糧食價格與居民消費價格水平聯(lián)動效應(yīng)研究

張 昌 余炳文

（1.中南財經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北武漢 430073；2.江西財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，江西南昌 330013）

一、引言

糧食既是生活必需品，又是國家重要的戰(zhàn)略物資，因此，糧食價格波動在較大程度上會影響到居民生活水平和經(jīng)濟社會穩(wěn)定。在糧食市場化改革前，對糧食價格的調(diào)控主要采取政府主導(dǎo)的價格調(diào)控方式，糧食價格被限制在一個較小的波動范圍內(nèi)。糧食市場化改革后，政府通過實施糧食流通體制改革等一系列舉措，對糧食價格的調(diào)控方式逐漸由行政手段轉(zhuǎn)為市場化手段，糧食價格形成主要通過市場供求狀況來決定（方志紅，2013）。[1]

與此同時，糧食價格作為“百價”之基，不僅會通過直接效應(yīng)影響食品成本進而影響食品價格波動，還會通過間接效應(yīng)引致其他非食品價格波動，進而對商品價格產(chǎn)生基礎(chǔ)性影響。對于擁有14.1億人口的中國而言，穩(wěn)定糧食價格與整體居民消費價格水平，對保障國家糧食安全、促進宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定運行具有重要作用。因此，在市場經(jīng)濟條件下，厘清糧食價格與居民消費價格水平之間的關(guān)系就顯得十分有必要。

二、文獻綜述

一直以來，糧食價格與居民消費價格水平間的關(guān)系都是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點問題。許多學(xué)者從不同角度、采取不同實證方法對這一問題進行了實證研究，但迄今為止，學(xué)術(shù)界關(guān)于糧食價格與居民消費價格水平間的關(guān)系研究尚未形成一致結(jié)論。概括而言，學(xué)者們的研究結(jié)論可以從以下三個方面進行總結(jié)。

（一）居民消費價格水平是糧食價格的單向格蘭杰因果關(guān)系

譚江林和羅光強（2009）選取改革開放以來居民消費價格水平和糧食價格年度數(shù)據(jù)對兩者之間的關(guān)系進行了分析，結(jié)果顯示，短期內(nèi)居民消費價格水平對糧食價格具有正向推動作用。[2]王文智和武拉平（2013）采用1997—2011年主要糧食價格和居民消費價格水平月度指數(shù)，利用VEC模型分析了糧食價格和居民消費價格水平間的關(guān)系，結(jié)果表明，糧食價格和居民消費價格水平間存在協(xié)整關(guān)系，并得出了居民消費價格水平構(gòu)成了糧食價格單向格蘭杰因果關(guān)系的觀點。[3]

（二）糧食價格是居民消費價格水平的單向格蘭杰因果關(guān)系

馬敬桂和黃普（2013）采用中國28個省份的面板數(shù)據(jù)，利用PVAR動態(tài)分析方法研究了糧食價格對居民消費價格水平的影響，發(fā)現(xiàn)長期看，糧食價格對居民消費價格水平的影響具有顯著正向沖擊。[4]周洲（2018）基于1990—2016年中國糧食價格和居民消費價格水平數(shù)據(jù)，運用相關(guān)性分析、誤差修正模型等方法對糧食價格和居民消費價格水平間的關(guān)系進行實證分析，結(jié)果顯示，糧食價格是居民消費價格水平的單向格蘭杰因果關(guān)系。[5]

