農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對通貨膨脹的影響——基于動態(tài)面板的實證分析

唐文進(jìn)，許桂華，徐曉偉

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北 武漢 430073）＊

一、引 言

我國是一個自然災(zāi)害多發(fā)、頻發(fā)的國家，水災(zāi)和旱災(zāi)等農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害尤為突出。從20世紀(jì)90年代開始，我國每年因農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害造成的物資損失呈現(xiàn)整體上升趨勢。2011年，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害形勢依然不容樂觀：農(nóng)作物受災(zāi)面積3247.1萬公頃，其中絕收289.2萬公頃，直接經(jīng)濟(jì)損失3096.4億元，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害已經(jīng)成為制約我國農(nóng)業(yè)平穩(wěn)發(fā)展的重要因素。農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的頻發(fā)對我國農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、農(nóng)民增收乃至居民消費帶來嚴(yán)重的負(fù)面影響。譚本艷等（2009）通過對CPI分類指數(shù)分析，研究結(jié)果表明食品既是我國CPI波動的短期驅(qū)動力，也是CPI波動的長期驅(qū)動力［1］，由此，無論從供給面還是從需求面看，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害都會通過引發(fā)食品價格變動進(jìn)而引發(fā)CPI的變動。

自然災(zāi)害對經(jīng)濟(jì)造成的沖擊突出表現(xiàn)在兩個方面：一是自然災(zāi)害造成社會資本存量受損，引起社會總體消費和投資下降，進(jìn)而造成產(chǎn)出水平下降；二是自然災(zāi)害造成的產(chǎn)出下降，通過需求沖擊和供給沖擊影響物價水平?，F(xiàn)有的文獻(xiàn)主要集中在自然災(zāi)害對產(chǎn)出影響方面：從短期、中期和長期的產(chǎn)出影響來分析自然災(zāi)害的宏觀經(jīng)濟(jì)影響。短期和中期主要考察自然災(zāi)害對產(chǎn)出造成的正、負(fù)效應(yīng)［2－7］，長期主要考察自然災(zāi)害對經(jīng)濟(jì)增長的影響［8－11］。然而，自然災(zāi)害對物價水平影響方面的研究較為缺乏，已有的研究主要停留在理論分析層面，實證分析層面相對較少。Pantin（1997）構(gòu)建了自然災(zāi)害影響經(jīng)濟(jì)的11個指標(biāo)，通過對比自然災(zāi)害發(fā)生前后三年的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)災(zāi)前平均通脹率為8%，災(zāi)后通脹率在6.5%～9%之間波動，自然災(zāi)害影響物價水平變動方向并不明確［12］。Rasmussen（2004）從長期影響考察了自然災(zāi)害對通貨膨脹的影響，他認(rèn)為災(zāi)害重建的努力會擠出有效投資，推高利率并減少投資，有可能引發(fā)通貨膨脹［13］。Popp（2006）在分析自然災(zāi)害對經(jīng)濟(jì)的長期影響時，將通貨膨脹的產(chǎn)生歸結(jié)為債務(wù)負(fù)擔(dān)和市場投機(jī)［14］。Baum（2011）運用 AD－AS模型分析了自然災(zāi)害對通貨膨脹的影響，他們假定自然災(zāi)害在短期內(nèi)不影響總需求，然而潛在產(chǎn)出因資本存量受損而下降，自然災(zāi)害會帶來臨時性通脹壓力［15］，美國2008年的卡特琳娜颶風(fēng)和2010年昆士蘭洪水造成的食物和農(nóng)產(chǎn)品價格上漲驗證了他們的推斷。

上述的文獻(xiàn)更多將自然災(zāi)害視為供給沖擊，結(jié)論偏向于自然災(zāi)害會推高物價水平，然而，自然災(zāi)害并不單純表現(xiàn)為供給沖擊，也會帶來需求沖擊，物價水平變動的方向取決于自然災(zāi)害引發(fā)的需求沖擊和供給沖擊兩者的力量對比。因此，從理論層面上我們很難得出自然災(zāi)害對通貨膨脹的具體影響。本文嘗試在傳統(tǒng)理論的基礎(chǔ)上就農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對通貨膨脹的影響進(jìn)行實證分析，力圖弄清農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害同通貨膨脹之間的數(shù)量關(guān)系。

