粮食价格与居民消费价格水平联动效应研究

2022-02-22余炳文

价格月刊 2022年2期

张昌余炳文

（1.中南财经政法大学金融学院，湖北武汉 430073；2.江西财经大学经济学院，江西南昌 330013）

一、引言

粮食既是生活必需品，又是国家重要的战略物资，因此，粮食价格波动在较大程度上会影响到居民生活水平和经济社会稳定。在粮食市场化改革前，对粮食价格的调控主要采取政府主导的价格调控方式，粮食价格被限制在一个较小的波动范围内。粮食市场化改革后，政府通过实施粮食流通体制改革等一系列举措，对粮食价格的调控方式逐渐由行政手段转为市场化手段，粮食价格形成主要通过市场供求状况来决定（方志红，2013）。[1]

与此同时，粮食价格作为“百价”之基，不仅会通过直接效应影响食品成本进而影响食品价格波动，还会通过间接效应引致其他非食品价格波动，进而对商品价格产生基础性影响。对于拥有14.1亿人口的中国而言，稳定粮食价格与整体居民消费价格水平，对保障国家粮食安全、促进宏观经济稳定运行具有重要作用。因此，在市场经济条件下，厘清粮食价格与居民消费价格水平之间的关系就显得十分有必要。

二、文献综述

一直以来，粮食价格与居民消费价格水平间的关系都是学术界关注的热点问题。许多学者从不同角度、采取不同实证方法对这一问题进行了实证研究，但迄今为止，学术界关于粮食价格与居民消费价格水平间的关系研究尚未形成一致结论。概括而言，学者们的研究结论可以从以下三个方面进行总结。

（一）居民消费价格水平是粮食价格的单向格兰杰因果关系

谭江林和罗光强（2009）选取改革开放以来居民消费价格水平和粮食价格年度数据对两者之间的关系进行了分析，结果显示，短期内居民消费价格水平对粮食价格具有正向推动作用。[2]王文智和武拉平（2013）采用1997—2011年主要粮食价格和居民消费价格水平月度指数，利用VEC模型分析了粮食价格和居民消费价格水平间的关系，结果表明，粮食价格和居民消费价格水平间存在协整关系，并得出了居民消费价格水平构成了粮食价格单向格兰杰因果关系的观点。[3]

（二）粮食价格是居民消费价格水平的单向格兰杰因果关系

马敬桂和黄普（2013）采用中国28个省份的面板数据，利用PVAR动态分析方法研究了粮食价格对居民消费价格水平的影响，发现长期看，粮食价格对居民消费价格水平的影响具有显著正向冲击。[4]周洲（2018）基于1990—2016年中国粮食价格和居民消费价格水平数据，运用相关性分析、误差修正模型等方法对粮食价格和居民消费价格水平间的关系进行实证分析，结果显示，粮食价格是居民消费价格水平的单向格兰杰因果关系。[5]

（三）粮食价格与居民消费价格水平之间存在双向格兰杰因果关系

卢锋和彭凯翔（2002）利用均衡修正模型对粮食价格和居民消费价格水平进行了协整检验，结果表明，两者之间存在长期均衡关系，即粮食价格与居民消费价格水平间存在双向格兰杰因果关系。其中，居民消费价格水平变动先于粮食价格变动。[6]朱信凯和吕捷（2011）采用一种非线性检验模型对粮食价格与居民消费价格水平间的关系进行了检验，结果显示两者之间是互为因果关系，但在时效和强度上表现出了明显的不同，居民消费价格水平对粮食价格冲击的时效性长于粮食价格对居民消费价格水平冲击的时效性。[7]李新祯（2011）基于1998—2010年中国月度数据对粮食价格与居民消费价格水平间的关系进行了定性和定量实证分析，发现两者之间存在长期均衡关系，短期表现为当月粮食价格变动会引起下月居民消费价格水平变动，而当月居民消费价格水平变动要在3个月后才导致粮食价格波动。[8]

造成研究结论不一致的可能原因是：对粮食价格和居民消费价格水平数据的选取存在时间上的差异；有的学者的研究时间跨度可能较短，有的学者的研究综合选择了改革开放前后的数据，但改革开放前后粮食价格和居民消费价格水平可能存在结构性变动，据此研究得到的结论可能不符合实际。鉴于此，笔者选取1979—2020年数据来构建自回归模型，同时采用协整检验、格兰杰因果检验等计量分析方法，对粮食价格与居民消费价格水平间的关系进行实证分析。

