我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI的非線(xiàn)性沖擊及其政策啟示
——基于STR模型的實(shí)證研究

李文星

我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI的非線(xiàn)性沖擊及其政策啟示
——基于STR模型的實(shí)證研究

李文星

（廈門(mén)理工學(xué)院經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，福建廈門(mén)361024）

文章基于2002年2月至2016年5月的食品價(jià)格和CPI數(shù)據(jù)，利用平滑轉(zhuǎn)換回歸模型刻畫(huà)我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI沖擊的非線(xiàn)性特征。結(jié)論表明：食品價(jià)格對(duì)CPI的沖擊具有非線(xiàn)性性，即當(dāng)食品價(jià)格變動(dòng)小于門(mén)檻值-1.2157或大于門(mén)檻值1.1031時(shí)，當(dāng)月食品價(jià)格對(duì)當(dāng)月的CPI將產(chǎn)生更強(qiáng)的同向推動(dòng)作用；CPI受到食品價(jià)格影響容易從低水平快速攀升；我國(guó)通貨膨脹具有一定的慣性，通貨膨脹具有自我強(qiáng)化的作用。研究結(jié)果的政策啟示在于：政策制定者應(yīng)關(guān)注食品價(jià)格對(duì)CPI沖擊效應(yīng)的門(mén)檻值，把握主動(dòng)權(quán)；當(dāng)CPI上漲過(guò)快時(shí)，更要果斷采取措施，預(yù)防食品價(jià)格上漲對(duì)CPI的快速擴(kuò)散；決策部門(mén)應(yīng)密切關(guān)注食品價(jià)格對(duì)CPI影響的累積效應(yīng)。

食品價(jià)格；CPI；STR模型；非線(xiàn)性沖擊

一、引言

近年來(lái)，世界各國(guó)的食品價(jià)格大多呈現(xiàn)出劇烈波動(dòng)的特征，伴隨而來(lái)的是各國(guó)CPI的頻繁波動(dòng)，大量學(xué)者對(duì)食品價(jià)格與CPI的傳導(dǎo)效應(yīng)開(kāi)展了非常有價(jià)值的研究，主要可以分為以下三個(gè)方面：

首先，食品價(jià)格變動(dòng)通過(guò)供應(yīng)鏈渠道傳導(dǎo)對(duì)CPI產(chǎn)生影響。如Blomberg和Harris（1995）基于美國(guó)1985-1994年的月度數(shù)據(jù)，采用VAR模型實(shí)證得出，食品價(jià)格與CPI之間的關(guān)系在弱化，很可能是由于在樣本期內(nèi)美國(guó)食品價(jià)格波動(dòng)較小，經(jīng)過(guò)較多供應(yīng)鏈環(huán)節(jié)傳導(dǎo)后，最終對(duì)CPI的影響并不明顯［1］。Furlong和Ingenito（1996）的研究得出了相似的結(jié)論［2］。Fer?rucci等（2012）基于歐元區(qū)國(guó)家的樣本數(shù)據(jù)，采用非線(xiàn)性模型實(shí)證分析了食品價(jià)格對(duì)CPI和PPI中食品部分的傳導(dǎo)效應(yīng)，結(jié)果表明食品價(jià)格是推動(dòng)CPI快速上漲的關(guān)鍵因素［3］。國(guó)內(nèi)學(xué)者，過(guò)新偉和張孝巖（2012）基于2005-2010年月度價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，分別運(yùn)用協(xié)整、VECM模型以及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)實(shí)證研究了兩個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈渠道的價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制，認(rèn)為外部沖擊通過(guò)食品渠道對(duì)CPI的影響程度更大［4］。

