食品價格、城鄉恩格爾系數差異對通貨膨脹的沖擊效應分析

馬敬桂，黃 普

（1.長江大學 經濟學院；2.湖北農村發展研究中心，湖北 荊州 434023）

0 引言

低通脹和擴大內需是我國經濟發展和宏觀調控的重要目標?，F實經濟活動中，通貨膨脹與總需求之間總是相互影響相互制約的，如何促進兩者之間的協調與平衡發展，一直是政府高度重視和努力探討的問題。特別是隨著我國經濟發展水平和環境的變化，居民消費需求問題日益突出，成為影響和制約我國經濟發展的重要因素。隨著近兩年我國CPI指數的不斷上漲，如何保持我國內需政策的有效實施更是考驗人們的智慧和理性。數據顯示在CPI與食品價格高漲的年份中，農村居民恩格爾系數與城市居民恩格爾系數的變化趨勢發生了一定的偏離，為什么會出現這種狀況？城鄉居民恩格爾系數差異與通貨膨脹之間有何種聯系是一個值得深入研究的問題。大多數學者認為通脹與食品價格上漲關系十分密切。在現實生活中，不論是食品價格上漲還是居民消費物價上漲，都與居民的消費水平息息相關，然而這些學者在研究食品價格上漲對通脹影響的同時，對CPI和食品價格對城鄉居民食品消費支出占總支出的比重影響的分析卻相對較少。特別是農村地區的消費水平，收入較低，大部分的個人消費支出都與食品有關。城市居民的食品消費需求比重極少的現狀遠遠夠不成對通貨膨脹的沖擊，使得食品價格能否有效調節通貨膨脹問題產生了質疑。本文通過SVAR長期約束模型，分析通脹、食品價格與城鄉居民恩格爾系數差異之間的動態影響關系，解釋城市和農村不同的通貨膨脹形成機制，并得出相關結論。

1 SVAR模型的建立

SVAR是一種對VAR模型進行結構性分解方法。它是在Efron（1986，1993）的plug-in原理的小樣本最優估計基礎上，與Blanchard和Quah（1989）提出的一種施加基于經濟理論長期約束的結構化方法的結合。

1.1 SVAR模型的建立

假設本文擬估計的模型中存在四種在所有的領先期與滯后期彼此之間互不相關的沖擊，通脹沖擊（）、食品價格沖擊（）、城市恩格爾系數沖擊（）、農村恩格爾系數沖擊（）。通脹沖擊表示的是居民消費價格的的變化，食品價格沖擊表示的是居民消費中食品必需品的價格指數，城市恩格爾系數沖擊表示為城市居民恩格爾系數的變化沖擊，農村恩格爾系數沖擊表示為農村居民恩格爾系數的變化沖擊。由第一部分的模型設定，進一步假設通脹序列（DCPIt）、食品價格序列（DFPIt）、城市居民恩格爾系數序列（DCITYt）、農村居民恩格爾系數序列（DVILt）同時受到通脹沖擊、食品價格沖擊、城市居民恩格爾系數沖擊、農村居民恩格爾系數沖擊的影響。平穩過程 DCPIt、DFPIt、DCITYt和DVILt可以分別表示為移動平均過程，在四個移動平均過程中，DCPIt、DFPIt、DCITYt和DVILt分別表示為當期與滯后各期通脹沖擊、食品價格沖擊、城市居民恩格爾系數沖擊、農村居民恩格爾系數沖擊的線性組合，設定的模型為：

（1）式為四變量的結構向量自回歸模型，Sij(L)這里是滯后算子多項式：

（2）式可以寫成緊湊形式：

1.2 長期約束的設定

為估計S(L)與υt，首先需要通過最小二乘法（OLS）估計簡化式VAR模型Xt=Φ(L)Xt-1+εt，然后簡化式表示成無窮的VAR(+∞)形式Xt=C(L)εt，在根據結構式可以得到 C(L)εt=S(L)υt。由于 C(0)=I4，可以得到 S(0)υt=εt，并且有：