三、数据来源与基本特征描述

（一）数据来源

研究样本期间为1979—2020年，样本数共42个。其中，粮食价格以粮食类商品零售价格指数（GPI）衡量，居民消费价格水平以居民消费价格指数（CPI）衡量。居民消费价格指数采用了国家统计局年度价格指数数据，粮食价格采用了国家统计局年度商品零售价格分类指数中的粮食类商品零售价格指数数据。

为了使数据更加统一，同时又能反映出数据的动态过程，使研究结论更准确，粮食类商品零售价格指数与居民消费价格指数均采用了年度环比指数，以消除异方差。以上变量均采取了对数化处理，其中GPI的对数形式为LNGPI，CPI的对数形式为LNCPI。

（二）基本特征描述

1.居民消费价格水平变化描述。在改革开放初期的1979—1984年，居民消费价格指数处在较低水平，除了1980年达到7.5%外，其他年份均低于3%。1980年CPI之所以达到7.5%，原因在于中国刚实行改革开放，经济发展迅速，导致居民消费价格水平波动较大。1985—1989年，中国居民消费价格指数增幅较大，其中，1985年因工资性收入增长过快，进而拉动成本上升导致通货膨胀，当年CPI同比增长9.3%；1988年CPI达到18.8%，居民对物价上涨预期高度敏感，引发抢购风潮。1992年邓小平南方谈话后，中国经济突飞猛进，发展势头强劲，但CPI增长同样迅猛，1993—1995年CPI分别为14.7%、24.1%和17.1%，其中1994年CPI为改革开放以来的峰值。经济过度扩张之后，在国家宏观调控作用下，中国经济进入平稳适度增长轨道，1996年中国经济成功实现“软着陆”，通胀压力显著下降，CPI为8.3%。

1998—2002年，中国居民消费价格指数基本在0上下徘徊，5年间居民消费价格指数均低于1%，CPI分别为-0.8%、-1.4%、0.4%、0.7%和 -0.8%。2003—2006年，中国CPI分别为 1.2%、3.9%、1.8%和1.5%，涨幅相对缓和。2007年、2008年 CPI偏高，分别为4.8%和5.9%。2008年国际金融危机后，2009年中国出现通货紧缩现象，CPI为-0.7%，2010年以来，除了2011年居民消费价格指数增长幅度较大外，其他年份CPI变动幅度相对平稳，处在温和增长状态，具体情况如表1所示。

表1 1979—2020年中国居民消费价格指数

2.粮食价格变化描述。1978年前，中国粮食价格管理由政府主导，粮食价格基本控制在“狭小”范围内波动（何蒲明等，2010）。[9]1978年后，国家在粮食流通体制领域的改革力度越来越大，市场对粮食价格的调节效应愈发显著，粮食价格出现较大幅度波动。

1978—1979年，国内粮食价格第一次出现较大幅度上涨，国家开始减少统购粮数量，粮食价格逐渐放开。1980—1981年，粮食价格指数呈现上升趋势，但相对来讲较为温和，最高为1981年的3.9%。1984—1989年，国内粮食价格波动总体呈上涨趋势，1989年的粮食价格增长率为最高值。

1989—1990年，国内粮食价格第二次出现较大幅度波动，粮食价格指数由正增长转为负增长，落差为26.1%。1991年后，国家开始实行农产品价格支持政策，粮食价格快速上涨，其中，1994年粮食价格涨幅高达48.7%，这一趋势持续到了1995年。

1996—2002年，国内粮食价格处于持续低迷状态，除2001年粮食价格为正增长外，其他年份的粮食价格均表现为负增长。1999年起，国家采取了粮食减产措施，粮食供过于求的现象得到有效缓解，自此，粮食价格得到恢复性回升。2004年，粮食价格涨幅达到26.5%，创下了2000年以来粮食价格涨幅的最高水平。2005年，粮食价格指数快速下跌，粮食价格环比指数只上升了1.4%，相对2004年降低了25.1%，但2006年后，国内粮食价格开始出现小幅回升，这一现象一直持续到2008年，2008年国际金融危机爆发后，粮食价格应声回落。2010年，粮食价格整体波动趋势表现为先下降后上涨。2011年至今，国内粮食价格起伏不定，表现为偶尔波动、整体下行趋势，具体情况如图1所示。

图1 1979—2020年中国粮食价格指数走势

四、粮食价格波动与居民消费价格水平实证分析

（一）相关性检验

相关系数主要用于检验变量之间的相关程度，一般情况下，相关系数越大表明变量之间的相关性越高。对1979—2020年LNCPI与LNGPI的相关性检验结果显示，LNCPI与 LNGPI的相关系数为0.8105，且显著为正。由图2波动趋势看，1979—2020年 LNGPI（环比）和 LNCPI（环比）波动趋势基本一致。但到底是粮食价格变动导致了居民消费价格水平变动，抑或相反，则需要进一步进行研究。