其次，食品價(jià)格對(duì)CPI的直接或間接影響。直接影響方面：趙昕東和耿鵬（2010）建立包括GDP、M2、CPI和食品價(jià)格四個(gè)變量的SVAR模型系統(tǒng)對(duì)影響CPI的主要因素進(jìn)行分解，得出食品價(jià)格變動(dòng)對(duì)同期CPI的影響程度最大的結(jié)論［5］。余紅艷和儲(chǔ)德銀（2011）［6］、張成思（2009）［7］的研究也表明食品價(jià)格的波動(dòng)是導(dǎo)致CPI變動(dòng)的最關(guān)鍵誘因。王小葉和趙昕東（2014）基于2001年1月至2013年8月的月度數(shù)據(jù)，用相關(guān)性UC模型實(shí)證得出，食品價(jià)格持久性對(duì)CPI持久性的貢獻(xiàn)度基本保持在1/3以上［8］。馬敬桂和黃普（2014）運(yùn)用SVAR模型研究了食品價(jià)格、城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)差異對(duì)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，認(rèn)為食品價(jià)格對(duì)CPI有明顯的正向推動(dòng)作用［9］。張丹（2015）基于社會(huì)核算矩陣?yán)碚?，研究表明食品價(jià)格上漲將導(dǎo)致城鎮(zhèn)居民中最低收入分組家庭的CPI上漲，進(jìn)一步引起城鄉(xiāng)居民生活成本的提高［10］。間接影響方面：主要研究了食品價(jià)格變動(dòng)如何通過(guò)工資渠道、通脹預(yù)期和非食品價(jià)格渠道影響CPI［11］。

最后，食品價(jià)格和CPI之間的相互影響。代表性的如黃愛(ài)蘭（2013）采用格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)分析了食品價(jià)格與CPI之間的互動(dòng)關(guān)系，并運(yùn)用VECM模型研究?jī)烧咧g的協(xié)整性。結(jié)果表明，CPI是導(dǎo)致食品價(jià)格變動(dòng)的一個(gè)沖擊因素，而食品價(jià)格對(duì)CPI的影響則取決于各期食品價(jià)格變動(dòng)的幅度大??；食品價(jià)格受到CPI正向沖擊后會(huì)大幅度地反向修正［12］。而楊軍等（2011）［13］、吳會(huì)杰（2011）［14］、魏振香和陳媛（2012）［15］的研究表明兩者之間具有相互的正向推動(dòng)作用。

綜上可見(jiàn)，已有研究雖然就食品價(jià)格對(duì)CPI的傳導(dǎo)效應(yīng)進(jìn)行了多視角的探討，但通常假定食品價(jià)格與CPI呈線(xiàn)性關(guān)系，極少對(duì)兩者之間可能存在的非線(xiàn)性關(guān)系進(jìn)行深入挖掘。因此，本文運(yùn)用平滑轉(zhuǎn)換回歸（STR）模型刻畫(huà)我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI沖擊的非線(xiàn)性特征，以便找出兩者之間微妙而復(fù)雜的內(nèi)在聯(lián)系，為科學(xué)合理地制定宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供參考。

二、平滑轉(zhuǎn)換回歸模型簡(jiǎn)介

STR模型的一般形式為［16-21］：

其中，zt為包括滯后期為1到m的m個(gè)目標(biāo)變量yt的滯后變量和g個(gè)其他變量的解釋變量向量，即有：zt=(1,z1t,…,zkt)′=(1,yt-1,…,yt-m;x1t,…,xgt)′,且有k=m+g；β=(β0,β1,…,βk)′為模型線(xiàn)性部分的參數(shù)向量；ρ=(ρ0,ρ1,…,ρk)′為模型非線(xiàn)性部分的參數(shù)向量；隨機(jī)誤差項(xiàng){εt}服從零均值、同方差的正態(tài)分布；轉(zhuǎn)換函數(shù)G(γ,c,st)取值范圍為［0，1］，其大小取決于轉(zhuǎn)換變量st；γ為平滑參數(shù)，取值范圍為［0，∞），其取值越大，則轉(zhuǎn)換函數(shù)在0和1兩種狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)換速度越快；c為門(mén)檻參數(shù)，用以反映轉(zhuǎn)換函數(shù)在不同狀態(tài)之間轉(zhuǎn)換的門(mén)檻值。

一般的LSTR模型形式為：G(γ,c,st)={1+，其中，當(dāng)k取1時(shí)稱(chēng)為L(zhǎng)STR1模型，而k取2時(shí)稱(chēng)為L(zhǎng)STR2模型。若轉(zhuǎn)換函數(shù)具有如下形式：G(γ,c,st)=1-exp[-γ(st-c)]-2，則稱(chēng)此類(lèi)模型為指數(shù)型STR模型（ESTR模型）。