二、農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害影響通貨膨脹的理論基礎(chǔ)

農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害發(fā)生以后，微觀經(jīng)濟(jì)主體將遭受自然災(zāi)害引致的供給沖擊和需求沖擊，引發(fā)總供給與總需求的相對變動，進(jìn)而推動物價水平的持續(xù)波動。就供給方面而言，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害傾向于推高物價水平：農(nóng)戶物資資本受損（農(nóng)田、耕地受災(zāi)），糧食產(chǎn)量下降，推高糧食價格；糧食產(chǎn)量的下降和糧價上漲會增加農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)的成本，推高農(nóng)副產(chǎn)品的價格。就需求方面而言，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害在幾個方面表現(xiàn)出抑制物價：（1）糧食產(chǎn)量是農(nóng)戶創(chuàng)收的必備條件，糧食產(chǎn)量的下降減少了農(nóng)戶的收入，農(nóng)戶因此改變自己的收入分配決策，減少消費和農(nóng)業(yè)投入，在一定程度上抑制了需求；（2）農(nóng)產(chǎn)品加工企業(yè)的成本上升，推高農(nóng)副產(chǎn)品的價格，相應(yīng)地會減少企業(yè)產(chǎn)品的銷售，進(jìn)而減少其收入，從而抑制消費需求和投資需求；（3）當(dāng)農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的規(guī)模、強度、持續(xù)時間達(dá)到一定的程度時，其影響必然會從農(nóng)業(yè)部門向非農(nóng)業(yè)部門傳導(dǎo)，家庭和企業(yè)的消費需求和投資需求受到抑制。下面借鑒鄭超愚（2004）［18］的總需求、總供給動態(tài)調(diào)整模型，加入農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害所引起的需求沖擊和供給沖擊因素，并假定價格調(diào)整是瓦爾拉斯均衡的，則有：

假定原有Yd和Ys是均衡的，并且不隨時間變化；價格預(yù)期是適應(yīng)性的；貨幣供給在短期內(nèi)不變。對式（1）左右兩邊進(jìn)行時間求導(dǎo)，可以求得價格的動態(tài)調(diào)整過程，如式（2）所示。根據(jù)價格與總供給和總需求的數(shù)量關(guān)系，可知式（2）的分母為正。

由式（2）可知，物價變動主要由價格預(yù)期、需求沖擊和供給沖擊等因素決定。由于農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害引起的供給沖擊為負(fù)，而需求沖擊難以確定，需分三種情況來說明：（1）當(dāng)需求沖擊為正時（dDshock／dt＞0），由于供給沖擊為負(fù)（dSshock／dt＜0，即有dDshock／dt－dSshock／dt＞0，表現(xiàn)為物價上漲；（2）當(dāng)需求沖擊為負(fù)時（dDshock／dt＜0），如果需求沖擊的下降幅度大于供給的下降幅度，即有dDshock／dt－dSshock／dt＜0，表現(xiàn)為物價下降；（3）當(dāng)需求沖擊為負(fù)時（dDshock／dt＜0），如果需求沖擊的下降幅度小于供給沖擊的下降幅度，即有dDshock／dt－dSshock／dt＞0，表現(xiàn)為物價上漲。根據(jù)適應(yīng)性預(yù)期理論，價格預(yù)期可以由上期價格替代，表現(xiàn)為價格慣性；而需求沖擊和供給沖擊都是由自然災(zāi)害等外部因素引發(fā)。Gordon（1996）提出了三角菲利普斯曲線，認(rèn)為影響通貨膨脹的因素可以歸結(jié)為需求拉動、成本推動和通脹慣性三類［17］；由以上的理論分析，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害和通貨膨脹率、社會總需求以及社會總供給這三者密切聯(lián)系，本文將采用Gordon提出的“三角”模型，即一種菲利普斯曲線的擴(kuò)展模型，以研究農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對我國通貨膨脹的影響。