由（4）式可以得到關于 Sij(0)(i=1,2,3,4;j=1,2,3,4)的10個方程，還需要另外6個方程才可以求解Sij(0)，為此我們施加六個基于經濟理論的長期約束。

2 數據與模型分析

2.1 數據說明

經過前一節的模型設定，本文所需要分析的數據均來源于中國國家統計年（1979～2010）和中國統計摘要2011，進行了必要的計算和整理，主要變量解釋如下：

⑴通貨膨脹率。居民消費物價指數是衡量通貨膨脹的主要指標，本文選取居民消費物價指數為通貨膨脹率（簡稱通脹率），取對數，用CPI表示，其差分形式為DCPI。

⑵食品價格指數。食品價格指數反映不同時期食品價格水平的變化方向、趨勢和程度的經濟指標，取對數，用FPI表示，其差分形式為DFPI。

⑶城市恩格爾系數。城市恩格爾系數用來衡量城市居民的食品支出占總支出的比重和非食品消費支出水平的高低，取對數，用CITY表示，其差分形式為DCITY。

⑷農村恩格爾系數。農村恩格爾系數用來衡量農村居民的食品支出占總支出的比重和非食品消費支出水平的高低，取對數，用VIL表示，其差分形式為DVIL。

2.2 單位根檢驗

運用SVAR模型，需要首先實證檢驗各變量是否具有單整性，本文使用ADF進行單位根檢驗，檢驗結果如表1。

由表1可以看出通脹率、食品價格、城市恩格爾系數、農村恩格爾系數的對數生成的數據為非平穩的，即CPI～I（1），FPI～I（1），CITY～I（1），VIL～I（1）。因此，通脹序列（DCPIt）、食品價格序列（DFPIt）、城市恩格爾系數序列（DCITYt）、農村恩格爾系數序列（DVILt）都是平穩序列，滿足SVAR模型分析的條件，因此它們所估計的動態系統具有較好的解釋意義。

2.3 穩健型檢驗

通過建立六個長期約束條件，達到了恰好識別約束的條件，可以得到SVAR動態方程的結構參數以及顯著性檢驗如表2。

從結構參數來看，大多數的參數估計值都在1%的置信水平上顯著，可以說明本文所設計的約束條件是有效的。

2.4 脈沖響應分析

通過SVAR可以得到通脹率、食品價格增長率、城市恩格爾系數和農村恩格爾系數各個沖擊響應函數，為了保證動態系統的穩定性，重復抽樣100次，可以得到如下分析結果：圖1為根據SVAR模型估計得到的通脹率對一個標準差的食品價格沖擊的響應函數，圖2為食品價格對一個標準差的通脹的反向沖擊的響應函數。發現食品價格率的一個標準差的沖擊對通脹的影響當期呈現一個當期正的沖擊，說明食品價格的不斷提高，對當期的通脹影響很大，然后在第2年后慢慢上升，最后趨于零，食品價格沖擊對通脹的影響滯后期為1年，并對通脹的沖擊力度很強，同時說明食品價格對通脹的影響是短期的，是可以調節的。

表1 數據平穩性檢驗結果

表2 SVAR結構參數估計

圖1 食品價格對通貨膨脹沖擊的響應函數

圖2 通貨膨脹對食品價格沖擊的響應函數

圖3 城市恩格爾系數對通貨膨脹沖擊的響應函數

圖4 農村恩格爾系數對通貨膨脹沖擊的響應函數

從圖2同樣可以發現通脹率的一個標準差的沖擊對食品價格的影響是比較大的，然后在第4年對食品價格的影響形成一個較小的波峰，然后慢慢的趨于零，但食品價格的反向沖擊的滯后期間為半年，雖然強度很大，但持續時間較短，通脹與食品價格的關系可以表示為：食品價格上漲 通貨膨脹，這些結論都與一些研究學者的觀點一致，在此不在引證。