（三）糧食價格與居民消費價格水平之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系

盧鋒和彭凱翔（2002）利用均衡修正模型對糧食價格和居民消費價格水平進行了協(xié)整檢驗，結(jié)果表明，兩者之間存在長期均衡關(guān)系，即糧食價格與居民消費價格水平間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。其中，居民消費價格水平變動先于糧食價格變動。[6]朱信凱和呂捷（2011）采用一種非線性檢驗?zāi)Ｐ蛯Z食價格與居民消費價格水平間的關(guān)系進行了檢驗，結(jié)果顯示兩者之間是互為因果關(guān)系，但在時效和強度上表現(xiàn)出了明顯的不同，居民消費價格水平對糧食價格沖擊的時效性長于糧食價格對居民消費價格水平?jīng)_擊的時效性。[7]李新禎（2011）基于1998—2010年中國月度數(shù)據(jù)對糧食價格與居民消費價格水平間的關(guān)系進行了定性和定量實證分析，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在長期均衡關(guān)系，短期表現(xiàn)為當月糧食價格變動會引起下月居民消費價格水平變動，而當月居民消費價格水平變動要在3個月后才導(dǎo)致糧食價格波動。[8]

造成研究結(jié)論不一致的可能原因是：對糧食價格和居民消費價格水平數(shù)據(jù)的選取存在時間上的差異；有的學(xué)者的研究時間跨度可能較短，有的學(xué)者的研究綜合選擇了改革開放前后的數(shù)據(jù)，但改革開放前后糧食價格和居民消費價格水平可能存在結(jié)構(gòu)性變動，據(jù)此研究得到的結(jié)論可能不符合實際。鑒于此，筆者選取1979—2020年數(shù)據(jù)來構(gòu)建自回歸模型，同時采用協(xié)整檢驗、格蘭杰因果檢驗等計量分析方法，對糧食價格與居民消費價格水平間的關(guān)系進行實證分析。

三、數(shù)據(jù)來源與基本特征描述

（一）數(shù)據(jù)來源

研究樣本期間為1979—2020年，樣本數(shù)共42個。其中，糧食價格以糧食類商品零售價格指數(shù)（GPI）衡量，居民消費價格水平以居民消費價格指數(shù)（CPI）衡量。居民消費價格指數(shù)采用了國家統(tǒng)計局年度價格指數(shù)數(shù)據(jù)，糧食價格采用了國家統(tǒng)計局年度商品零售價格分類指數(shù)中的糧食類商品零售價格指數(shù)數(shù)據(jù)。

為了使數(shù)據(jù)更加統(tǒng)一，同時又能反映出數(shù)據(jù)的動態(tài)過程，使研究結(jié)論更準確，糧食類商品零售價格指數(shù)與居民消費價格指數(shù)均采用了年度環(huán)比指數(shù)，以消除異方差。以上變量均采取了對數(shù)化處理，其中GPI的對數(shù)形式為LNGPI，CPI的對數(shù)形式為LNCPI。

（二）基本特征描述

1.居民消費價格水平變化描述。在改革開放初期的1979—1984年，居民消費價格指數(shù)處在較低水平，除了1980年達到7.5%外，其他年份均低于3%。1980年CPI之所以達到7.5%，原因在于中國剛實行改革開放，經(jīng)濟發(fā)展迅速，導(dǎo)致居民消費價格水平波動較大。1985—1989年，中國居民消費價格指數(shù)增幅較大，其中，1985年因工資性收入增長過快，進而拉動成本上升導(dǎo)致通貨膨脹，當年CPI同比增長9.3%；1988年CPI達到18.8%，居民對物價上漲預(yù)期高度敏感，引發(fā)搶購風(fēng)潮。1992年鄧小平南方談話后，中國經(jīng)濟突飛猛進，發(fā)展勢頭強勁，但CPI增長同樣迅猛，1993—1995年CPI分別為14.7%、24.1%和17.1%，其中1994年CPI為改革開放以來的峰值。經(jīng)濟過度擴張之后，在國家宏觀調(diào)控作用下，中國經(jīng)濟進入平穩(wěn)適度增長軌道，1996年中國經(jīng)濟成功實現(xiàn)“軟著陸”，通脹壓力顯著下降，CPI為8.3%。

