貨幣供應(yīng)量?jī)r(jià)格波動(dòng)論文范文

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一、研究方法與數(shù)據(jù)說(shuō)明

1．研究方法簡(jiǎn)述(1)修正后的線性回歸模型。當(dāng)線性回歸方程擾動(dòng)項(xiàng)存在序列相關(guān)時(shí)，運(yùn)用最小二乘法估計(jì)所得到的參數(shù)可能會(huì)不準(zhǔn)確，回歸系數(shù)檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量也不再可信。因此，在檢驗(yàn)蔬菜價(jià)格和貨幣供應(yīng)量普通線性回歸模型存在序列相關(guān)的基礎(chǔ)上，本文對(duì)原始模型進(jìn)行了修正，以消除序列相關(guān)的影響。假設(shè)式(1)為蔬菜價(jià)格pt對(duì)貨幣供應(yīng)量mt的簡(jiǎn)單線性回歸方程，εt為相應(yīng)殘差。若式(1)中εt存在序列相關(guān)，則通過構(gòu)建擾動(dòng)項(xiàng)的自回歸方程AR(p)來(lái)消除序列相關(guān)的影響。基本思路如下，若εt存在一階自回歸，則構(gòu)造式(2)所示的AR(1)，其中ut為白噪聲序列，將式(3)εt－1的表達(dá)式帶入式(2)，之后將式(2)帶入式(1)整理后就得到式(4)。顯然，以(pt－φpt－1)為新的因變量，(xt－φxt－1)為新的自變量運(yùn)用最小二乘法所估計(jì)出來(lái)的系數(shù)是無(wú)偏有效的。對(duì)于存在高階序列相關(guān)的線性回歸方程也可以采用與一階序列相關(guān)類似的方法，將滯后殘差逐項(xiàng)帶入，直至得到一個(gè)誤差項(xiàng)為白噪聲的序列。(2)變參數(shù)模型。蔬菜價(jià)格和貨幣供應(yīng)量之間修正線性回歸模型的建立反映的是兩者之間的靜態(tài)關(guān)系。不難證明，線性回歸模型中最小二乘法估計(jì)出來(lái)的回歸系數(shù)一定滿足y－=θ0+θ1x－，這意味著此時(shí)回歸系數(shù)θ1表明的是樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量均值對(duì)蔬菜價(jià)格均值的影響。由于經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)正在逐步發(fā)生變化，貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜價(jià)格的推動(dòng)作用并不是一成不變的，為了分析貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜價(jià)格隨時(shí)間變化的動(dòng)態(tài)影響，本文建立關(guān)于兩者的變參數(shù)模型，如式(5)和式(6)。蔬菜價(jià)格與貨幣供應(yīng)量之間的變參數(shù)模型是狀態(tài)空間模型的一種形式，式(5)和式(6)分別為量測(cè)方程和狀態(tài)方程。其中式(5)表示的蔬菜價(jià)格與貨幣供應(yīng)量之間的一般關(guān)系。θ1t為不可觀測(cè)的狀態(tài)變量，其隨著時(shí)間的變化而變化，即為可變參數(shù)模型中的可變參數(shù)，需要運(yùn)用可以觀測(cè)的變量蔬菜價(jià)格pt和貨幣供應(yīng)量序列mt來(lái)估計(jì)。式(6)為假定不可觀測(cè)的可變參數(shù)θ1t的生產(chǎn)過程，假設(shè)狀態(tài)變量θ1t服從于AR(1)模型，μt為狀態(tài)方程的擾動(dòng)項(xiàng)，且其與εt相互獨(dú)立。

2．指標(biāo)與數(shù)據(jù)說(shuō)明蔬菜種類繁多，不同品種一年內(nèi)自然上市的時(shí)間存在明顯差異;即使是同一品種，由于不同地區(qū)氣候的差異，自然上市的時(shí)間也不同，同一品種一年內(nèi)不同時(shí)間段的價(jià)格存在明顯的差異;此外，由于不同蔬菜品種存在明顯的異質(zhì)性，不同種類間的價(jià)格也存在明顯的差異。為了概述蔬菜這個(gè)農(nóng)產(chǎn)品大類總體物價(jià)變動(dòng)特征，本文選取居民消費(fèi)價(jià)格分類指數(shù)(鮮菜)這個(gè)綜合性指標(biāo)來(lái)分析蔬菜總體價(jià)格的變化情況。居民消費(fèi)價(jià)格分類指數(shù)(鮮菜)根據(jù)中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，該類數(shù)據(jù)分析的期限為2001年1月至2012年5月，共計(jì)137個(gè)樣本。