我國CPI與食品價格、貨幣供給的非線性依從關系

摘要：基于CPI、食品價格和貨幣供給的2006年4月至2013年7月的月度數據，運用非線性平滑轉換回歸（STR）模型刻劃我國CPI與食品價格、貨幣供給的內在依從關系。研究發現：三者之間的關系呈現分段特征，并在線性與非線性關系間轉換；當貨幣供給增長較快時，食品價格對CPI的影響呈現出非線性特征，此時，食品價格上漲對CPI具有更強的推動作用，而當貨幣供給增長較慢時，非線性特征消失；隨著貨幣供給增長加快，CPI受到食品價格和貨幣供給的影響容易從低水平快速攀升。

關鍵詞：CPI；食品價格；貨幣供給；STR模型

中圖分類號：F726.2文獻標識碼：A文章編號：1006-1398（2016）01-0056-08

一引言

通貨膨脹問題與人們的日常生活緊密相關，也是各國政府調控宏觀經濟的重要參考指標之一。物價水平的基本穩定不僅關系到國計民生，而且也是保證國民經濟平穩健康發展的重要環節。劇烈的通貨膨脹不僅會導致老百姓的生活水平的嚴重下降，同時也使得作為調節市場經濟行為的價格信號失靈。因此，調控通貨膨脹與保持經濟增長有同等重要的意義。

食品價格作為我國CPI統計中的重要構成部分，其波動必然會對CPI產生較大影響。這種影響主要表現為：一是直接帶動，當食品價格上漲（或下降）幅度超過CPI上漲（或下降）幅度時，食品價格會拉高（或拉低）CPI；二為間接帶動，由于食品價格上升會導致居民生活成本提高，此時可能會提高其他產品（除食品外）的供給價格，這樣必然會間接推動CPI上漲。在這兩種效應作用下，食品價格的變化有可能引起CPI更大比例的變動。同時，伴隨著我國經濟的快速發展，對貨幣需求不斷增大，近年來我國的貨幣供給快速增長，M2 與GDP 之比已經遠遠超過歐美等發達國家的水平，我國未來將可能面臨潛在通脹壓力不斷加大的不利局面。在上述背景下，定量研究我國CPI、食品價格和貨幣供給的相互關系具有重要的現實意義。

二文獻綜述

由于近幾年全球食品價格和CPI的頻繁波動，國外學者開始關注食品價格對CPI的傳導效應并進行了大量有益的探討，比較有代表性的如：Cecchetti和Moessner研究表明食品價格的上漲會推動非食品價格上漲最終導致CPI的持續高漲。 [1]Walsh基于91個國家的面板數據進行實證檢驗，發現食品通脹慣性比非食品通脹慣性更強，且在低收入國家食品價格沖擊對非食品價格和CPI的傳導效應更加顯著。[2]進入21世紀，我國經歷了3輪比較明顯的通貨膨脹高峰，國內學者也開始關注食品價格對CPI的傳導效應，如：張成思運用VAR模型研究了各分類消費者價格指數對CPI的動態影響，研究認為食品價格沖擊對CPI的影響最大且為正向。[3] 余紅艷、儲德銀基于協整檢驗方法，發現在CPI的變動中食品價格貢獻最大。[4]趙昕東等運用結構向量自回歸模型分析了食品價格和CPI的互動關系，發現食品價格對CPI的當期影響強度最大。[5]黃愛蘭基于VECM模型研究發現食品價格和CPI存在長期穩定的協整關系。[6] 李文星利用兩區制門檻向量誤差修正模型研究了食品價格與CPI兩者互動關系中的非線性特征。[7]

