调整的比工业品价格要快,也就是说,货币冲低交易成本的需要,一些工业产品都是在所谓的"客击会影响农产品的相对价格水平[12-叫。户市场(customermarkets)"销售的,由于期限长、由此可见,对于货币量变化到底是否会影响农价格固定的合约盛行,这些工业部门的产品往往具产品的相对价格这一问题目前依然没有定论,还有有较强的"价格粘性",这意味着货币供给量发生变待于进一步验证,本文将运用中国的有关数据对其化的情况下,其价格调整会比较缓慢口气根据Bor进行一次实证检验。由于不同的国家之间的制度与do的理论,如果按照加工阶段把产品分为原材料、体制存在差异,有时某个理论在某个国家得不到经中间产品和最终产品,可以预期原材料市场的价格验数据支持时,在其他国家却能得到证实,如就在调整要比中间产品和最终产品市场更加迅速,因为Bessler发现巴西的统计数据不支持货币冲击影响在原材料行业竞价交易形式比较普遍,而中间产品农产品的相对价格水平这一假设的情况下,Deva›和最终产品行业客户交易形式比较盛行。Bordo认doss和Meyers却发现同一时间段内美国的相关数为,这样的分析同样适用于农业产品与工业产品比据是支持该假设的问。Bessler曾经就提出研究者较。与工业产品市场相比,农产品市场的合约期限应该用不同时段、不同经济体的数据对这一问题进一般比较短,竞价交易形式比较普遍,这决定了农产行实证分析凶,而目前中国国内几乎没有针对这一品的市场价格比较灵活,当货币供应量发生变化时,问题的研究。另外,当前中国正在致力于协调工农农产品的市场价格反应要比工业品市场快,因此货与城乡利益,而为了应付国内外形势需要,中国的货币政策的调整会在短期内影响农产品与工业产品的币政策调整也将更加频繁,弄清楚货币政策到底是相对价格。否导致中国工农产品相对价格的调整进而影响到工为了更加清晰地表述存在长期合约与价格粘性农与城乡利益,本身也有非常重要的现实意义。的情况下货币政策调整对工农产品的相对价格的影二、货币冲击影响农产品响,下面借鉴Dornbusch分析货币市场的调整速度快于商品市场的调整速度情况下出现汇率超调问题相对价格的理论阐述的超调(overshooting)模型来分析货币冲击下农产Cairnes在1873年就曾分析指出,从长期来看,品与工业品的价格调整过程[叫。在图1中,直线EE货币数量的变化会是中性的,但是在短期内由于不表示货币政策调整之前均衡状态下的农产品与工业同商品市场的供给弹性是不同的,这样在受到外来品市场价格均衡点的组合,A为初始均衡点。当货因素影响时,不同产品市场的反应模式是会有区别币政策出现调整时,如为了防止通胀,实施收缩的货的,因此货币数量变化会影响商品相对价格。币政策,货币供给量减少,从而对总需求产生影响,Caimes指出扩大产品供给的能力主要取决于两个直线EE左移到了E'E'。由于实行竞价交易的农业条件z生产中机器的使用程度以及生产过程在多大部门的价格比较灵活,而长期合约的存在导致工业程度上独立于自然力量,并以此推断,由于短期供给E 工市业场品的价格民弹性不同,天然产品(crudeproducts)的价格调整应该会比人造品(manufacturedproducts)来的快。他还推断,在天然产品内部,动物产品的价格调整应该会比植物产品更快,因为短期内增加动物产品的产出量更加困难。此外,Cairn四还推断易腐与非耐用品的价格调整要比耐用品快,由于其可储存性存在明显区别叫。按照Caimes的理论,考虑到生产周期以及可储存性的不同,可以预期农业产品的价格0 E E 45调整要比工业产品快。Bordo进一步拓展了。Pa农产品市场价格Caimes的理论。Bordo认为,以往的对产品价格变圄1基于价格粘性的农产品价格超调模型固动的分析都是建立在竞争性的"竞价市场"(auction 5?6? 췲랽쫽뻝