圖3為根據SVAR模型估計得到的通脹率對一個標準差的城市恩格爾系數沖擊的響應函數，圖4為通脹率對一個標準差的農村恩格爾系數沖擊的響應函數。發現城市恩格爾系數的一個標準差的沖擊對通脹的當期影響是一個正沖擊，對當期的通脹影響一個的沖擊影響較大，然后逐漸下降，在第3年沖擊就明顯增強，并在第5年達到一個小的正波峰，但幾乎趨于零，即城市恩格爾系數沖擊對通脹的影響滯后期為1年，說明城市居民收入低會對通脹造成不利的沖擊。從圖4可以發現農村恩格爾系數的一個標準差的沖擊對當期的通脹影響一個的沖擊影響也較大，在第3年沖擊就明顯增強，并在第5年達到一個小的正波峰，但幾乎趨于零，即農村恩格爾系數沖擊對通脹的影響滯后期為1年，可以得出城市恩格爾系數和農村恩格爾系數對通脹的影響的滯后期間的變化方向是一致的。特別與圖1的食品價格對通脹的沖擊響應圖，可以看出兩個圖的沖擊響應函數變化周期基本相同，食品價格對通脹的沖擊影響主要是通過城鄉居民食品消費支出占總消費支出比重來體現，并且城鄉恩格爾系數對通脹的沖擊均為短期，是可以調節的。從表2可以看出，在城鄉消費水平的影響下，食品價格對通脹的影響系數不顯著，而城鄉居民的消費支出占總支出比重對通脹的影響顯著，可以說明食品價格對通脹的影響主要體現在居民消費支出占總支出比重對通脹的影響上。

綜上4個圖的分析結果，可以發現食品價格沖擊對通脹的影響是最大的，然而通脹對食品價格也存在反向沖擊。城市恩格爾系數對通脹的沖擊響應函數與農村恩格爾系數對通脹的沖擊響應函數的波動一致，但是農村恩格爾系數對通脹的沖擊要大于城市恩格爾系數對通脹的沖擊，說明農村居民消費支出占總支出比重對通脹的正沖擊要比城市居民消費支出占總支出比重的沖擊要大。上述分析可以表示為：城鄉居民消費支出占總支出比重高通貨膨脹，但從沖擊的標準差來看，農村消費支出占總支出比重的影響強度要比城市要強一些。

圖5 通貨膨脹對城市恩格爾系數沖擊的響應函數

圖6 食品價格對城市恩格爾系數沖擊的響應函數

在分析食品價格對通脹的沖擊后，再分析通脹和食品價格對城鄉居民消費支出占總支出比重的影響有利于問題的深入探討。圖5為根據SVAR模型估計得到的城市恩格爾系數對一個標準差的通脹沖擊的響應函數，圖6為城市恩格爾系數對一個標準差的食品價格沖擊的響應函數。發現通脹的一個標準差的沖擊對城市恩格爾系數的當期影響是一個正沖擊，沖擊的標準差為0.25左右，對當期的通脹影響形成一個較大的沖擊，然后逐漸下降，在第4年沖擊就明顯上漲，達到一個小的正波峰，然后在第5年的時期下降為零，即通脹沖擊對城市恩格爾系數的影響滯后期為1～5年，說明高通脹率會對城市居民非食品支出占總支出比重造成不利的沖擊。從圖6可以發現食品價格的一個標準差的沖擊對當期的城市恩格爾系數影響一個的沖擊影響也較大，影響的標準差為0.005左右。在第3年沖擊就明顯增強，并在第6年達到一個小的正波峰，但幾乎趨于零，即食品價格沖擊對城市恩格爾系數的影響滯后期為1～5年，可以得出食品價格的上漲對城市的非食品支出占總支出比重造成負面的影響?？梢缘贸?，食品價格對城市居民消費支出占總支出比重的影響要小于通脹對城市居民消費支出占總支出比重的影響，即可表示為：通貨膨脹→城市消費支出占總支出比重高，然而通脹對城市居民的恩格爾系數的影響是不顯著的（見表2），食品價格對城市居民食品消費比重產生微弱得影響。從而只能表示為：食品價格上漲→弱城市居民食品消費支出占總支出比重高。

