中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格的非線性互動(dòng)關(guān)系及其政策啟示——基于兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型的實(shí)證研究

李文星

（廈門理工學(xué)院 商學(xué)院，福建 廈門361024）

一、引 言

在中國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的統(tǒng)計(jì)中，食品類消費(fèi)品占比超過30%，食品價(jià)格的變化是引起中國(guó)物價(jià)變動(dòng)的重要因素。2010年以來，中國(guó)食品通脹不斷加劇，引起社會(huì)各界的廣泛關(guān)注，食品價(jià)格上漲被公認(rèn)為是中國(guó)CPI高漲的主要推手。農(nóng)村作為蔬菜、肉類等食品的供給方，城鎮(zhèn)作為食品的需求方，食品價(jià)格的變化對(duì)二者均會(huì)產(chǎn)生巨大影響，尤其是近年來，隨著中國(guó)城鎮(zhèn)化步伐的不斷加快以及城市和農(nóng)村市場(chǎng)聯(lián)系的不斷增強(qiáng)，這種效應(yīng)更加明顯。鑒于此，研究中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格的相互作用關(guān)系及其特征具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

食品價(jià)格的頻繁波動(dòng)引起了國(guó)際社會(huì)的廣泛關(guān)注，國(guó)外學(xué)者從不同角度探討了食品價(jià)格相關(guān)問題，如，Anand和Prasad認(rèn)為在考慮信貸約束的情況下，貨幣政策制定需要重點(diǎn)關(guān)注食品通脹和非食品通脹問題［1］。Nathan Porter對(duì)中國(guó)非食品通脹的成因進(jìn)行深入研究，發(fā)現(xiàn)需求壓力對(duì)非食品通脹的傳導(dǎo)主要通過國(guó)內(nèi)生產(chǎn)者和國(guó)內(nèi)食品通脹兩個(gè)渠道［2］。Zhang和Law研究了食品價(jià)格沖擊向非食品價(jià)格傳導(dǎo)的過程，認(rèn)為食品通脹對(duì)公眾的通脹預(yù)期形成具有最直接的影響［3］。Walsh通過收集91個(gè)國(guó)家的樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了通貨膨脹問題，結(jié)果顯示，隨著國(guó)民收入的下降，食品價(jià)格沖擊對(duì)非食品價(jià)格的傳導(dǎo)程度將增加［4］。

目前，國(guó)內(nèi)有關(guān)食品價(jià)格領(lǐng)域的研究大體上分為兩個(gè)方面。關(guān)于食品價(jià)格變動(dòng)成因與特征的研究，張文朗等發(fā)現(xiàn)不斷增加的需求是中國(guó)食品通脹加劇的關(guān)鍵誘因［5］；王振霞則認(rèn)為，中國(guó)食品通脹率的不斷加劇是城鎮(zhèn)化進(jìn)程的現(xiàn)象［6］；蘇梽芳、胡日東認(rèn)為中國(guó)食品通脹慣性由弱變強(qiáng)，且其慣性大于非食品通脹慣性［7］；李靜、楠玉研究了中國(guó)食品價(jià)格波動(dòng)屬性并分析了隨機(jī)因素變動(dòng)對(duì)食品價(jià)格的沖擊效應(yīng)和沖擊路徑［8］；關(guān)于食品價(jià)格波動(dòng)傳導(dǎo)的研究，趙昕東等研究發(fā)現(xiàn)食品價(jià)格對(duì)CPI的傳導(dǎo)當(dāng)期就達(dá)到最大［9］；蘇梽芳、臧楠利用TVECM模型實(shí)證研究食品價(jià)格與非食品價(jià)格之間的非線性關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者的非線性關(guān)系顯著成立［10］。

綜上所述，關(guān)于價(jià)格傳導(dǎo)的大多數(shù)研究都使用傳統(tǒng)的線性模型，鮮有關(guān)于城鄉(xiāng)食品價(jià)格非線性互動(dòng)關(guān)系的研究。相關(guān)研究對(duì)一些問題至今未能給出合理的解答，比如，城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格是否存在非線性協(xié)整關(guān)系；二者在向長(zhǎng)期均衡關(guān)系調(diào)整的過程中，調(diào)整速度是否存在差異；城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格之間的影響是雙向的還是單向的，二者的相互影響是否存在門檻效應(yīng)等。為了更加深入地挖掘城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間可能存在的微妙而復(fù)雜的關(guān)系，本文嘗試?yán)米钚碌姆蔷€性門檻向量誤差修正模型研究二者之間的非線性互動(dòng)關(guān)系。