三、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)選擇與處理

本文選擇2002年2月至2016年5月的同比食品價(jià)格指數(shù)（FPI）和同比消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）作為樣本數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)（CEIC）。在該樣本區(qū)間內(nèi)，我國(guó)食品價(jià)格和CPI均呈現(xiàn)出三輪較為明顯通脹高峰（如圖1所示），在這期間，兩者之間呈現(xiàn)出復(fù)雜而微妙的關(guān)系，為本文的實(shí)證研究提供了優(yōu)良的樣本。

圖1 食品價(jià)格與CPI走勢(shì)

從圖1可以看出，在本文研究的樣本區(qū)間內(nèi)，我國(guó)的食品價(jià)格和CPI主要經(jīng)歷了2003年、2007年和2010年三輪比較明顯的通貨膨脹高漲時(shí)期，而2012年年底至今兩者變動(dòng)均較為平穩(wěn)。通過(guò)對(duì)兩者進(jìn)行比較可知，在2002年2月至2015年11月這段時(shí)間內(nèi)，我國(guó)食品價(jià)格上漲幅度幾乎都超過(guò)同期CPI上漲幅度。尤其是在2007年這一輪通貨膨脹周期中，食品價(jià)格上漲明顯高于CPI，導(dǎo)致兩者的測(cè)量缺口特別顯著。雖然這種情況在2009年出現(xiàn)了緩和的跡象，但是自2010年以來(lái)兩者的缺口又出現(xiàn)增大的情況，2011年7月食品同比增長(zhǎng)達(dá)到14.8%，而CPI同比增長(zhǎng)則為6.45%，兩者缺口達(dá)到最大值。從2012年10月開(kāi)始至2015年12月這段時(shí)間內(nèi)，我國(guó)食品價(jià)格與CPI呈現(xiàn)出溫和上漲的態(tài)勢(shì)，兩者的缺口相對(duì)較小。進(jìn)入2016年以來(lái)，我國(guó)食品價(jià)格又出現(xiàn)快速上漲的態(tài)勢(shì)，2016年2月、3月和4月同比增長(zhǎng)分別達(dá)到7.3%、7.6%和7.4%，并推動(dòng)了同期的CPI小幅上漲，兩者的缺口有增大的趨勢(shì)。從圖1中可以看出，在通貨膨脹高漲時(shí)期食品價(jià)格和CPI之間的缺口不斷增大，而在通貨膨脹較緩和時(shí)期該缺口則呈現(xiàn)出逐漸縮小的態(tài)勢(shì)。綜合來(lái)看，食品價(jià)格和CPI變動(dòng)軌跡非常相似，但是兩者變動(dòng)趨勢(shì)的同步性在不同通貨膨脹時(shí)期具有顯著的差異性。那么，我國(guó)食品價(jià)格與CPI之間到底存在怎樣微妙而復(fù)雜的關(guān)系，在不同的通貨膨脹時(shí)期，食品價(jià)格對(duì)CPI的沖擊效應(yīng)如何，是否存在非線(xiàn)性？需要實(shí)證分析進(jìn)行檢驗(yàn)。

（二）單位根檢驗(yàn)

建模之前，基于時(shí)間序列數(shù)據(jù)的特性，首先對(duì)CPI與FPI進(jìn)行單位根檢驗(yàn)。趙進(jìn)文（2009）［22］的研究表明，當(dāng)面對(duì)異常值數(shù)據(jù)時(shí)，PP檢驗(yàn)相比ADF檢驗(yàn)具有更高的穩(wěn)健性，鑒于我國(guó)近幾年食品價(jià)格的劇烈波動(dòng)，為了克服價(jià)格異常值對(duì)平穩(wěn)性檢驗(yàn)可能造成的影響，本文基于PP檢驗(yàn)方法對(duì)CPI和FPI進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1所列。

表1 PP單位根檢驗(yàn)結(jié)果

由表1可見(jiàn)，當(dāng)顯著性水平為1%時(shí)，CPI與FPI水平序列的統(tǒng)計(jì)值均不顯著，即兩者是不平穩(wěn)的。而兩者的一階差分序列ΔCPI和ΔFPI相應(yīng)的PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值均是顯著的，即應(yīng)該拒絕存在單位根的零假設(shè)，ΔCPI和ΔFPI為平穩(wěn)序列。本文構(gòu)建的模型基于兩者的一階差分序列。