1998—2002年，中國居民消費價格指數(shù)基本在0上下徘徊，5年間居民消費價格指數(shù)均低于1%，CPI分別為-0.8%、-1.4%、0.4%、0.7%和 -0.8%。2003—2006年，中國CPI分別為 1.2%、3.9%、1.8%和1.5%，漲幅相對緩和。2007年、2008年 CPI偏高，分別為4.8%和5.9%。2008年國際金融危機后，2009年中國出現(xiàn)通貨緊縮現(xiàn)象，CPI為-0.7%，2010年以來，除了2011年居民消費價格指數(shù)增長幅度較大外，其他年份CPI變動幅度相對平穩(wěn)，處在溫和增長狀態(tài)，具體情況如表1所示。

表1 1979—2020年中國居民消費價格指數(shù)

2.糧食價格變化描述。1978年前，中國糧食價格管理由政府主導(dǎo)，糧食價格基本控制在“狹小”范圍內(nèi)波動（何蒲明等，2010）。[9]1978年后，國家在糧食流通體制領(lǐng)域的改革力度越來越大，市場對糧食價格的調(diào)節(jié)效應(yīng)愈發(fā)顯著，糧食價格出現(xiàn)較大幅度波動。

1978—1979年，國內(nèi)糧食價格第一次出現(xiàn)較大幅度上漲，國家開始減少統(tǒng)購糧數(shù)量，糧食價格逐漸放開。1980—1981年，糧食價格指數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢，但相對來講較為溫和，最高為1981年的3.9%。1984—1989年，國內(nèi)糧食價格波動總體呈上漲趨勢，1989年的糧食價格增長率為最高值。

1989—1990年，國內(nèi)糧食價格第二次出現(xiàn)較大幅度波動，糧食價格指數(shù)由正增長轉(zhuǎn)為負增長，落差為26.1%。1991年后，國家開始實行農(nóng)產(chǎn)品價格支持政策，糧食價格快速上漲，其中，1994年糧食價格漲幅高達48.7%，這一趨勢持續(xù)到了1995年。

1996—2002年，國內(nèi)糧食價格處于持續(xù)低迷狀態(tài)，除2001年糧食價格為正增長外，其他年份的糧食價格均表現(xiàn)為負增長。1999年起，國家采取了糧食減產(chǎn)措施，糧食供過于求的現(xiàn)象得到有效緩解，自此，糧食價格得到恢復(fù)性回升。2004年，糧食價格漲幅達到26.5%，創(chuàng)下了2000年以來糧食價格漲幅的最高水平。2005年，糧食價格指數(shù)快速下跌，糧食價格環(huán)比指數(shù)只上升了1.4%，相對2004年降低了25.1%，但2006年后，國內(nèi)糧食價格開始出現(xiàn)小幅回升，這一現(xiàn)象一直持續(xù)到2008年，2008年國際金融危機爆發(fā)后，糧食價格應(yīng)聲回落。2010年，糧食價格整體波動趨勢表現(xiàn)為先下降后上漲。2011年至今，國內(nèi)糧食價格起伏不定，表現(xiàn)為偶爾波動、整體下行趨勢，具體情況如圖1所示。

圖1 1979—2020年中國糧食價格指數(shù)走勢

四、糧食價格波動與居民消費價格水平實證分析

（一）相關(guān)性檢驗

相關(guān)系數(shù)主要用于檢驗變量之間的相關(guān)程度，一般情況下，相關(guān)系數(shù)越大表明變量之間的相關(guān)性越高。對1979—2020年LNCPI與LNGPI的相關(guān)性檢驗結(jié)果顯示，LNCPI與 LNGPI的相關(guān)系數(shù)為0.8105，且顯著為正。由圖2波動趨勢看，1979—2020年 LNGPI（環(huán)比）和 LNCPI（環(huán)比）波動趨勢基本一致。但到底是糧食價格變動導(dǎo)致了居民消費價格水平變動，抑或相反，則需要進一步進行研究。