二、兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型

Hansen和Seo提出了一種兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型，該模型的特點(diǎn)在于以誤差修正項(xiàng)為門檻變量，并首先提出運(yùn)用LM方法對(duì)模型可能存在的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)［11］。

一個(gè)滯后階數(shù)為1的兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型可以表示為：

其 中，Xt－1（β）＝｛1，wt－1（β），Δxt－1，Δxt－2，…，Δxt－l｝，xt是p維I（1）時(shí)間序列，β是p×1維的協(xié)整向量，wt＝β＇xt是I（0）過程的誤差修正項(xiàng)，μt是誤差項(xiàng)，A1和A2是描述兩個(gè)區(qū)制動(dòng)態(tài)變化的系數(shù)矩陣，γ為門檻參數(shù)，即系統(tǒng)動(dòng)態(tài)調(diào)整的臨界值。Hansen和Seo進(jìn)一步運(yùn)用LM方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂赡艽嬖诘拈T檻效應(yīng)。零假設(shè)H0：不存在門檻效應(yīng)，即變量之間的相互作用關(guān)系適合用線性向量誤差修正模型刻畫；備擇假設(shè)H1：存在門檻效應(yīng)，即變量之間的相互作用關(guān)系應(yīng)采用非線性向量誤差修正模型來刻畫。此外，Hansen和Seo針對(duì)協(xié)整向量已知和未知兩種情形，構(gòu)造了兩個(gè)不同的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)協(xié)整向量已知時(shí)，LM統(tǒng)計(jì)量為：

當(dāng)協(xié)整向量未知時(shí)，LM統(tǒng)計(jì)量為：

其中，β0為式（1）中參數(shù)β的估計(jì)值，［γL，γU］為設(shè)定的γ值的搜索區(qū)間，參數(shù)γL和γU對(duì)應(yīng)于誤差修正項(xiàng)wt－1的α和1－α百分位點(diǎn)。對(duì)于α的取值范圍，Andrews認(rèn)為應(yīng)該在0．05和0．15之間［12］。對(duì)于協(xié)整向量已知和未知情況下的LM檢驗(yàn)，Hansen和Seo提出，可以通過Bootstrap法獲得LM檢驗(yàn)的臨界值和P值。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與與處理

本文選擇城鎮(zhèn)食品價(jià)格指數(shù)（CFOOD）和農(nóng)村食品價(jià)格指數(shù)（RFOOD）作為中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格的代表，樣本數(shù)據(jù)采用2007年1月至2013年6月的月度同比數(shù)據(jù)，共78組。數(shù)據(jù)來源于CEIC。城鄉(xiāng)食品通脹率在樣本期內(nèi)的變化趨勢(shì)如圖1所示。

圖1 城鄉(xiāng)食品通脹率走勢(shì)圖

從圖1可以看出，近幾年來，中國(guó)城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)軌跡非常相似，特別是2010年之后，城鄉(xiāng)食品價(jià)格開始不斷上漲，兩類食品價(jià)格指數(shù)的上漲步調(diào)似乎更趨一致。在2007年至2013年的6年間，城鄉(xiāng)食品價(jià)格均出現(xiàn)過兩輪較為明顯的通脹高峰，兩類食品價(jià)格在兩輪通脹中波谷與波峰幾乎同時(shí)出現(xiàn)。但農(nóng)村食品價(jià)格比城鎮(zhèn)食品價(jià)格波動(dòng)的幅度稍大。此外，在兩輪通脹高峰中都呈現(xiàn)出這樣的特點(diǎn)，即在通貨膨脹上升時(shí)期農(nóng)村食品價(jià)格都先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格上漲，而在通貨膨脹下降時(shí)期，農(nóng)村食品價(jià)格的下降同樣先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格。由此可見，農(nóng)村食品價(jià)格對(duì)城鎮(zhèn)食品價(jià)格具有明顯的引領(lǐng)作用。對(duì)于城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間究竟存在怎樣的互動(dòng)關(guān)系，是否存在非線性特征等問題還需要進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（二）數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