同時，不論是從長期還是短期來看，貨幣供給都是CPI的重要決定因素，有關貨幣供給對CPI影響的分析，最廣為接受的是Friedman 等貨幣主義者的觀點，該觀點認為，短期來看，貨幣供給會同時推動產出和物價的上漲，而長期來看則只會引起價格水平的上升。[8]Mccandles&Weber基于110國家的面板數據，研究也得出類似結論，即通貨膨脹率和貨幣供給量具有很強的相關性。[9]國內相關研究中，代表性的如，方勇和吳劍飛認為，我國的貨幣供給過剩是誘發近年來通貨膨脹高漲的關鍵因素。[10]歐陽志剛等也發現國內貨幣供給過剩且增長幅度過大。[11]蘇劍認為我國貨幣供給過剩引起了資產價格的明顯上漲等。[12]王金明通過計算貨幣供給增速與價格指數在滾動區間相關系數的變化，發現貨幣供給領先與價格波動十分顯著，由此認為控制貨幣增長速度是防止物價上漲的必要選擇。[13]陳燕武和謝曉冰研究了泰中通脹差對泰銖匯率變動的影響。[14]

綜上，目前關于CPI與食品價格、貨幣供給關系的研究，往往只是分別研究CPI與食品價格的關系或貨幣供給與CPI的關系，割裂了三者之間可能存在的復雜關系，且已有的研究通常假定兩組變量之間呈一種線性關系，并未對三者之間可能存在的非線性關系進行深入挖掘。因此，本文嘗試將CPI、食品價格和貨幣供給置于同一體系加以分析，運用新發展的平滑轉換回歸（STR）模型刻劃我國CPI、食品價格和貨幣供給的相互依從關系。

四實證研究

（一）數據來源與處理

本文實證研究基于2006年4月至2013年7月的消費者價格指數（CPI）、食品價格指數（FPI）和廣義貨幣供給（M2）的月度同比數據，三者分別代表我國總體通貨膨脹水平、食品通脹水平和貨幣供給增長。數據來源于國家統計局和中國人民銀行官方網站。通過描繪CPI、FPI、M2的時間序列變化趨勢圖（ 因篇幅限制， 故省略）， 我們不難發現我國CPI和FPI發生過兩次次較大偏離，尤其引人注意的是CPI和FPI缺口擴大時，往往伴隨著貨幣供給增長率的過快增長。因此，CPI和FPI之間究竟是什么關系，食品價格對CPI的影響程度是否受到貨幣供給的影響，三者之間存在怎樣微妙而復雜的關系，接下來通過實證檢驗進行解答。

（二）單位根檢驗

考慮到數據的時間序列特性，需要對FPI、CPI和M2三者進行平穩性檢驗。趙進文[20]研究表明PP 檢驗對異常值數據處理的穩健性要高于ADF 檢驗，因此，本文采用PP檢驗。單位根檢驗的結果如表1所示。

（2）檢驗形式（C，T）表示包含截距項和趨勢項，（0，0）表示既無截距項也無趨勢項。

從表1 的PP檢驗的結果不難發現，對于變量FPI、CPI與M2的水平項， 在1%的顯著性水平下，PP檢驗統計值均不顯著， 即三者均存在單位根。而對于一階差分序列ΔFPI、ΔCPI和ΔM2，則均認為是平穩序列。因此，本文的實證研究將基于變量的平穩序列進行。

（三）STR模型的估計結果及分析

STR模型的建立過程中需要首先確定模型的線性部分，本文根據AIC最優滯后階數選擇原則，確定線性部分的滯后階數為6，再逐步剔除模型中的不顯著變量，模型線性部分的最終形式為：

接下來，選擇轉換變量對模型進行線性假設檢驗，并根據顯著性水平的大小確定最優的轉換變量和轉換函數形式，結果見表2。

從表2可知，當轉換變量為ΔFPI（t-1）、ΔM2（t-2）和TREND 時，模型均存在非線性的函數關系，這在一定程度上反映了國內CPI、食品價格和貨幣供給的非線性依從關系。由表2可知，當選擇ΔM2（t-2）為轉換變量時，接受線性假設的伴隨概率為0.026804，且F3統計量的P值大于F4對應的P值，依據STR模型形式選擇的原理，本文選擇ΔM2（t-2）作為轉換變量，與其對應的轉換函數為LSTR1形式。