由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的鮮菜類居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)是以上年同月為基礎(chǔ)的環(huán)比數(shù)據(jù)，本文以2001年各月的價(jià)格指數(shù)為基期，將各年的環(huán)比數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為相應(yīng)的定基數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)中2001年12月份數(shù)據(jù)存在缺失，本文以2001年11月份和2002年1月份價(jià)格指數(shù)的幾何平均數(shù)來(lái)進(jìn)行替代。

二、實(shí)證分析

1．蔬菜總體價(jià)格水平長(zhǎng)期內(nèi)呈現(xiàn)出上漲的趨勢(shì)蔬菜總體價(jià)格水平波動(dòng)十分劇烈，一年之內(nèi)會(huì)出現(xiàn)明顯的波峰和波谷，且波峰與波谷所對(duì)應(yīng)的價(jià)格水平相差較為明顯(見圖1)。但總的來(lái)說(shuō)，蔬菜總體價(jià)格水平呈現(xiàn)出明顯的上漲趨勢(shì)。雖然蔬菜原始價(jià)格序列波動(dòng)十分劇烈，但趨勢(shì)變動(dòng)序列清楚地顯示了蔬菜總體價(jià)格水平明顯的上升態(tài)勢(shì)。

2．蔬菜總體價(jià)格水平呈現(xiàn)出較為明顯的季節(jié)性波動(dòng)蔬菜總體價(jià)格水平的季節(jié)性波動(dòng)特征十分明顯。圖2為運(yùn)用X-12-ARIMA季節(jié)調(diào)整模型剝離出來(lái)的蔬菜總體價(jià)格水平季節(jié)性因素走勢(shì)圖。總的來(lái)說(shuō)，蔬菜總體價(jià)格水平季節(jié)性波動(dòng)的最高點(diǎn)于每年的7月份出現(xiàn);最低點(diǎn)于每年的2月份出現(xiàn)。這似乎與常理相悖，因?yàn)橄鄬?duì)于冬季菜而言，夏季上市的露地蔬菜品種較多;蔬菜總體價(jià)格水平的季節(jié)性波動(dòng)并不違背這個(gè)常理。由于本文所使用的蔬菜總體價(jià)格水平是以2001年各月為基期計(jì)算出來(lái)的定基指數(shù)，這意味著所采用的蔬菜總體價(jià)格指數(shù)橫向比較絕對(duì)值大小是沒有意義的，這些數(shù)據(jù)反映的是對(duì)應(yīng)月份蔬菜價(jià)格變化的情況。蔬菜總體價(jià)格水平于7月份出現(xiàn)最高點(diǎn)反映的是2001－2011這10年間相比于其他11個(gè)月份，7月份的蔬菜價(jià)格上漲最快;同理，蔬菜總體價(jià)格水平于2月份出現(xiàn)波動(dòng)的最低點(diǎn)反映的是2月份蔬菜價(jià)格上漲速度最慢。結(jié)合夏季大多數(shù)蔬菜上市，價(jià)格水平處于低位;而冬季大多數(shù)蔬菜價(jià)格處于高位的事實(shí)，蔬菜價(jià)格7月份上漲較快而2月份上漲較慢的現(xiàn)實(shí)意義在于各個(gè)月份間的蔬菜絕對(duì)價(jià)格差距正呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，可能的解釋是由于設(shè)施蔬菜的快速發(fā)展和蔬菜生產(chǎn)技術(shù)的進(jìn)步，一年內(nèi)各個(gè)時(shí)期蔬菜上市量差距逐步變小，季節(jié)性供給矛盾逐步緩和，從而各個(gè)月份的蔬菜價(jià)格差距呈現(xiàn)出變小的趨勢(shì)。

3．貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響由于蔬菜總體價(jià)格水平的季節(jié)性波動(dòng)特征較為明顯，若直接采用蔬菜總體價(jià)格水平的原始數(shù)據(jù)，從經(jīng)驗(yàn)上分析貨幣供應(yīng)量的變化對(duì)其價(jià)格變化的影響得出來(lái)的結(jié)果有可能不顯著，季節(jié)性因素有可能掩蓋兩者之間的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系。在剝離蔬菜總體價(jià)格水平季節(jié)性因素的基礎(chǔ)上，實(shí)證分析貨幣供應(yīng)量變化對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響。本文在分析貨幣供應(yīng)量和蔬菜總體價(jià)格水平兩者之間的關(guān)系前，也剝離了貨幣供應(yīng)量較為明顯的季節(jié)性因素。