為使時(shí)間序列數(shù)據(jù)滿足建模要求，接下來對(duì)CFOOD和RFOOD進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。趙進(jìn)文發(fā)現(xiàn)PP檢驗(yàn)的穩(wěn)健性要優(yōu)于ADF檢驗(yàn)［13］?；诜€(wěn)健性的考慮，本文接下來同時(shí)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)。結(jié)果如表1所示。

如表1所示，對(duì)于變量CFOOD與RFOOD的水平序列，在1%的水平下，ADF和PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均不顯著，因此不能拒絕存在單位根的零假設(shè)，即變量CFOOD與RFOOD的水平序列均是非平穩(wěn)的。而對(duì)于二者取一階差分后的序列ΔCFOOD和ΔRFOOD，在1%的水平下，則拒絕存在單位根的零假設(shè)，即ΔCFOOD和ΔRFOOD是平穩(wěn)的，這表明CFOOD與RFOOD同為一階單整過程，即I（1）。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果表

（三）線性協(xié)整檢驗(yàn)與線性向量誤差修正模型估計(jì)

協(xié)整檢驗(yàn)通常采用的檢驗(yàn)方法有E－G兩步法和Johanson檢驗(yàn)。由于本文分析僅涉及兩個(gè)變量，因此，選擇E－G兩步法。E－G兩步法通過對(duì)所分析的兩個(gè)變量回歸后的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以確定這兩個(gè)變量是否存在協(xié)整關(guān)系，若殘差項(xiàng)平穩(wěn)，則說明所分析變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則協(xié)整關(guān)系不成立。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 城鄉(xiāng)食品價(jià)格協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

如表2所示，對(duì)于殘差項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果說明，在1%的水平下不存在單位根，即殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的，進(jìn)一步說明城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在協(xié)整關(guān)系，可以用于建模。

在上述結(jié)論的基礎(chǔ)上，接下來，通過構(gòu)造城鄉(xiāng)食品價(jià)格的向量誤差修正模型以揭示二者的動(dòng)態(tài)關(guān)系。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，本文確定VEC模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。VEC模型估計(jì)結(jié)果如下（＊＊＊為1%的顯著性水平，＊＊ 為5%顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量）：

從式（4）、式（5）結(jié)果可得以下結(jié)論，首先，式（4）中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)符號(hào)為負(fù)而式（5）的誤差修正項(xiàng)系數(shù)符號(hào)為正，與負(fù)向反饋機(jī)理吻合，表明當(dāng)城鄉(xiāng)食品價(jià)格偏離均衡狀態(tài)時(shí)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格與農(nóng)村食品價(jià)格修正方向相反，前者反向修正，后者正向修正。其次，從式（4）與式（5）中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)絕對(duì)值來看，CFOOD的修正幅度大于RFOOD的修正幅度，對(duì)于CFOOD來說，若上一期偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，那么本期修正幅度將達(dá)到95．13%，調(diào)整速度極快，而對(duì)于RFOOD來說，若上一期偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本期的修正幅度則為75．791%；從誤差修正項(xiàng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量來看，調(diào)整效果都相當(dāng)顯著。以上研究結(jié)論表明，在城鄉(xiāng)食品價(jià)格的互動(dòng)關(guān)系中，當(dāng)二者偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，主要通過城鎮(zhèn)食品價(jià)格的調(diào)整來縮小二者之間的缺口，而且這種調(diào)整過程在短時(shí)間內(nèi)完成。