接下來利用非線性的數值優化方法估計LSTR1模型參數。首先需要對模型參數γ和C的初始值進行設定，基于二維網格點搜索法，本文確定參數C 取值區間為[-3.0200， 5.0300]，γ的取值區間為[0.5，10]，分別從取值區間中按從小到大等間隔取60個值，構造出3600 對參數組合，然后基于各個參數組合分別計算模型殘差平方和，取其中最小者對應的參數組合為初始值。基于牛頓拉夫森迭代算法，通過條件似然函數最大化得到參數最終估計值。剔除顯著性水平高于10%的變量，得到本文LSTR1模型最終估計結果如表3。

（四）模型穩健性檢驗

為了保證所估計關于CPI與食品價格、貨幣供給之間的非線性動態模型（LSTR1）具有良好的統計性質，接下來對上述LSTR1模型進行穩健性檢驗，模型主要檢驗統計量如下：ARCH-LM =5.6163（P值為0.6901），F-LM =0.7606 （P值為0.6383），JB =1.0327 （P值為0.5967）

異方差性ARCH-LM檢驗中卡方分布統計量的P值等于0.6901，并且F統計量的P值等于0.6383，因此，在5%的顯著水平下，模型不存在異方差性；JB統計量的卡方分布統計值為1.0327，p值等于0.5967，在5%的顯著水平下，模型通過正態性檢驗。為了考察本文的LSTR1模型是否充分提取變量互動關系中的非線性成分，接下來進行殘差的非線性檢驗，見下表5。

（五）實證結果解釋

根據模型（7）的線性部分可以發現，首先，滯后1期、2期和6期的ΔCPI對當期ΔCPI均具有正向作用，說明我國通貨膨脹具有一定的慣性，通貨膨脹率具有自我強化的作用。具體來看，滯后1期、2期和6期ΔCPI對當期ΔCPI的的影響系數分別為0.32157、0.05226和0.06855，說明上期通貨膨脹的變化對當期ΔCPI有較強的影響，即人們在預測通貨膨脹時，更關注通貨膨脹的前期表現，而非實體經濟的其他因素，引起通貨膨脹變化的重要原因是市場的主觀預期。而我們也發現，滯后4期的ΔCPI對當期的ΔCPI具有負向作用，其影響系數為-0.23039，這表明前4期的通貨膨脹上漲將對當期的通貨膨脹具有微調作用，具體原因可能是當意識到通貨膨脹過快上漲時，政府部門將會采取相應政策對通貨膨脹進行調控，緩和通貨膨脹的上漲趨勢。其次，滯后1期和3期的ΔFPI 對當期ΔCPI的影響是負向的，它們對當期ΔCPI的影響系數分別為-0.46195和-0.06465，這表明前1期和3期的食品價格上漲將對當期的通貨膨脹具有微調作用，具體原因可能是政府部門對食品價格變化相當敏感，認識到食品價格上漲對總體通貨膨脹的巨大推動作用，當發現到食品價格過快上漲時，政府部門將會采取相應政策對食品價格進行調控，緩和食品價格的上漲趨勢，進而有利于控制總體通貨膨脹水平。這可以在一定程度上反映政府當局對食品價格的敏感性以及調控政策的及時性。此外，滯后4期的ΔFPI對當期的ΔCPI具有正向的推動作用，其影響系數為0.08622；最后，我們也看到，線性部分回歸項中滯后2期的ΔM2對當期ΔCPI具有正向的推動作用，原因可能是，近幾年較為寬松的貨幣政策推動了我國通貨膨脹的上漲，這一結論與我國的貨幣政策操作實際情況相符。