(1)平穩(wěn)性檢驗(yàn)。在實(shí)證分析貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平長(zhǎng)期變化趨勢(shì)的影響之前，有必要對(duì)這兩個(gè)時(shí)間序列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，否則實(shí)證分析得出的結(jié)果有可能不準(zhǔn)確。表1顯示了貨幣供應(yīng)量序列和剝離季節(jié)性因素后的蔬菜總體價(jià)格水平的ADF平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果。顯然，剝離季節(jié)因子后的蔬菜總體價(jià)格水平和同樣剝離季節(jié)性因素的貨幣供應(yīng)量的原始序列均不平穩(wěn)，而對(duì)應(yīng)的一階差分卻均在0．01的顯著性水平通過檢驗(yàn)，說(shuō)明兩者均為一階單整序列。(2)協(xié)整關(guān)系檢驗(yàn)。平穩(wěn)性檢驗(yàn)的結(jié)果表明蔬菜總體價(jià)格水平和貨幣供應(yīng)量序列均為一階單整序列，意味著兩者之間有可能存在協(xié)整關(guān)系。所謂協(xié)整關(guān)系，指的是雖然所分析的時(shí)間序列變量原始序列不平穩(wěn)，但當(dāng)它們?yōu)橥A單整時(shí)，某種線性組合卻可能平穩(wěn)，即不平穩(wěn)的時(shí)間序列變量之間仍有可能存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的關(guān)系。E－G兩步法和Johansen協(xié)整檢驗(yàn)為目前主要檢驗(yàn)協(xié)整關(guān)系的方法，由于E－G兩步法中的第一階段需要對(duì)變量間的線性回歸模型進(jìn)行最小二乘估計(jì)，應(yīng)用不是很方便［11］，因而采用Johansen協(xié)整檢驗(yàn)來(lái)分析蔬菜總體價(jià)格水平和貨幣供應(yīng)量之間是否存在協(xié)整關(guān)系。其中檢驗(yàn)形式為時(shí)間序列有線性趨勢(shì)而相應(yīng)的協(xié)整方程只包含截距，且VAR模型中的最大滯后期數(shù)取4。表2顯示了無(wú)約束條件下的Johansen協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果。跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)表明原假設(shè)“沒有協(xié)整關(guān)系”被拒絕，說(shuō)明蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系;原假設(shè)“最多一個(gè)協(xié)整關(guān)系”也被拒絕，說(shuō)明蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間至少存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系。經(jīng)驗(yàn)證，只有當(dāng)協(xié)整方程有線性趨勢(shì)而相應(yīng)的時(shí)間序列有二次趨勢(shì)時(shí)，蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間才僅存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，其他4種關(guān)于時(shí)間序列和協(xié)整方程是否包含截距或確定性趨勢(shì)的假設(shè)均表明蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系(見表3)。總之，雖然蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量的原始序列不平穩(wěn)，但兩者之間統(tǒng)計(jì)意義上仍存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。(3)格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)。理論上說(shuō)，貨幣學(xué)派主張貨幣供應(yīng)量的變化是物價(jià)變化的根本原因。邏輯上講，貨幣供應(yīng)量的快速增長(zhǎng)能推升市場(chǎng)上的一般價(jià)格水平，蔬菜也不例外;而蔬菜總體價(jià)格水平的變化對(duì)貨幣供應(yīng)量的發(fā)行幾乎不存在影響。