為了進(jìn)一步理清城鄉(xiāng)食品價(jià)格的動(dòng)態(tài)引致機(jī)制，我們?cè)诰€性誤差修正模型的基礎(chǔ)上對(duì)二者進(jìn)行線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。從式（4）可知，CFOOD方 程 中 ΔRFOODt－1項(xiàng) 和 誤 差 修 正 項(xiàng)ECMt－1在5%的顯著性水平下均是顯著，因此，我們認(rèn)為農(nóng)村食品價(jià)格既是城鎮(zhèn)食品價(jià)格變動(dòng)的短期Granger原因也是長(zhǎng)期Granger原因。同樣地，RFOOD方程中ΔCFOODt－1項(xiàng)和誤差修正項(xiàng)ECMt－1的系數(shù)在5%的顯著性水平下均是顯著的，因此，城鎮(zhèn)食品價(jià)格同樣既是農(nóng)村食品價(jià)格的短期Granger原因也是長(zhǎng)期Granger原因。綜合來看，在線性向量誤差修正模型下，城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在雙向的短期和長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系。本文接下來估計(jì)城鄉(xiāng)食品價(jià)格的兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型以揭示二者之間可能存在的非線性協(xié)整關(guān)系。

（四）兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

鑒于線性誤差修正模型無法刻畫模型系統(tǒng)調(diào)整的非線性特征，本文嘗試運(yùn)用Hansen和Seo發(fā)展的兩區(qū)制門檻協(xié)整模型對(duì)城鄉(xiāng)食品價(jià)格互動(dòng)關(guān)系中可能存在的門檻效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由于不同的滯后階數(shù)選擇對(duì)模型檢驗(yàn)結(jié)果會(huì)產(chǎn)生顯著影響，基于穩(wěn)健性的考慮，本文初始滯后期設(shè)定為4，然后逐步減少滯后期進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，最優(yōu)模型選擇基于AIC和BIC準(zhǔn)則。根據(jù)Hansen和Seo的建議［11］，Sup LM門檻效應(yīng)檢驗(yàn)基于Bootstrap方法，其中Bootstrap次數(shù)取5 000次，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

根據(jù)表3的結(jié)果，本文以AIC值和BIC值最小為標(biāo)準(zhǔn)確定模型滯后期，當(dāng)模型滯后期為1時(shí)，AIC值和BIC值同時(shí)達(dá)到最小值，分別為－1 474．050和－1 434．428。因此，本文選擇模型最優(yōu)滯后期為1。最優(yōu)模型的Sup LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為19．055 59，對(duì)應(yīng)的P值為0．015，因此，在5%的水平下拒絕模型不存在門檻效應(yīng)的零假設(shè)。這表明中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在顯著的非線性互動(dòng)關(guān)系。此時(shí)，模型誤差修正項(xiàng)wt的門檻值為0．9，模型協(xié)整向量為（1，－0．884 76），我們?cè)O(shè)定當(dāng)wt＝CFOOD－0．884 76RFOOD≤0．9時(shí)為區(qū)制一，設(shè)定當(dāng)wt＝CFOOD－0．884 76RFOOD＞0．9時(shí)為區(qū)制二，此時(shí)有56．6%樣本落入?yún)^(qū)制一中，而落入?yún)^(qū)制二中的樣本占比相對(duì)較少，為43．4%。誤差修正項(xiàng)wt的走勢(shì)如圖2所示。

表3 兩區(qū)制門檻協(xié)整模型估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果表

從圖2中可見，區(qū)制二中誤差修正項(xiàng)的絕對(duì)值明顯大于區(qū)制一，這意味著當(dāng)模型處于區(qū)制二狀態(tài)時(shí)，城鄉(xiāng)食品價(jià)格出現(xiàn)更大程度的偏離。從圖2中我們還發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)食品價(jià)格互動(dòng)關(guān)系大部分時(shí)間內(nèi)處于偏離程度較小的區(qū)制一中。此外，結(jié)合圖1和圖2可知，誤差修正項(xiàng)小于門檻值時(shí)，即模型處于區(qū)制一狀態(tài)時(shí)，系統(tǒng)基本處于城鄉(xiāng)食品價(jià)格上漲的階段，而誤差修正項(xiàng)大于門檻值時(shí)，即模型處于區(qū)制二狀態(tài)時(shí)，城鄉(xiāng)食品價(jià)格基本處于下降階段。