表3表明，所要估計的參數具有合意性，符合經濟理論。顯示了我國食品價格對CPI的影響因貨幣供給增長速度的快慢差異而不同，呈現出非線性特征。其中本文估計的門檻參數C=1.12001剛好處于設定的區間之內。證明本文參數設定是合理的。LSTR1模型的非線性部分由轉換函數和回歸項相乘項構成， 轉換函數G是關于轉換變量ΔM2（-2）的增函數，轉換函數值隨著轉換變量值（即貨幣供給）的增大而增大，進而引起模型的非線性部分變大。當轉換變量ΔM2（-2）較低時（小于門檻參數值） ，轉換函數值較小，這種情況下模型的非線性部分沒有呈現出來，模型主要呈現出線性部分的影響；而當轉換變量ΔM2（-2）較大時（大于門檻參數值） ， 轉換函數值較大，模型的非線性部分的影響快速體現出來。非線性部分的回歸項中包含滯后3期的ΔCPI，并且其參數估計值為正，這說明當轉換變量（即2期前的貨幣供給）增長較快時，將導致市場上的通脹預期增強。特別值得注意的是，非線性部分的回歸項中也包含當期和滯后1期的ΔFPI，它們對當期ΔCPI均有正向的作用，其影響系數分別為0.35298和0.70367，表明當轉換變量，即前2期的貨幣供應增長較快時，將使當期食品價格對當期通貨膨脹產生影響，影響系數較大，同時，將使前1期的食品價格對當期的通貨膨脹產生更強的推動作用。綜合線性部分和非線性部分前期食品價格對當期通貨膨脹的影響可得，前1期食品價格變化對當期通貨膨脹變化的綜合影響系數達到0.24172（即-0.46195 +0.70367，該值為轉換函數值為1時獲得），該值比ΔM2（-2）較小時，前1期食品價格變化對當期通貨膨脹變化的影響有明顯增大。這表明寬松的流動性環境對通貨膨脹有推波助瀾的作用。最后，模型的斜率參數γ=39.06218，這說明模型非線性部分的調整速度較快，這也預示著CPI受到食品價格沖擊后的變化可能更趨向于跳躍的而不是連續的。

可見，食品價格對我國CPI的波動有著重要的影響，但影響的力度與2個月前貨幣供給相關，當2個月前貨幣供給較為平緩時，食品價格的影響較小而且近似于線性影響；但當2個月前貨幣供給快速增長時，食品價格對CPI的影響較大而且表現為非線性影響。另外，食品價格的影響更多地體現為直接的影響，即食品價格本身作為CPI的重要組成部分，食品價格變動對CPI有直接影響，同時食品價格上漲會增強通貨膨脹預期而影響CPI。同時，由于影響的直接性，CPI面對食品價格變化的調整較為快速，即食品價格有快速加強我國CPI變化趨勢的特點，也即CPI受到食品價格變動影響容易從低水平快速攀升，當然，CPI也容易從高水平快速下降。從圖1可以看出，本文建立的LSTR1模型能較好地模擬原始數據的變化趨勢，這充分說明非線性模型對于CPI、食品價格和貨幣供給之間關系的解釋能力很強。

圖2分別給出了轉換函數G（γ，c，ΔM（-2）） 變化軌跡圖和轉換變量ΔM2（-2）的時間序列圖。轉換函數G（γ，c，ΔM（-2））的門檻參數C=1.12001，表明食品價格對CPI非線性沖擊區制轉換的臨界點。從圖2看出，本文的樣本區間中的大部分時間內貨幣供應增長均沒有出現明顯上升，因此，CPI、食品價格和貨幣供給之間的關系處于高區制（即轉換函數值為1）的時間遠遠少于處于低區制（即轉換函數的值為0）的時間。即大部分時間內CPI、食品價格和貨幣供給的關系處于低區制狀態。結合我國CPI、食品價格和我國貨幣供給的歷史有以下兩點啟示，首先，在大部分時間之內我國貨幣供給增長是合理的，貨幣供給增長大部分時間里并沒有對通貨膨脹產生重大影響；其次，在本文研究的樣本區間內（2006年4月-2013年7月），我國經歷了2輪通貨膨脹高峰，第1輪為2006年11月至2009年8月，第2輪為2009年9月至2013年1月。其中，第一輪通貨膨脹高峰中CPI和食品價格之間的缺口較大，而第二輪通貨膨脹高峰中二者的缺口相對較小，從圖2可見，CPI、食品價格和貨幣供給之間的關系處于高區制的時間主要集中于第一輪通貨膨脹高峰，即轉換函數為1的時間，主要與CPI和食品價格之間缺口較大的時期相對應，而CPI、食品價格和貨幣供給之間的關系處于高區制的時間較少分布于第二輪通貨膨脹高峰，這可能與該階段CPI和食品價格之間缺口較小有關。這進一步說明當食品價格與CPI缺口增大時，貨幣供給高速增長會使食品價格對CPI有更加明顯的推動作用，而當食品價格與CPI缺口較小時，該效應相對較弱。