圖7 通貨膨脹對農村恩格爾系數沖擊的響應函數

圖8 食品價格對農村恩格爾系數沖擊的響應函數

圖7為農村恩格爾系數對一個標準差的通脹沖擊的響應函數，圖8為農村恩格爾系數對一個標準差的食品價格沖擊的響應函數。發現通脹的一個標準差的沖擊對農村恩格爾系數的當期影響是一個正沖擊，影響的標準差為0.007左右。在第3～4年間沖擊就明顯增強，形成一個正的沖擊，并在第6年達到一個小的正波峰，但幾乎趨于零，可以認為通脹沖擊對農村恩格爾額系數的影響滯后期為1～5年，得出食品價格的上漲對農村居民食品消費占總支出比重造成正面的沖擊。圖8可以發現食品價格的一個標準差的沖擊對當期的農村恩格爾系數影響一個的沖擊影響也較大，沖擊的標準差為0.03左右，對當期的通脹影響形成一個較大的沖擊，然后在第2年和第3年間，沖擊較平穩，達到一個小的正波峰，慢慢下降趨于零，即通脹沖擊對農村恩格爾系數的影響滯后期為1～3年，說明高通脹率也會對農村居民的非食品支出占總支出比重造成不利的沖擊。分析得出食品價格對農村居民消費支出占總支出比重的影響要大于通脹對農村居民消費支出占總支出比重的影響，即可表示為：食品價格上漲→強農村居民消費支出占總支出比重上升。

2.5 方差分解

通過上述脈沖響應分析，下面四個圖是通脹和食品價格分別對城鄉恩格爾系數的沖擊的方差分解圖，對比圖9與圖10，可以看出，通脹對城市恩格爾系數的方差比重比同期食品價格對城市恩格爾系數的方差比重大很多，進一步說明，食品價格對城市居民食品消費支出占總支出比重的影響小于通脹對城市居民食品消費支出占總支出比重的影響。通過對比圖11與圖12，可以看出，食品價格對農村恩格爾系數的方差比重比同期通脹對農村恩格爾系數的方差比重大很多，同樣進一步說明，食品價格對農村居民食品消費支出占總支出比重的影響大于通脹對農村居民食品消費支出占總支出比重的影響。通過方差分解分析，從動態角度更進一步證實了上述脈沖響應分析的結論。

圖9 通貨膨脹對城市恩格爾系數沖擊的方差分解圖

圖10 食品價格對城市恩格爾系數沖擊的方差分解圖

圖11 通貨膨脹對農村恩格爾系數沖擊的方差分解圖

圖12 食品價格對農村恩格爾系數沖擊的方差分解圖

3 結論

通過上述SVAR估計與脈沖響應分析，本文可以得出以下幾點結論：食品價格沖擊對通脹的正向沖擊效應比較大，但城市恩格爾系數對通脹的沖擊響應函數與農村恩格爾系數對通脹的沖擊響應函數的波動一致，食品價格對通脹的結構影響參數不顯著，說明食品價格對通脹的沖擊影響主要是通過城鄉居民消費支出占總支出比重來反映的；農村恩格爾系數對通脹的正沖擊大于城市恩格爾系數對通脹的沖擊，說明在食品價格高漲的情況下，農村居民非食品消費支出占總支出比重對通脹的負面沖擊要顯著大于城市居民非食品消費支出占總支出比重對通脹的負面沖擊；通脹對城市恩格爾系數的正沖擊大于食品價格對城市恩格爾系數的沖擊，說明通脹對城市居民非食品消費支出占總支出比重的負面影響要大于食品價格對城市居民非食品消費支出占總支出比重的負面影響；食品價格對農村恩格爾系數的正沖擊大于通脹對農村恩格爾系數的沖擊，說明食品價格對農村居民食品消費支出占總支出比重的正面影響要大于通脹對農村居民食品消費支出占總支出比重的正面影響。