圖2 誤差修正項(xiàng)在不同區(qū)制的分布圖

接下來分別考察不同區(qū)制下城鎮(zhèn)食品價(jià)格與農(nóng)村食品價(jià)格對(duì)誤差修正項(xiàng)的反應(yīng)以及二者的因果關(guān)系，從而了解在非線性條件下二者更為微妙的互動(dòng)關(guān)系特征，本文估計(jì)了城鄉(xiāng)食品價(jià)格的兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型，結(jié)果見表4，結(jié)合圖1、圖2和表4可以得出以下三點(diǎn)結(jié)論：

首先，城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格在不同區(qū)制下的調(diào)整具有非對(duì)稱性。從誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)來看，當(dāng)模型處于區(qū)制一狀態(tài)時(shí)，即二者的偏離程度較小時(shí)，CFOOD方程和RFOOD方程中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)一正一負(fù)，表明當(dāng)城鎮(zhèn)食品價(jià)格偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格會(huì)正向修正，且這種效應(yīng)非常顯著，這表明城鎮(zhèn)食品價(jià)格的變動(dòng)具有明顯的慣性。而當(dāng)農(nóng)村食品價(jià)格偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，則會(huì)產(chǎn)生逆向修正，這種效應(yīng)同樣非常顯著，因此，農(nóng)村食品價(jià)格變動(dòng)不具有慣性。而當(dāng)模型處于區(qū)制二狀態(tài)時(shí)，即二者的偏離程度較大時(shí)，CFOOD方程和RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)則與區(qū)制一相反，說明在區(qū)制二時(shí)，當(dāng)城鄉(xiāng)食品價(jià)格短期內(nèi)出現(xiàn)正的偏離誤差時(shí)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格會(huì)反向修正，而農(nóng)村食品價(jià)格則會(huì)正向修正，其中，CFOOD方程誤差修正項(xiàng)的系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。從誤差修正項(xiàng)系數(shù)的絕對(duì)值來看，當(dāng)模型處于區(qū)制一狀態(tài)時(shí)，CFOOD方程和RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)系數(shù)的絕對(duì)值分別為0．963 1和0．636 8，即CFOOD對(duì)誤差修正項(xiàng)的調(diào)整速度大于RFOOD，也就是說城鎮(zhèn)食品價(jià)格對(duì)誤差修正項(xiàng)的反應(yīng)速度相對(duì)較快；在區(qū)制二時(shí)，CFOOD方程和RFOOD方程誤差修正項(xiàng)的系數(shù)絕對(duì)值分別僅為0．459 5和0．160 2，相對(duì)于區(qū)制一均變小，與區(qū)制一相似的是，CFOOD對(duì)誤差修正項(xiàng)的反應(yīng)速度同樣相對(duì)較快。

其次，城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間的Granger因果關(guān)系方向在不同區(qū)制下存在顯著差異。接下來分別討論兩種區(qū)制下CFOOD和RFOOD的Granger因果關(guān)系，由表4的估計(jì)結(jié)果可見，在區(qū)制一時(shí)，CFOOD方程中雖然ΔRFOODt－1項(xiàng)的系數(shù)不顯著，但誤差修正系數(shù)相當(dāng)顯著，這表明當(dāng)模型處于區(qū)制一狀態(tài)時(shí)，農(nóng)村食品價(jià)格雖然不是城鎮(zhèn)食品價(jià)格的短期Granger原因，卻是城鎮(zhèn)食品價(jià)格的長(zhǎng)期Granger原因。同時(shí)，我們看到，RFOOD方程中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)以及ΔCFOODt－1的系數(shù)均是顯著的，這說明在區(qū)制一時(shí)城鎮(zhèn)食品價(jià)格不論短期還是長(zhǎng)期都是農(nóng)村食品價(jià)格的Granger原因。因此，綜合來看，當(dāng)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，農(nóng)村食品價(jià)格和城鎮(zhèn)食品價(jià)格互為長(zhǎng)期Granger原因，而短期內(nèi)，則存在從城鎮(zhèn)食品價(jià)格到農(nóng)村食品價(jià)格的單向Granger因果關(guān)系。而在區(qū)制二時(shí)，與區(qū)制一的情況相似，CFOOD方程中的ΔRFOODt－1項(xiàng)系數(shù)不顯著，而誤差修正項(xiàng)的系數(shù)卻非常顯著，這說明在區(qū)制二中農(nóng)村食品價(jià)格是城鎮(zhèn)食品價(jià)格的長(zhǎng)期Granger原因，卻不是城鎮(zhèn)食品價(jià)格的短期Granger原因；而RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)系數(shù)和ΔCFOODt－1的系數(shù)都是不顯著的，這意味著在該區(qū)制中，城鎮(zhèn)食品價(jià)格不論從長(zhǎng)期或者短期來看，均不是農(nóng)村食品價(jià)格的Granger原因，因此，在區(qū)制二時(shí)僅存在從農(nóng)村食品價(jià)格到城鎮(zhèn)食品價(jià)格的長(zhǎng)期Granger單向因果關(guān)系。因此，上述結(jié)論與線性誤差修正模型相比可以更加細(xì)致地刻畫出農(nóng)村食品價(jià)格和城鎮(zhèn)食品價(jià)格在不同區(qū)制下的因果關(guān)系。