貨幣供應(yīng)量的調(diào)整是政府調(diào)控經(jīng)濟(jì)的有力工具，貨幣供應(yīng)量發(fā)行量的大小應(yīng)以整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)的發(fā)展態(tài)勢(shì)為基準(zhǔn)。因此，實(shí)證回歸模型的建立應(yīng)以蔬菜總體價(jià)格水平為因變量，以貨幣供應(yīng)量序列為自變量。為了從經(jīng)驗(yàn)上驗(yàn)證蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量?jī)烧唛g的因果關(guān)系，本文采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)驗(yàn)證兩者之間統(tǒng)計(jì)意義上的因果關(guān)系。表4顯示了滯后一階蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果。原假設(shè)“蔬菜總體價(jià)格水平不是貨幣供應(yīng)量的格蘭杰原因”所對(duì)應(yīng)的P值遠(yuǎn)大于0．05，因而此原假設(shè)被接受;而原假設(shè)“貨幣供應(yīng)量不是蔬菜總體價(jià)格水平的格蘭杰原因”所對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量高度顯著，從而拒絕此原假設(shè)，認(rèn)為貨幣供應(yīng)量是蔬菜總體價(jià)格水平變化的格蘭杰原因。總之，格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)表明貨幣供應(yīng)量是蔬菜總體價(jià)格水平變化的單向格蘭杰原因。因此，無(wú)論是從理論還是經(jīng)驗(yàn)上來(lái)看，貨幣供應(yīng)量的增加推升了蔬菜總體價(jià)格水平，但蔬菜總體價(jià)格水平對(duì)貨幣供應(yīng)量的變化不存在影響。(4)貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平影響程度的靜態(tài)分析。為了從經(jīng)驗(yàn)上驗(yàn)證貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響程度問題，本文以蔬菜總體價(jià)格水平為解釋變量，貨幣供應(yīng)量為被解釋變量建立如式(7)所示的簡(jiǎn)單回歸模型。表5中第二列顯示了簡(jiǎn)單線性回歸模型式(7)的估計(jì)結(jié)果，雖然常數(shù)項(xiàng)θ0和貨幣供應(yīng)量所對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)θ1高度顯著;且模型的解釋程度也較高，R2達(dá)到了0．94，但DW檢驗(yàn)所對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量值為0．7045，遠(yuǎn)小于2，說(shuō)明模型(7)中的隨機(jī)誤差序列存在明顯的正相關(guān)。此外，滯后一階序列相關(guān)的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)(LM檢驗(yàn))所對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量nR2也高度顯著，這表明應(yīng)拒絕“直到1階滯后不存在序列相關(guān)”的原假設(shè)，從而進(jìn)一步驗(yàn)證了模型(7)中殘差序列存在序列相關(guān)的結(jié)論。在回歸方程的殘差項(xiàng)存在序列相關(guān)的前提下，運(yùn)用最小二乘法所估計(jì)出來(lái)的參數(shù)可能不再有效，參數(shù)檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量結(jié)果也不再可信。為了準(zhǔn)確估計(jì)貨幣供應(yīng)量的增加對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響程度，本文運(yùn)用修正后的線性回歸方程估計(jì)貨幣供應(yīng)量所對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)。表5第3列顯示，修正后的線性回歸方程中的擬合優(yōu)度R2相對(duì)于簡(jiǎn)單線性回歸方程而言變高了，說(shuō)明修正后的線性回歸方程解釋能力變強(qiáng)了，而AIC值也相應(yīng)變小了，說(shuō)明修正后的線性回歸模型變得更為精確。更為重要的是，修正后的線性回歸模型所對(duì)應(yīng)的DW值為1．