方鸿z货币冲击对农产品相对价格的影响品市场存在价格粘性。面对货币的收缩,工业部门阶段,新的汇率改革(从实施盯住美元的汇率制度转的价格水平(Pi)没有立即调整,而农业部门的价格向实施有管理的浮动汇率制度〉也是从2005年开始水平(Pa)很快下降,农产品价格从A点超调至B的。在实证分析中,货币变量采用的是狭义的货币点,结果是收缩的货币政策在短期内降低了农产品供应量Ml,汇率变量采用的是国际清算银行发布对工业品的相对价格水平(Pa/Pi)0不过,随着后的人民币名义汇率数据,农产品与工业品相对价格期工业部门的价格水平得到调整,农产品与工业晶用农产品批发市场价格指数与工业品出厂价格指数价格会走向新的长期均衡点C,这时工农产品的相的比值表示。出于可比性,取比值之前,两个价格指对价格会逐渐恢复到初始水平。数都换算成了2005年1月等于100的定基指数形式。本文所用的农产品批发市场价格指数数据来源三、货币冲击和农产品相对价格的于农业部网站,汇率数据来源于国际清算银行网站,关联性:基于VAR模型的实证检验其他数据主要来源于《中国经济景气月报》、中经网(-)方法与样本数据说明统计数据库。为了消除异方差的影响,笔者对所使本文运用向量自回归(VAR)模型检验货币冲用的有关变量均取其自然对数值。击和农产品相对价格之间的关联性。VAR是基于{二}单位根检验数据的统计性质建立模型,VAR模型把系统中每一由于使用的是时间序列数据,为了避免伪回归个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函问题,首先要对变量的平稳性进行单位根检验。本数来构造模型。在实际应用中,由于VAR模型是文采用比较常用的单位根检验方法一-ADF检验一种非理论性的模型,它无需对变量作任何先验性法对有关变量进行单位根检验,具体检验结果见表约束,因此在分析VAR模型时,往往不分析一个变1。表中数据说明,ADF检验显示至少在小于或等量的变化对另一个变量的影响如何,而是分析当一于10%的显著性水平上可以拒绝"存在单位根"的个误差项发生变化,或者说模型受到某种冲击时对原假设,这表明这3个变量基本上是满足平稳住条系统的动态影响,这种分析方法称为脉冲响应函数件的,可以直接用于建立VAR模型。方法(impulseresponse function>WMB-262.表1单位根检验结果表在本文中我们要估计的VAR模型三个变量,Ml EXC REL-PRICE 分别为农产品与工业品相对价格(REL-PRICE)、ADF统计量 O. O. 一…货币数量(Ml)和汇率(EXC),之所以要考虑汇率变1%临界值 一 量是因为除了货币量以外汇率也很有可能会影响到5%临界值一一 农产品与工业品的相对价格,因为汇率变动会影响10%临界值 一到一国的农产品与工业品的进出口,改变国内的农产品与工业品的供应量,在农产品与工业品的价格注z变量检验形式采用趋势加常数项,检验中的最优滞对这种供应量变动作出的反应是不对称的情况下,后阶数根据AIC信息准则选择,铮铮铃1分别表示在1%、10%的显著性水平上拒绝存在单位根的原假设.国内农产品与工业品的相对价格水平也难免受到影{三)VAR模型和脉冲晌应函数的估计响。吕剑、陈浪南等的实证研究都发现人民币汇率估计VAR模型首先要确定变量的最优滞后阶变动会显著地影响中国国内物价水平,并且对不同种类物品价格的影响是非对称的[18-19)。因此,为了数。基于AIC信息准则以及考虑到VAR模型要满剔除这种可能存在的影响,笔者在VAR模型中加足稳定性条件(即模型的所有根的模的倒数要小于入了汇率变量,这样汇率影响之外的农产品与工业1,都位于单位圆内,这样的VAR模型才适合于脉品相对价格的变化就可以用货币量的变化以及农产冲响应分析),VAR模型的滞后阶数确定为10,于品与工业品相对价格的前期值来解释。此外,VAR是本文估计包含以上3个变量滞后10阶的VAR模型中考虑汇率变量也是为了使分析结果与其他的模型,方程中包括截距项和趋势项。前面说过,由于一些研究保持可比性。对VAR模型单个参数估计值的解释是很困难的,鉴于数据的可得性,本文分析所使用的样本数因此笔者主要是观察其脉冲响应函数。与前面的理据为2005年1月至2010年8月的月度数据,这一论分析一致,在选择Cholesky分解三角排序时把货阶段也是中国农产品价格市场化程度已经比较高的币变量放在农产品和工业品相对价格变量的前面。?5?7 췲랽쫽뻝