表4 兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型估計(jì)結(jié)果表

最后，城鄉(xiāng)食品價(jià)格在恢復(fù)長(zhǎng)期均衡關(guān)系的短期調(diào)整過程中，調(diào)整過程主要由城鎮(zhèn)食品價(jià)格來完成，且該過程大部分發(fā)生在誤差修正項(xiàng)小于門檻值的區(qū)制一。具體來看，首先，結(jié)合圖1、圖2和門檻向量誤差修正模型的結(jié)果來看，當(dāng)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)（即城鄉(xiāng)食品價(jià)格基本處于上升階段時(shí)），農(nóng)村食品價(jià)格的上漲領(lǐng)先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格。此時(shí)，前者的上漲會(huì)對(duì)后者產(chǎn)生向上推動(dòng)的力量而后者則會(huì)對(duì)前者有向下的拉力，恰好與區(qū)制一中CFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)為正而RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)為負(fù)的結(jié)論相吻合；其次，當(dāng)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)（即城鄉(xiāng)食品價(jià)格基本處于下降階段時(shí)），農(nóng)村食品價(jià)格的下降領(lǐng)先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格，此時(shí)，前者會(huì)產(chǎn)生拉動(dòng)后者向下的力量而后者則會(huì)對(duì)前者產(chǎn)生向上的力量，剛好與區(qū)制二中CFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)為負(fù)而RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)為正的結(jié)論相吻合。綜上所述，與線性模型的結(jié)果相比，門檻協(xié)整模型能更好地描述城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間更加細(xì)致微妙的互動(dòng)關(guān)系。

四、結(jié) 論

本文基于兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間的非線性門檻協(xié)整關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明：中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在長(zhǎng)期均衡的穩(wěn)定關(guān)系，當(dāng)誤差修正項(xiàng)大于或小于門檻值時(shí)，即在不同區(qū)制下，系統(tǒng)調(diào)整呈現(xiàn)出不一樣的特點(diǎn)，即具有非線性。本文的結(jié)論可以歸納為以下三點(diǎn)：

第一，城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在顯著的非線性門檻協(xié)整關(guān)系，二者在不同區(qū)制下的調(diào)整存在顯著的差異。對(duì)模型的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果說明以誤差修正項(xiàng)為門檻變量的門檻效應(yīng)非常顯著。在以誤差修正項(xiàng)的門檻值區(qū)分的兩個(gè)不同區(qū)制內(nèi)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格對(duì)誤差修正項(xiàng)的調(diào)整速度存在顯著差異。無論二者的偏離程度大于或小于門檻值，城鎮(zhèn)食品價(jià)格的調(diào)整速度均大于農(nóng)村食品價(jià)格，即城鎮(zhèn)食品價(jià)格對(duì)誤差修正的反應(yīng)較為迅速。

第二，城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間的Granger因果關(guān)系方向因區(qū)制不同而存在差異。當(dāng)誤差修正項(xiàng)小于門檻值時(shí)，即系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，農(nóng)村食品價(jià)格和城鎮(zhèn)食品價(jià)格互為長(zhǎng)期Granger原因，而短期內(nèi)，則存在從城鎮(zhèn)食品價(jià)格到農(nóng)村食品價(jià)格的單向Granger因果關(guān)系。在區(qū)制二時(shí)，則僅存在從農(nóng)村食品價(jià)格到城鎮(zhèn)食品價(jià)格的長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系。