圖2 1979—2020 年 LNGPI（環(huán)比）和 LNCPI（環(huán)比）變動趨勢

（二）單位根檢驗

在進行協(xié)整分析前必須確定時間序列變量是否為平穩(wěn)序列，這對研究結(jié)論具有不可忽視的作用。對LNCPI與LNGPI的平穩(wěn)性檢驗采用了帶常數(shù)項和帶時間趨勢項的ADF檢驗，結(jié)果顯示，LNCPI與LNGPI的統(tǒng)計量 Z（t）分別為-3.074、-3.280，5%臨界值為-3.540，即兩個變量都無法在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，接受存在單位根的原假設(shè)。但據(jù)此還不能確定兩個變量就是單位根過程，需要進一步對LNCPI和LNGPI進行一階差分ADF檢驗。由于ADF檢驗過程中可能會存在一些可選擇項，因此在這里以ΔLNGPI構(gòu)造了以下三種類型方程：

根據(jù)檢驗類型的不同，對以上三種類型方程分別進行ADF檢驗，可以得知：變量的ADF統(tǒng)計量均小于1%、5%和10%顯著性水平上的臨界值，拒絕原假設(shè)，即存在單位根，表明原序列均為非平穩(wěn)序列，而對原序列進行差分后的序列為平穩(wěn)序列，因此LNCPI和 LNGPI服從 I（1）過程。

（三）協(xié)整檢驗

為厘清糧食價格和居民消費價格水平兩個變量間是否存在長期均衡關(guān)系，采用協(xié)整檢驗進行驗證。由前文檢驗結(jié)果可知，LNGPI和LNCPI服從I（1）過程，符合協(xié)整檢驗條件，當協(xié)整檢驗的統(tǒng)計量大于5%顯著性水平時，結(jié)果為拒絕原假設(shè)（協(xié)整檢驗結(jié)果見表3）。由表3可以看到，在5%顯著性水平上拒絕了不存在協(xié)整方程的原假設(shè)，接受了最多存在一個協(xié)整方程的原假設(shè)，因此，LNGPI與LNCPI兩者間存在一個協(xié)整關(guān)系，表明兩變量間存在著長期均衡關(guān)系。

表2 差分變量的ADF檢驗結(jié)果

表3 協(xié)整檢驗結(jié)果

（四）向量誤差修正模型（VECM）

為進一步厘清糧食價格與居民消費價格水平的短期動態(tài)關(guān)系，采用向量誤差修正模型（VECM）進行實證研究，構(gòu)建的誤差修正方程如下。

在方程（4）和方程（5）中，DLNCPIt、DLNGPIt分別表示居民消費價格指數(shù)對數(shù)和糧食價格指數(shù)對數(shù)的一階差分形式，αiecm1t-1表示誤差修正項（ecm1t-1=LNCPIt-1-φ1-ω1LNGPIt-1，ecm2t-1=LNCPIt-1-φ2-ω2LNGPIt-1，其中，φi和 ωi為長期乘數(shù)，αi和 γi為短期乘數(shù)），εt為模型方程隨機擾動項。在方程（4）和方程（5）中，如果αi系數(shù)為負且顯著，說明長期看，居民消費價格水平變動會引起糧食價格變動，當糧食價格偏離長期均衡狀態(tài)時，誤差修正項將以反向修正機制將糧食價格調(diào)整回長期均衡狀態(tài)。由VECM估計結(jié)果可得到式（6）和式（7）。

式（6）、式（7）中，αi系數(shù)分別為-0.576、-0.695，在5%顯著性水平上均顯著為負，符合反向修正機制?？梢缘贸觯孩佼斚到y(tǒng)中居民消費價格指數(shù)偏離長期均衡時，誤差修正項將以57.6%的調(diào)整力度將其拉回均衡狀態(tài)；②當系統(tǒng)中糧食價格偏離長期均衡狀態(tài)時，誤差修正項將以69.5%的調(diào)整力度將其拉回長期均衡狀態(tài)，且居民消費價格水平變動會引起糧食價格較大幅度變動。