图2 1979—2020 年 LNGPI（环比）和 LNCPI（环比）变动趋势

（二）单位根检验

在进行协整分析前必须确定时间序列变量是否为平稳序列，这对研究结论具有不可忽视的作用。对LNCPI与LNGPI的平稳性检验采用了带常数项和带时间趋势项的ADF检验，结果显示，LNCPI与LNGPI的统计量 Z（t）分别为-3.074、-3.280，5%临界值为-3.540，即两个变量都无法在5%的显著性水平上拒绝原假设，接受存在单位根的原假设。但据此还不能确定两个变量就是单位根过程，需要进一步对LNCPI和LNGPI进行一阶差分ADF检验。由于ADF检验过程中可能会存在一些可选择项，因此在这里以ΔLNGPI构造了以下三种类型方程：

根据检验类型的不同，对以上三种类型方程分别进行ADF检验，可以得知：变量的ADF统计量均小于1%、5%和10%显著性水平上的临界值，拒绝原假设，即存在单位根，表明原序列均为非平稳序列，而对原序列进行差分后的序列为平稳序列，因此LNCPI和 LNGPI服从 I（1）过程。

（三）协整检验

为厘清粮食价格和居民消费价格水平两个变量间是否存在长期均衡关系，采用协整检验进行验证。由前文检验结果可知，LNGPI和LNCPI服从I（1）过程，符合协整检验条件，当协整检验的统计量大于5%显著性水平时，结果为拒绝原假设（协整检验结果见表3）。由表3可以看到，在5%显著性水平上拒绝了不存在协整方程的原假设，接受了最多存在一个协整方程的原假设，因此，LNGPI与LNCPI两者间存在一个协整关系，表明两变量间存在着长期均衡关系。

表2 差分变量的ADF检验结果

表3 协整检验结果

（四）向量误差修正模型（VECM）

为进一步厘清粮食价格与居民消费价格水平的短期动态关系，采用向量误差修正模型（VECM）进行实证研究，构建的误差修正方程如下。

在方程（4）和方程（5）中，DLNCPIt、DLNGPIt分别表示居民消费价格指数对数和粮食价格指数对数的一阶差分形式，αiecm1t-1表示误差修正项（ecm1t-1=LNCPIt-1-φ1-ω1LNGPIt-1，ecm2t-1=LNCPIt-1-φ2-ω2LNGPIt-1，其中，φi和 ωi为长期乘数，αi和 γi为短期乘数），εt为模型方程随机扰动项。在方程（4）和方程（5）中，如果αi系数为负且显著，说明长期看，居民消费价格水平变动会引起粮食价格变动，当粮食价格偏离长期均衡状态时，误差修正项将以反向修正机制将粮食价格调整回长期均衡状态。由VECM估计结果可得到式（6）和式（7）。

式（6）、式（7）中，αi系数分别为-0.576、-0.695，在5%显著性水平上均显著为负，符合反向修正机制。可以得出：①当系统中居民消费价格指数偏离长期均衡时，误差修正项将以57.6%的调整力度将其拉回均衡状态；②当系统中粮食价格偏离长期均衡状态时，误差修正项将以69.5%的调整力度将其拉回长期均衡状态，且居民消费价格水平变动会引起粮食价格较大幅度变动。

（五）格兰杰因果检验

上述检验中只确定了粮食价格与居民消费价格水平之间存在长期均衡关系，但并不能判断两者之间存在因果关系，在这里将采用Granger因果检验方法来进行检验。在进行格兰杰因果检验之前先要构建VAR模型进行向量自回归，然后再检验各变量间的因果关系。VAR模型构建如式（8）和式（9）所示。

变量滞后阶数选择不同，格兰杰因果检验结果也会有差异。表4提供了滞后1期到滞后7期的检验结果。由表4可以发现：①滞后1期的LNCPI不是LNGPI增长的原因，滞后阶数为1到3期时，LNGPI不是LNCPI增长的原因，且随着滞后阶数的逐渐增大，LNCPI和LNGPI互为因果的关系越来越显著；②两者之间为因果关系具有较强的时效性。总体看，在短期，居民消费价格水平变动对粮食价格变动的影响比较明显，原因在于居民消费价格水平变动会使消费者对价格形成预期，从而影响粮食价格。在长期，两者之间存在双向格兰杰因果关系，即粮食价格变动是引起居民消费价格水平变动的原因，居民消费价格水平变动也是引起粮食价格变动的原因，这与VECM模型验证得出的结论一致。