第三，在回到長(zhǎng)期均衡位置的短期調(diào)整過程中，大部分時(shí)間內(nèi)，調(diào)整是由城鎮(zhèn)食品價(jià)格來完成的，而且這種調(diào)整主要發(fā)生二者偏離程度較小的區(qū)制一中，此時(shí)，若城鄉(xiāng)食品價(jià)格的缺口擴(kuò)大，系統(tǒng)會(huì)產(chǎn)生拉動(dòng)農(nóng)村食品價(jià)格向下的力量。而在區(qū)制二時(shí)，若城鄉(xiāng)食品價(jià)格的缺口擴(kuò)大，系統(tǒng)會(huì)產(chǎn)生拉動(dòng)城鎮(zhèn)食品價(jià)格向下的力量。

本文研究結(jié)果的政策啟示在于：首先，決策部門應(yīng)關(guān)注城鄉(xiāng)食品價(jià)格非線性協(xié)整關(guān)系的門檻值，把握主動(dòng)權(quán)。實(shí)證分析表明，當(dāng)二者之間的協(xié)整關(guān)系處于區(qū)制一時(shí)，即農(nóng)村食品價(jià)格先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格上漲時(shí)期，此時(shí)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格在下期將做出快速反應(yīng)（即快速上漲），這給決策部門一種啟示，即當(dāng)農(nóng)村食品價(jià)格過快上漲，導(dǎo)致城鄉(xiāng)食品價(jià)格的缺口不斷擴(kuò)大時(shí)，應(yīng)該及時(shí)進(jìn)行調(diào)研，探究二者偏離程度超過門檻值的支撐點(diǎn)在什么地方，是食品供給不足或是中間商的炒作等，進(jìn)而制定相應(yīng)的措施，避免由于農(nóng)村食品價(jià)格上漲導(dǎo)致的城鎮(zhèn)食品上漲進(jìn)而誘發(fā)整體價(jià)格全面上揚(yáng)。其次，由于大部分時(shí)間內(nèi)，城鄉(xiāng)食品價(jià)格互動(dòng)關(guān)系處于二者偏離程度較小的區(qū)制一的狀態(tài)，在該區(qū)制下，農(nóng)村食品價(jià)格和城鎮(zhèn)食品價(jià)格互為長(zhǎng)期Granger原因，因此，政策制定者應(yīng)著重關(guān)注城鄉(xiāng)食品價(jià)格上漲的相互擴(kuò)散以及由此引起的物價(jià)全面上漲，從源頭上控制CPI上漲的推手。最后，實(shí)證研究表明，在城鄉(xiāng)食品價(jià)格的短期調(diào)整過程中，不同的區(qū)制狀態(tài)下二者調(diào)整的過程存在差異，應(yīng)該分析不同的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下，城鄉(xiāng)食品價(jià)格的互動(dòng)機(jī)理，深入研究當(dāng)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，即城鄉(xiāng)食品價(jià)格處于上升階段時(shí)，系統(tǒng)拉動(dòng)農(nóng)村食品價(jià)格向下的力量究竟來源于哪些方面，以便制定有針對(duì)性的政策調(diào)控總體通貨膨脹形勢(shì)。而在區(qū)制二時(shí)，應(yīng)該分析農(nóng)村食品價(jià)格是如何拉動(dòng)城鎮(zhèn)食品價(jià)格向下的。此外，由于在不同的區(qū)制下，城鄉(xiāng)食品價(jià)格調(diào)整的速度存在差異，因此，在區(qū)制一的狀態(tài)下，通過調(diào)控城鎮(zhèn)食品價(jià)格來緩和農(nóng)村食品價(jià)格上漲的政策可能短期之內(nèi)便能奏效。而在區(qū)制二的狀態(tài)下，通過調(diào)控農(nóng)村食品價(jià)格以抑制城鎮(zhèn)食品價(jià)格上漲的政策可能需要較長(zhǎng)的時(shí)間才能見效，切不可操之過急。

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