五結論與政策建議

總結全文，我們可以得到以下結論： 第一，我國食品價格對CPI的沖擊效應因貨幣供給增長的差異而顯著不同。滯后2期的貨幣供給影響食品價格對當期ΔCPI 的非線性作用程度，當滯后2期的貨幣供給增長過快時會加劇食品價格的影響力度；第二，當前2期的貨幣供應增長較小時，食品價格對CPI的影響主要表現出線性影響，此時， 滯后1期、2期和6期的ΔCPI對當期ΔCPI的變化均具有正向作用，說明我國通貨膨脹具有一定的慣性，通貨膨脹率具有自我強化的作用。滯后4期的ΔCPI對當期的ΔCPI具有負向作用，即4期前的通貨膨脹上漲將對當期的通貨膨脹具有微調作用。同時，滯后1期和3期的ΔFPI對當期ΔCPI的影響是負向的，可能是因為政府部門對食品價格變化相當敏感，采取相應政策對食品價格進行調控，緩和食品價格的上漲趨勢，進而有利于控制總體通貨膨脹水平。此外，滯后4期的ΔFPI對當期的ΔCPI的變化具有正向的推動作用，但其影響程度較弱。最后，滯后2期的ΔM2對當期ΔCPI具有正向的推動作用，說明寬松的貨幣政策推動了我國通貨膨脹的上漲；第三，當前2期的貨幣供應增長較快時，模型的食品價格對CPI的非線性影響體現出來，此時，非線性部分回歸項中還包含滯后3期的ΔCPI，其影響是正向的，表明當貨幣供應較為寬松時，將導致市場上的通脹預期增強。值得關注的是，非線性部分回歸項中同時包含當期和滯后1期的ΔFPI，二者對當期ΔCPI均有正向的作用，表明當貨幣供應增長較快時，將使當期和前期的食品價格對當期的通貨膨脹產生更強的推動作用。第四，模型的斜率參數較大，在貨幣供應增長不斷變化過程中，CPI受到食品價格變動和貨幣供應的影響容易從低水平快速攀升。

本文的政策建議在于：第一， 決策當局應密切關注食品價格對CPI沖擊效應的門檻值， 把握主動權。實證分析發現， 當前兩期的貨幣供給增長超過門檻值后， 當期和前期的食品價格對當期CPI的影響明顯增大，表明寬松的貨幣政策更容易增強食品價格對CPI的沖擊效應， 這給決策部門一種啟示，應該仔細分析貨幣供給增長的臨界點是多少，是市場流動性過剩或市場通貨膨脹預期增強或糧食供給不足等， 并對市場進行相應調控， 防止貨幣供給增長導致食品價格上漲向CPI全面擴散；第二， 由于模型的平滑參數較大，前兩期的貨幣供給增長超過門檻值時， CPI受到食品價格和貨幣供給沖擊極易從低水平快速攀升，即由于通脹預期效應、間接帶動等多種疊加因素的作用， 可能存在食品價格向總體價格水平快速擴散的風險， 政策制定者對此應有足夠的認識， 當食品價格上漲過快時，更要果斷采取措施，預防食品價格上漲對總體物價水平產生的不利影響，同時，當貨幣供應較為寬松時，將導致市場上的通脹預期增強。因此，貨幣政策制定者在食品價格高漲時，應該控制貨幣供應，實行較為嚴格的信貸政策，緩和市場上的通脹預期；此外，鑒于滯后期的食品價格和貨幣供給對CPI產生影響，即存在時滯性，當食品價格和貨幣供給上漲時，將會導致CPI在未來一段時間內連續上漲，應密切監測這種累積影響效應，不可掉以輕心。

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【責任編輯 吳應望】