8672，接近于2，說(shuō)明模型擾動(dòng)項(xiàng)序列相關(guān)的現(xiàn)象得到了明顯的改善，滯后一階序列相關(guān)的拉格朗日乘數(shù)檢驗(yàn)所對(duì)應(yīng)的統(tǒng)計(jì)量nR2也不再顯著，因而原假設(shè)“直到1階滯后不存在序列相關(guān)”不能被拒絕。總之，修正后的序列相關(guān)模型較好地從經(jīng)驗(yàn)上模擬了貨幣供應(yīng)量與蔬菜總體價(jià)格水平之間的關(guān)系。所估計(jì)出來(lái)的θ0和θ1的值分別為37．1301和41．6911，且均高度顯著。θ1的經(jīng)濟(jì)意義十分明顯，本文貨幣供應(yīng)量所對(duì)應(yīng)的計(jì)量單位為萬(wàn)億元，而蔬菜總體價(jià)格水平用鮮菜類居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)替代。因而經(jīng)驗(yàn)分析的結(jié)果表明當(dāng)流通中的貨幣供應(yīng)量每增加1萬(wàn)億元時(shí)，對(duì)應(yīng)的鮮菜類居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)將上漲41．69，也就是說(shuō)，蔬菜總體價(jià)格水平將上漲41．69%。(5)貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的動(dòng)態(tài)影響分析。關(guān)于貨幣供應(yīng)量和蔬菜總體價(jià)格水平間的實(shí)證模型，雖然上文中對(duì)兩者的簡(jiǎn)單線性回歸模型進(jìn)行了修正，修正后的模型擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)性得到了很好的改善，但估計(jì)方法仍為最小二乘法。不難證明，運(yùn)用最小二乘法估計(jì)出來(lái)的回歸系數(shù)一定滿足y－=θ0+θ1x－，這意味著θ1的經(jīng)濟(jì)意義是樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的平均影響程度。對(duì)此不禁要問:所研究樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響是否穩(wěn)定，還是隨著時(shí)間的推移發(fā)生了變化?一般而言，由于經(jīng)濟(jì)制度、國(guó)內(nèi)政策等各種因素的變化，經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)也處于動(dòng)態(tài)的變化之中，貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響程度也是動(dòng)態(tài)變化的，修正后的線性回歸模型θ1的估計(jì)反映的是貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的平均影響程度。基于上述疑問，本文運(yùn)用變參數(shù)模型分析貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的動(dòng)態(tài)影響。圖3顯示了運(yùn)用卡爾曼濾波法所估計(jì)出來(lái)的回歸系數(shù)θ1的動(dòng)態(tài)變化情況。總的來(lái)說(shuō)，θ1數(shù)值大小波動(dòng)較為劇烈，表明貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜市場(chǎng)的作用并不是一成不變的，但貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響程度沒有明顯的上升或下降趨勢(shì)，影響程度在20%～45%之間波動(dòng)，影響程度的波動(dòng)范圍并不大。這里需要解釋的是:修正后的線性回歸模型計(jì)算出來(lái)的貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的平均影響程度為41．69%，根據(jù)圖1各樣本期θ1的值，變參數(shù)模型所估計(jì)各樣本期θ1的平均數(shù)為30．72%，兩者有一定的差距。可能的原因在于估計(jì)變參數(shù)模型中θ1的值時(shí)，初始值和初始的狀態(tài)向量是系統(tǒng)默認(rèn)的，因而最初得到的θ1值隨機(jī)性較大。

三、結(jié)論與政策含義