其中，因變量πt是指通貨膨脹率，C表示常數(shù)項；通貨膨脹率的滯后項πt－1表示通貨膨脹慣性；Dt指超額需求；zt表示外部沖擊（需求沖擊和供給沖擊）；et為誤差項；a（L）、b（L）、c（L）分別表示各變量的滯后系數(shù)。

三、變量選取、數(shù)據(jù)說明和模型設(shè)定

（一）變量選取和數(shù)據(jù)說明

采用定基CPIt來代表通貨膨脹，并用定基CPIt的滯后一期代表通貨膨脹慣性。根據(jù)Gordon的“三角模型”，式（3）中的變量Dt可以用產(chǎn)出比率的對數(shù)Rt＝ln（Yt／YtN）代替（YtN為潛在產(chǎn)出），并將Rt－1作為前定變量①。由于潛在產(chǎn)出不可直接觀測，不能采用常規(guī)的估計方法，一般解決的辦法有兩種：趨勢分解法（通過線性時間趨勢、HP濾波將產(chǎn)出分解為長期趨勢和周期性成分）、結(jié)構(gòu)分解法（通過向量回歸、卡尼曼濾波將產(chǎn)出分解為結(jié)構(gòu)效應(yīng)和周期效應(yīng)）。借鑒 Ravn ＆ Uhlig（2002）［18］所采用的 HP濾波法來估計31個省的產(chǎn)出缺口，平滑參數(shù)取6.25，并將農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害作為外部沖擊變量zt引入模型。由于我國統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可得性限制，考慮到不能收集到我國自然災(zāi)害造成的直接經(jīng)濟(jì)損失的相關(guān)數(shù)據(jù)，因而只能選取間接衡量自然災(zāi)害沖擊的變量。根據(jù)國家統(tǒng)計局對農(nóng)業(yè)成災(zāi)面積AANDt的相關(guān)解釋：成災(zāi)面積是指在遭受自然災(zāi)害的受災(zāi)面積中，農(nóng)作物實際收獲量較常年產(chǎn)量減少3成以上的播種面積，成災(zāi)面積可以在一定程度上衡量自然災(zāi)害的強度以及對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成的影響。基于以上的考慮，選用對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)影響較大的成災(zāi)面積來衡量農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的強度，用變量SIZEt＝ln（AANDt）來表示。

選用的數(shù)據(jù)為1997～2010年我國（除港、澳、臺）31個省市自治區(qū)的年度面板數(shù)據(jù)，所有數(shù)據(jù)均來源于1997～2011年中國統(tǒng)計年鑒和各地區(qū)統(tǒng)計年鑒。CPI作了定基化處理（1997年為100）。

（二）模型設(shè)定

由于我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的區(qū)域差異明顯，為了能夠更好地估計自然災(zāi)害對我國通貨膨脹的影響，本文按照國家統(tǒng)計局的劃分標(biāo)準(zhǔn)將我國（除港、澳、臺）分為東、中、西三個區(qū)域②。依照Gordon提出的“三角模型”，建立涵蓋全國、東部、中部和西部的動態(tài)面板模型如下：

其中，i＝0，1，2，3，分別表示全國、東部、中部和西部地區(qū)；t＝1，2，3，…，T 表示樣本年度；νi表示截面?zhèn)€體差異；μi，t為隨機(jī)擾動項。