（三）STR模型的實(shí)證結(jié)果

根據(jù)非線(xiàn)性STR模型的建模步驟，首先需要確定模型的線(xiàn)性部分［23］，依據(jù)AIC和BIC最佳滯后期選擇準(zhǔn)則，本文確定線(xiàn)性部分的滯后期為5，然會(huì)將模型中不顯著的變量依次剔除，得到線(xiàn)性模型的最終形式為：

在模型線(xiàn)性部分的基礎(chǔ)上，接下來(lái)對(duì)模型的線(xiàn)性假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，逐一選擇轉(zhuǎn)換變量，并根據(jù)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值對(duì)應(yīng)的伴隨概率（P值）大小確定最優(yōu)轉(zhuǎn)換變量以及最優(yōu)的模型形式，結(jié)果見(jiàn)表2所列。

表2 線(xiàn)性假設(shè)檢驗(yàn)及轉(zhuǎn)換函數(shù)形式選擇結(jié)果

如表2所示，當(dāng)分別以ΔCPI(t-1)、ΔCPI(t-3)、ΔFPI(t)、ΔFPI(t-1)和ΔFPI(t-3)轉(zhuǎn)換變量時(shí)，模型在5%的顯著性水平下均拒絕線(xiàn)性關(guān)系假設(shè)，這表明我國(guó)食品價(jià)格和CPI存在某種形式非線(xiàn)性關(guān)系。其中，當(dāng)選擇ΔFPI(t-3)為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，模型接受線(xiàn)性假設(shè)的伴隨概率僅為0.000 507 36，且此時(shí)F3統(tǒng)計(jì)值的伴隨概率小于F2和F4的伴隨概率，即F3統(tǒng)計(jì)值的伴隨概率最小，根據(jù)STR模型序貫檢驗(yàn)的原理，本文選擇的轉(zhuǎn)換變量為ΔFPI(t-3)，相應(yīng)的非線(xiàn)性模型形式為L(zhǎng)STR2。

確定非線(xiàn)性模型的形式后，接下來(lái)對(duì)其參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。本文根據(jù)LSTR2模型估計(jì)的一般做法，基于二維網(wǎng)格點(diǎn)搜索法確定轉(zhuǎn)換函數(shù)中待估參數(shù)γ、c的初始值。首先確定兩者的取值區(qū)間，參數(shù)c的最大值為5.1，最小值為-6.1，參數(shù)γ的最大值為10，最小值為0.5。然后，按照間隔相等的原則，分別從兩者的最小值到最大值之間取30個(gè)值，構(gòu)造出900組（γ、c），緊接著計(jì)算并對(duì)比不同參數(shù)組合下模型的殘差平方和，選擇殘差平方和最小值對(duì)應(yīng)的參數(shù)組合作為模型估計(jì)的初始值，最后，基于牛頓—拉夫森迭代算法，對(duì)條件似然函數(shù)求偏導(dǎo)可得模型待估參數(shù)的最終估計(jì)值。依次對(duì)模型中不顯著的變量（10%的顯著性水平下）進(jìn)行剔除，得到LSTR2模型最終形式，結(jié)果見(jiàn)表3所列。

表3 LSTR2模型估計(jì)結(jié)果

從表3可知，本文LSTR2模型的最終形式為：

其中，轉(zhuǎn)換函數(shù)G(γ,c,ΔFPI(-3))={1+exp，

（3）式中括號(hào)中的數(shù)值為相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)值。

（四）模型檢驗(yàn)結(jié)果

為了確保上述模型具備優(yōu)良的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，需要對(duì)其進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，主要檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為：