在食品價格上漲的沖擊影響下，食品價格上漲對農村居民非食品消費支出的負面影響最大，食品價格上漲對農村居民食品消費支出占總消費支出比重的正面貢獻比例也不斷上升，食品價格對城市居民食品消費支出占總消費支出比重的沖擊微弱，這也同時驗證了著名統計學家恩格爾的著名論斷（食品價格上漲對低收入群體影響最大）。針對我國食品價格和通脹率相互沖擊的情況下，食品價格對通脹造成巨大壓力，然而通過脈沖和方差分析得出這種壓力主要是通過農村居民食品消費支出占總支出比重來反映。結合文中分析，由于農村居民的食品消費支出占總支出的比重受食品價格的影響較大，城市居民的食品消費支出占總支出的比重受通脹的影響不顯著，即可形成兩種不同的傳導機制，機制Ⅰ：食品價格上漲城市食品消費支出占總支出比重上升（高城市恩格爾系數）通貨膨脹→食品價格上漲；機制Ⅱ：食品價格上漲農村食品消費支出占總支出比重上升（高農村恩格爾系數）通貨膨脹→食品價格上漲。然而在機制Ⅰ中食品價格對城市食品消費支出占總支出比重的下降影響的微弱，說明城市的食品消費支出占總支出的比重水平不受食品價格的影響，城市消費支出存在剛性，通過調控食品價格，不能有效治理通貨膨脹。而在機制Ⅱ中，農村居民的非食品支出占總支出的比重受到食品沖擊后下降，又會形成新的通脹壓力，接著食品價格上漲，農村居民非食品消費支出水平會出現循環下降的局面。對比機制Ⅰ和機制Ⅱ，可以得出食品價格的高低與農村地區居民的食品消費支出存在很強的循環機制，而這種機制在城市居民的消費支出中并不存在。如果減低食品價格的上漲率，相反其對農村非食品消費支出的影響是微乎其微的，但可以拉動農村居民非食品消費支出水平，并不存在通貨膨脹的沖擊。因此，本文建議在抑制通脹的宏觀調控手段中，食品價格對通貨膨脹的沖擊反映在城鄉地區是不同的，調節食品價格只能治理好農村地區的通貨膨脹壓力，并不能有效的治理城市地區的通脹壓力，城市地區的通貨膨脹沖擊還存在其它因素的影響，需要具體地區具體分析。食品價格并不能影響城市居民的消費結構，從而不會形成城市居民在食品消費方面的壓力，通貨膨脹的成因可能是諸如房價、投資等方面形成的沖擊，在調控食品價格的同時，應注重城市地區的高房價、高投資行為的調控，方能防止嚴重通貨膨脹的發生。

[1]盧鋒，彭凱翔.中國糧價與通貨膨脹關系（1987～1999）[J].經濟學（季刊），2002，（4）.

[2]Sekine,T.Time-Varying Exchange Rate Pass-through:Experiences of Some Industrial Countries[C].BIS Working Paper No.202,2006.

[3]馬敬桂等.貨幣供給沖擊對我國食品價格水平的動態影響研究[J].農業技術經濟，2011，（4）.

[4]王小寧.農產品價格上漲與通貨膨脹的關系[J].價格理論與實踐，2009，（5）.

[5]李靜等.我國食品價格波動的屬性特征研究[J].經濟管理，2011，（9）.

[6]楚爾鳴.通貨膨脹的消費效應[J].湘潭大學學報（哲學社會科學版），1996，（6）.

[7]李若建.通貨膨脹對城鎮居民收入的影響[J].統計與決策，1996，（6）.

[8]李素利.我國通貨膨脹對收入的影響[J].知識經濟，2009，（6）.

[9]萬廣華，張茵，牛建高.流動性約束、不確定性與中國居民消費[J].經濟研究，2001，（11）.

[10]李軍.收人差距對消費需求影響的定量分析[J].數量經濟技術經濟研究，2003，（9）.