對式（4）動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型估計的困難之處在于：方程的右邊包含有因變量的滯后值，導(dǎo)致解釋變量和隨機(jī)擾動項相關(guān)，而且式（4）本身存在橫截面相依性。如果直接運用傳統(tǒng)處理面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)或是隨機(jī)效應(yīng)方法，會導(dǎo)致參數(shù)估計的非一致性，產(chǎn)生動態(tài)面板偏差，影響模型估計的準(zhǔn)確性和適用性。Blundell ＆ Bond（1998）則將差分 GMM 與水平GMM合并，將差分方程與水平方程作為一個整體系統(tǒng)進(jìn)行GMM估計，這種改進(jìn)的估計方法稱為系統(tǒng)廣義矩估計（System GMM）［19］?？紤]到系統(tǒng)廣義矩估計是一種更有效的估計，將采用系統(tǒng)廣義矩估計對動態(tài)面板模型進(jìn)行估計［20］。

在系統(tǒng)廣義矩估計中，方程（4）經(jīng)過一階差分并結(jié)合水平方程進(jìn)行變換：

在此基礎(chǔ)上選取合適的工具變量并產(chǎn)生矩條件方程。在式（6）中，需滿足：β1≠1；當(dāng)t＜s時，解釋變量Ri，t、SIZEi，t和隨機(jī)擾動項ui，s是無關(guān)的；隨機(jī)擾動項ui，s不存在自相關(guān)；E（CPIi，1，εi，t）＝0（t＝2，3，…，T），E（ΔCPIi，2，εi，3）＝0。在此基礎(chǔ)上設(shè)定矩條件為：

其中，εi，t＝ui，t＋vi，Xi，t＝ ［Ri，t，SIZEi，t］。 設(shè)Zi為所選取的工具變量矩陣。

通過GMM估計，可以得到估計參數(shù)：

四、實證結(jié)果及分析

（一）實證結(jié)果

動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計的前提是數(shù)據(jù)要具有平穩(wěn)性，否則會出現(xiàn)估計的“偽回歸”問題。因此，在對模型進(jìn)行估計之前，首先對模型進(jìn)行面板單位根檢驗。為了保證檢驗結(jié)論的可靠性，選用了四種單位根檢驗方法：LLC檢驗、IPS檢驗、Hadri的最大似然檢驗以及Breitung檢驗。LLC檢驗、IPS檢驗和Breitung檢驗的原假設(shè)是“存在單位根，變量是不平穩(wěn)”，Hadri檢驗的原假設(shè)是“不存在單位根，變量是平穩(wěn)的”。從表1的檢驗結(jié)果可以看出，所有的變量至少在兩種檢驗之下通過平穩(wěn)性檢驗，這說明面板數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，模型估計的結(jié)果不存在偽回歸問題。

表2列出了系統(tǒng)GMM估計的結(jié)果。無論是全國、東部、中部還是西部，Wald檢驗值在5%的顯著水平下均拒絕了“方程擬合度較差”的原假設(shè)，表明方程擬合較好。其次，Sargan檢驗是判斷方程所選的工具變量是否有效的一個重要檢驗，原假設(shè)是“方程所選工具變量是有效的”，從表2中所反映的結(jié)果看，Sargan檢驗的P值都大于0.05，四個方程在5%的顯著水平下接受了原假設(shè)，表明所選的工具變量是有效的。另外，AR檢驗的原假設(shè)是“擾動項無自相關(guān)”，表2中的 AR（2）的P值均大于0.05，在5%的顯著水平下接受原假設(shè)，表明所選的系統(tǒng)GMM估計方法是適用的。另外，全國、東部、中部和西部的通貨膨脹慣性（CPIt－1）和超額需求（Rt）系數(shù)均在1%的顯著水平下拒絕“系數(shù)為零”的原假設(shè)，表明通貨膨脹慣性、超額需求對當(dāng)期通貨膨脹具有顯著的推動作用，而農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害（SIZEt）系數(shù)只有全國和中部地區(qū)通過了t檢驗，東部和西部地區(qū)均沒有通過t檢驗，這表明全國和中部地區(qū)的農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對通貨膨脹產(chǎn)生了顯著的影響。