（五）格蘭杰因果檢驗

上述檢驗中只確定了糧食價格與居民消費價格水平之間存在長期均衡關(guān)系，但并不能判斷兩者之間存在因果關(guān)系，在這里將采用Granger因果檢驗方法來進行檢驗。在進行格蘭杰因果檢驗之前先要構(gòu)建VAR模型進行向量自回歸，然后再檢驗各變量間的因果關(guān)系。VAR模型構(gòu)建如式（8）和式（9）所示。

變量滯后階數(shù)選擇不同，格蘭杰因果檢驗結(jié)果也會有差異。表4提供了滯后1期到滯后7期的檢驗結(jié)果。由表4可以發(fā)現(xiàn)：①滯后1期的LNCPI不是LNGPI增長的原因，滯后階數(shù)為1到3期時，LNGPI不是LNCPI增長的原因，且隨著滯后階數(shù)的逐漸增大，LNCPI和LNGPI互為因果的關(guān)系越來越顯著；②兩者之間為因果關(guān)系具有較強的時效性?？傮w看，在短期，居民消費價格水平變動對糧食價格變動的影響比較明顯，原因在于居民消費價格水平變動會使消費者對價格形成預(yù)期，從而影響糧食價格。在長期，兩者之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，即糧食價格變動是引起居民消費價格水平變動的原因，居民消費價格水平變動也是引起糧食價格變動的原因，這與VECM模型驗證得出的結(jié)論一致。

表4 格蘭杰因果檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與對策建議

（一）結(jié)論

綜合運用相關(guān)性檢驗、協(xié)整檢驗、VECM模型及格蘭杰因果檢驗等計量方法，在消除自相關(guān)和異方差影響的基礎(chǔ)上，對1979—2020年居民消費價格指數(shù)和糧食價格指數(shù)共計42個樣本數(shù)據(jù)進行分析，結(jié)論如下：

1.糧食價格與居民消費價格水平之間存在顯著正相關(guān)性，且波動趨勢基本一致，但總體上糧食價格波動幅度相對更大。

2.在短期，糧食價格與居民消費價格水平間的關(guān)系存在較強時效性，居民消費價格水平變動對糧食價格的影響遠遠高于糧食價格變動對居民消費價格水平的影響。雖然糧食價格上漲是普遍現(xiàn)象，但并不是直接引起居民消費價格水平產(chǎn)生變動的原因。

3.糧食價格與居民消費價格水平間存在長期均衡關(guān)系，且在VECM模型中得出了長期內(nèi)兩者之間互為因果關(guān)系的結(jié)論，這與格蘭杰因果關(guān)系檢驗結(jié)論一致；當系統(tǒng)偏離長期均衡時，誤差修正項將會發(fā)揮反向修正作用機制，將系統(tǒng)拉回長期均衡狀態(tài)。

（二）對策建議

1.當前全球尚處于新冠肺炎疫情持續(xù)蔓延、經(jīng)濟復(fù)蘇乏力階段，經(jīng)濟下行壓力較大。在居民收入水平?jīng)]有得到顯著提升的情況下，政府應(yīng)繼續(xù)大力穩(wěn)定糧食價格，加強供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，讓市場充分發(fā)揮資源配置的決定性作用，多措并舉穩(wěn)定居民消費價格水平。

2.加大對居民消費商品價格的監(jiān)測力度，同時增加食品消費補貼，解決低收入群體的生活困難。加強動物養(yǎng)殖和植物種植，保障市場基本消費品供給，避免糧食價格劇烈波動。

3.加強對糧食價格和居民消費價格的監(jiān)管，著力打擊惡意囤積、哄抬價格、變相漲價及合謀漲價等違法行為，建立健全價格信息披露機制，科學(xué)引導(dǎo)居民消費，切實維護市場價格秩序。

4.適當調(diào)整糧食類商品在CPI中的占比。隨著經(jīng)濟社會的發(fā)展，食品類中糧食商品的消費占比呈下降趨勢，包括現(xiàn)有CPI分類結(jié)構(gòu)均已難以充分反映中國居民消費的實際情況。適當調(diào)整糧食類商品在CPI中的占比，能夠更好地反映宏觀經(jīng)濟運行情況。