本文在運(yùn)用X-12-ARIMA模型剝離蔬菜價(jià)格和貨幣供應(yīng)量季節(jié)性變動(dòng)因素的基礎(chǔ)上，先驗(yàn)證蔬菜價(jià)格與貨幣供應(yīng)量之間協(xié)整關(guān)系的存在;再?gòu)慕?jīng)驗(yàn)上驗(yàn)證貨幣供應(yīng)量是蔬菜價(jià)格變化的單向格蘭杰原因;之后運(yùn)用修正后的線性回歸和變參數(shù)模型分別分析貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平變動(dòng)的靜態(tài)和動(dòng)態(tài)作用，得出以下主要結(jié)論。蔬菜總體價(jià)格水平呈現(xiàn)出顯著的上漲和季節(jié)性波動(dòng)特征。剝離季節(jié)性因素和不規(guī)則變動(dòng)后的蔬菜價(jià)格呈現(xiàn)出明顯的上漲趨勢(shì);剝離出來(lái)的季節(jié)性指數(shù)也表明蔬菜總體價(jià)格水平呈現(xiàn)明顯的季節(jié)性波動(dòng)，且季節(jié)性波動(dòng)波幅較大，一年內(nèi)季節(jié)性波動(dòng)的最高價(jià)約高出最低價(jià)40%左右。蔬菜價(jià)格波動(dòng)本是市場(chǎng)機(jī)制下正常的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，但較大的波動(dòng)幅度影響消費(fèi)者和生產(chǎn)者的利益，不利于蔬菜產(chǎn)業(yè)的健康發(fā)展。因而有必要解決蔬菜價(jià)格季節(jié)性波動(dòng)幅度過大的問題:首先是鼓勵(lì)擴(kuò)大設(shè)施蔬菜的種植規(guī)模，降低季節(jié)性因素的影響作用;其次是適當(dāng)優(yōu)化蔬菜的種植結(jié)構(gòu)，弱化蔬菜供給的區(qū)域性結(jié)構(gòu)矛盾。蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，且后者是前者單向的格蘭杰原因。無(wú)論是何種形式的協(xié)整方程，均表明蔬菜總體價(jià)格水平與貨幣供應(yīng)量至少存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，也就是說(shuō)，兩者之間經(jīng)驗(yàn)上存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)不僅進(jìn)一步表明這種關(guān)系的存在，還說(shuō)明了影響的方向，即貨幣供應(yīng)量是蔬菜總體價(jià)格水平變動(dòng)的單向格蘭杰原因。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn):當(dāng)貨幣供應(yīng)量每增加1萬(wàn)億時(shí)，樣本期內(nèi)對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的平均推動(dòng)作用為41．69%;變參數(shù)模型顯示樣本期內(nèi)各年份貨幣供應(yīng)量對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的影響在20%～45%之間。因此根據(jù)θ1的動(dòng)態(tài)變化情況，可以預(yù)測(cè)若流通中的貨幣供應(yīng)量繼續(xù)增加，蔬菜總體價(jià)格水平將會(huì)不斷被推高，當(dāng)市場(chǎng)上流通的貨幣供應(yīng)量每增加1萬(wàn)億元時(shí)，對(duì)蔬菜總體價(jià)格水平的具體影響程度會(huì)根據(jù)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的變化而發(fā)生變化，但根據(jù)過去10年的經(jīng)驗(yàn)，可以確定蔬菜總體價(jià)格水平上漲幅度應(yīng)在20%～45%之間。即無(wú)論菜價(jià)如何波動(dòng)，貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)是蔬菜價(jià)格上漲趨勢(shì)的重要推動(dòng)力之一。在對(duì)蔬菜市場(chǎng)進(jìn)行調(diào)控時(shí)，應(yīng)注意宏觀因素的動(dòng)態(tài)變化，貨幣供應(yīng)量的快速增長(zhǎng)推升一般物價(jià)水平;菜價(jià)上漲雖然會(huì)對(duì)消費(fèi)者的福利產(chǎn)生負(fù)面影響，但合理的蔬菜價(jià)格上漲有利于彌補(bǔ)蔬菜生產(chǎn)者的種植成本和經(jīng)銷商的經(jīng)營(yíng)成本。

作者：宋長(zhǎng)鳴徐娟李劍單位：華中農(nóng)業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心