表1 面板殘差的單位根檢驗結(jié)果

（二）實證分析

在通貨膨脹慣性方面，全國、東部、中部和西部均表明通貨膨脹慣性對當(dāng)期通貨膨脹產(chǎn)生較大的正向推動作用，上一期通貨膨脹每上升1%會推動當(dāng)期通貨膨脹上漲大約1%，這跟傳統(tǒng)的通貨膨脹預(yù)期理論相符，說明穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期對于穩(wěn)定通貨膨脹具有重要的意義，這是貨幣當(dāng)局在進(jìn)行貨幣調(diào)控時總是強調(diào)穩(wěn)定通脹預(yù)期的原因所在。在超額需求方面，全國、東部、中部和西部的數(shù)據(jù)都反映了超額需求和通貨膨脹存在顯著的正相關(guān)。在全國范圍內(nèi)，當(dāng)期的超額需求每增加1%會推動當(dāng)期通貨膨脹上漲0.04%，這表明超額需求因素并不是推動我國通貨膨脹上漲的最主要因素，原因可能是我國家庭最大的消費支出是住房支出，而住房價格并沒有包含在CPI當(dāng)中，因此，超額需求難以推動通脹的上漲。

在農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害方面，各地區(qū)的通貨膨脹對農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的反應(yīng)表現(xiàn)出較大的差異性，主要是由各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的差異所致。在東部和西部地區(qū)，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對通貨膨脹沒有產(chǎn)生顯著影響，而在全國和中部地區(qū)表現(xiàn)較為顯著。就全國或中部地區(qū)而言，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害在當(dāng)期就會對通貨膨脹產(chǎn)生影響，原因是東部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，且主要集中在第二和第三產(chǎn)業(yè)，受農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的影響相對較小，而中部地區(qū)是我國糧食的主產(chǎn)區(qū)，在我國農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化程度不高的現(xiàn)實情況下，農(nóng)業(yè)仍易遭受自然災(zāi)害的影響，因而參數(shù)估計較顯著。西部地區(qū)一方面經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不高，物價傳導(dǎo)效率較低；另一方面糧食生產(chǎn)在農(nóng)業(yè)中的占比相對中部地區(qū)較低，受農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害的影響相對較小，因而參數(shù)估計不顯著。

值得特別關(guān)注的是，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對通貨膨脹的影響并不是正向的，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害會對通貨膨脹率產(chǎn)生下行壓力。全國和中部地區(qū)的數(shù)據(jù)顯示，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害和通貨膨脹存在顯著的負(fù)相關(guān)。就全國而言，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害強度每增加1%會推動當(dāng)期通貨膨脹下降大約0.11%；就中部地區(qū)而言，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害強度每增加1%會推動當(dāng)期通貨膨脹下降大約0.71%。這證實了自然災(zāi)害影響物價變動的第二種情況，即自然災(zāi)害造成的需求沖擊為負(fù)時，如果需求沖擊的下降幅度大于供給的下降幅度，物價將趨于下降，這說明我國自然災(zāi)害造成的需求面負(fù)面沖擊大于供給面負(fù)向沖擊。之所以如此可能有幾方面的原因：一是我國消費結(jié)構(gòu)所致。我國城鎮(zhèn)家庭消費結(jié)構(gòu)中住房消費占據(jù)很大的比重，在很大程度上抑制了對非住房商品的需求，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害等外部沖擊造成的收入減少更容易表現(xiàn)為需求的下降；另外，農(nóng)村居民的消費結(jié)構(gòu)中耐用消費品占較大的比重，而這些商品需求彈性較大，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害造成的收入下降會引起農(nóng)村居民消費更大幅度地下降。二是農(nóng)民收入主要來源于農(nóng)業(yè)，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害造成當(dāng)期糧食產(chǎn)量下降，從而降低農(nóng)民收入，并從需求上抑制農(nóng)民的消費和投資行為，而糧食價格更多由糧食收購和儲備體系決定，當(dāng)期糧食產(chǎn)量下降不一定會對國家整體的糧食儲備造成較大沖擊，進(jìn)而引發(fā)糧食價格的上漲。三是我國農(nóng)村社會保障體系還不夠完善，農(nóng)村居民收入當(dāng)中用于消費的部分受到了抑制。當(dāng)出現(xiàn)農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害沖擊引發(fā)糧食生產(chǎn)波動時，農(nóng)民的收入將變得更加不確定，農(nóng)村居民的消費和投資需求更容易受到負(fù)面的影響。