统计与信息论坛此外,基于Chambers和Just的逻辑,即货币扩张会产品与工业品的相对价格水平,有利于农业部门,反导致利率下降,降低本国货币的吸引力,导致资本外之,货币供给量的收缩会降低农产品与工业品的相流,进而引起一国汇率的下降,在Cholesky分解排对价格水平,不利于农业部门。不过,分析结果也显序时我们先把货币变量放在汇率变量的前面,即按示第3期以后的脉冲响应值在统计上都不再显著,照M1-EXC-REL-PRICE这样一种排序问。限说明从长期内货币是中性的,货币政策的调整不会于篇幅以及出于本文的研究目的,仅考察货币冲击对中国工农产品的相对价格造成长远影响。笔者的下农产品与工业品相对价格变量的脉冲响应函数,研究结果与Bordo的理论预期以及Taylor和Spri滞后24期内农产品与工业品相对价格变量的脉冲ggs、Robertson和Orden的实证研究结果是一致的[8-9]响应值见表20为了检验脉冲响应值的显著性,还通过蒙特卡罗(monte一回rlo)协整方法生成脉冲响考虑到Cholesky分解中变量的排序改变可能应值的标准差,这种方法是依据正交脉冲响应的后会影响到脉冲响应分析的结果,笔者也考虑了另外验分布来计算标准差的。一种Cholesky分解排序下的脉冲响应函数,把汇率表2货币冲击下农产晶与工业晶变量放在货币变量前面,即按照M1-EXC-REL相对价格变量的脉冲晌应值及其标准差表PRICE这样一种顺序。这是由于一个国家汇率的( Cholesky分解排序:MI-EXC-REL-PRICE) 调整也可能发生在货币量变化之前,即汇率先出现期数脉冲响应值期数脉冲响应值期数脉冲响应值调整,从而影响到进出口贸易,导致外汇储备量变1 " 9 " 555 17 化,进而引起被动增发或者减少本国货币量①。改() () () 变Cholesky分解中变量的排序后,货币冲击下农产2 10 18 品与工业品相对价格变量的脉冲响应值见表30() () () 表3货币冲击下农产晶与工业晶相对价格3 " 11 19 () ( (3) ( 54) 变量的脉冲晌应值及其标准差表4 12 20 (Cholesky分解排序:EXCr-M1-REL-PRICE) (0.∞905) () () 期数脉冲响应值期数脉冲响应值期数脉冲响应值5 13 一 538 1 " 9 088 17 () ( (1) () () ( 39) () 6 14 22 2 10 18 () () ( 53) ( 12) ( 21) () 7 O.∞4180 15 23 -0. 000 861 3 " 11 19 ( 85) () () () () () 8 16 24 -0. 005 899 4 12 一 ( 18) ( 62) () ( 72) () () 注z圆括号内的数值为脉冲响应函数值的标准差s符号铮铮、5 13 21 铃铮铮分别表示脉冲响应函数值在5%、1%的水平上显著.( (7) () () 6 从表2中有关数值可以看出,给定一个标准差O.∞1701 14 22 () ( 32) () 的正向货币冲击,农产品与工业品相对价格变量的7 15 一一O.∞1429脉冲响应值在前10期都是正的,第11--15期变为() () () 负,第16期以后又基本上都是正值,其中第1、2、38 16 24 -0. 006 875 期的脉冲响应值在统计上都是显著的。这一结果表( 90) ( (8) () 明,在中国,货币政策的调整短期内的确会对农产品沽,圆括号内的数值为脉冲响应函数值的标准差5符号僻、与工业品的相对价格水平产生一定影响,与工业品铮铮铮分别表示脉冲响应函数值在10%、1%的水平上显著.的价格相比,货币冲击短期内会引起农产品价格更从表3可以看出.Cholesky分解排序中货币变大程度的反应,短期内货币供给量的扩张会提高农量与汇率变量顺序的改变基本上没有改变脉冲响应① 周其仁(2010)就曾分析指出,由于人民币汇率形成机制问题,在中国存在货币当局被动超发货币的情况.参见g周其仁z汇率与货币评论(16)一一被动超发货币的教训-8-20.载于北京大学国家发展研究院网站(httpd/. edu.ανcn/R,臼? Ne明ID=11532).?5?8 췲랽쫽뻝
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