五、結(jié)論

以上將農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害變量引入“三角”模型中，首次嘗試運用動態(tài)面板模型實證分析農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對我國通貨膨脹的影響。為了區(qū)分我國區(qū)域發(fā)展的差異性，分別對全國、東部、中部和西部進(jìn)行實證。結(jié)果表明：在通貨膨脹的影響因素中，通貨膨脹慣性對當(dāng)期通貨膨脹有顯著的正向推動作用，上期通貨膨脹每上漲1%會推動當(dāng)期通貨膨脹上漲大約1%；超額需求雖然對當(dāng)期通貨膨脹有顯著的正向影響，但影響程度小于通貨膨脹慣性，當(dāng)期超額需求每增加1%會推動當(dāng)期通貨膨脹上漲0.04%；東部和西部地區(qū)的農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對該地區(qū)的通貨膨脹影響不顯著，全國和東部地區(qū)的農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對該地區(qū)的通貨膨脹產(chǎn)生了顯著的影響；就全國和中部地區(qū)而言，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對當(dāng)期通貨膨脹有顯著的負(fù)向沖擊，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害強度每增加1%，當(dāng)期通貨膨脹分別下降0.11%和0.71%，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害會降低當(dāng)期的通貨膨脹水平；若單獨考慮外部沖擊因素，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害引發(fā)的通脹變動表現(xiàn)為負(fù)，但是綜合考慮通貨膨脹慣性、產(chǎn)出缺口和外部沖擊三大因素的共同影響，通貨膨脹變動表現(xiàn)為正。傳統(tǒng)觀點傾向于認(rèn)為農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害引發(fā)通貨膨脹正向變動，在于僅考慮了三大因素的綜合影響。本文從綜合影響中分離出了農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害這一個外部沖擊因素，得出的結(jié)論不同于傳統(tǒng)觀點。

由此可見，相比起供給面的緊縮作用，農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害對我國需求面的緊縮作用更大，表現(xiàn)為農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害降低當(dāng)期的通貨膨脹水平。因此，政府部門應(yīng)高度重視農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害造成的負(fù)面影響，充分重視突發(fā)性沖擊對消費需求的抑制作用。首先，應(yīng)根據(jù)各地區(qū)農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的特點，采取不同的應(yīng)對措施，尤其是中部地區(qū)的產(chǎn)糧大省，政府要加大對農(nóng)業(yè)抗災(zāi)的投入，減少自然災(zāi)害對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的影響；其次，要加大應(yīng)對農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害風(fēng)險的補貼力度，財政部應(yīng)加大對農(nóng)業(yè)的投入，增加對農(nóng)民的轉(zhuǎn)移支付，保障農(nóng)戶收入的穩(wěn)定性；再次，建立自然災(zāi)害救濟(jì)和保險機(jī)制，當(dāng)農(nóng)業(yè)自然災(zāi)害發(fā)生后，政府和社會提供多方面的救濟(jì)，保險公司為農(nóng)民提供自然災(zāi)害保險。最后，要不斷調(diào)整和優(yōu)化各地區(qū)的農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)，改變農(nóng)村居民收入過多依賴農(nóng)業(yè)，尤其是糧食作物的局面，多渠道增加農(nóng)民收入。

注釋：

① Gordon（1996）在“三角”模型中，將超額需求滯后一期Dt－1和通貨膨脹滯后一期πt作為前定變量，考慮到πt－1在動態(tài)面板中已作為工具變量，不宜在動態(tài)模型中再將此變量作為前定變量，因此，本文的動態(tài)面板模型僅將Rt－1作為前定變量。

② 東部包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西和海南，共12個地區(qū)；中部包括：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北和湖南，共9個地區(qū)；西部包括：重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏和新疆，共10個地區(qū)。

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