ARCH-LM=12.634 1（p值為0.125 1），

J-B=4.296 7（p值為0.116 7）

上述ARCH-LM檢驗(yàn)和J-B檢驗(yàn)顯示，模型的殘差在5%的水平下滿(mǎn)足同方差和正態(tài)性假設(shè)。為了保證所估計(jì)的LSTR2模型已經(jīng)充分提取食品價(jià)格與CPI互動(dòng)關(guān)系中的非線(xiàn)性成分，本文進(jìn)行模型的殘余非線(xiàn)性檢驗(yàn)，如表4所列，根據(jù)F統(tǒng)計(jì)量的伴隨概率判斷，在5%的顯著性水平下模型并不存在殘余的非線(xiàn)性，本文構(gòu)建的LSTR2模型能夠較好地提取食品價(jià)格與CPI互動(dòng)關(guān)系中的非線(xiàn)性成分。圖2為實(shí)際值和擬合值時(shí)間序列圖。

表4 殘余非線(xiàn)性檢驗(yàn)

圖2 實(shí)際值和擬合值時(shí)間序列

（五）實(shí)證結(jié)果解釋

由（3）式的線(xiàn)性部分可知：第一，滯后1期、2期和5期的ΔCPI對(duì)當(dāng)期ΔCPI的影響都是正向的，影響系數(shù)分別為0.271 5、0.053 2和0.032 0，說(shuō)明1、2和5個(gè)月以前的CPI的變動(dòng)對(duì)當(dāng)月CPI有顯著的推動(dòng)作用，這表明物價(jià)水平的前期表現(xiàn)會(huì)顯著影響人們對(duì)未來(lái)通貨膨脹的預(yù)測(cè)，因此，我國(guó)通貨膨脹具有明顯的慣性特征。第二，當(dāng)期和滯后4期的ΔFPI對(duì)當(dāng)期ΔCPI的影響是正向的，影響系數(shù)分別為0.352 1和0.016 9，可能的解釋是，食品價(jià)格指數(shù)是消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)的重要組成部分，因此當(dāng)月和4個(gè)月前的食品價(jià)格變化對(duì)當(dāng)月CPI有重要影響。此外，滯后1期ΔFPI對(duì)當(dāng)期ΔCPI的影響卻是反向的，說(shuō)明上一個(gè)月食品價(jià)格上漲將對(duì)當(dāng)月CPI能夠進(jìn)行逆向調(diào)整，這可能是由于政府部門(mén)面對(duì)食品價(jià)格過(guò)快上漲時(shí)果斷實(shí)施了調(diào)控措施，抑制食品價(jià)格的快速上漲，進(jìn)而使總體物價(jià)水平保持在相對(duì)穩(wěn)定的水平。這充分反映出決策部門(mén)對(duì)食品價(jià)格波動(dòng)的敏感性以及物價(jià)調(diào)控措施的及時(shí)性。

表3表明，模型參數(shù)估計(jì)值符合經(jīng)濟(jì)理論，顯示了我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI具有顯著的非線(xiàn)性特征。其中，兩個(gè)門(mén)檻參數(shù)的估計(jì)值剛好落在了最初設(shè)定的取值范圍之內(nèi)，表明上述參數(shù)區(qū)間設(shè)定具有合理性。（3）式中的非線(xiàn)性部分包括轉(zhuǎn)換函數(shù)和回歸項(xiàng)，首先考察轉(zhuǎn)換函數(shù)，該函數(shù)中的兩個(gè)門(mén)檻參數(shù)估計(jì)值分別為C1=-1.215 7和C2=1.103 1，剛好落在了設(shè)定的參數(shù)取值區(qū)間內(nèi)，表明估計(jì)結(jié)果是合理的。轉(zhuǎn)換函數(shù)中的轉(zhuǎn)移變量為ΔFPI（-3），表明當(dāng)FPI（－3）大于門(mén)檻值1.103 1或小于門(mén)檻值-1.215 7時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值將變大，進(jìn)而引起模型的非線(xiàn)性部分增大。特別是當(dāng)轉(zhuǎn)換變量大于1.103 1（或小于-1.215 7）且不斷增大（減少）時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)的值將趨向于最大值1，此時(shí)模型的非線(xiàn)性部分達(dá)到最大值。這說(shuō)明FPI（－3）過(guò)大或過(guò)小都會(huì)加劇非線(xiàn)性部分對(duì)CPI影響的力度。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量ΔFPI（-3）大于-1.215 7而小于1.103 1時(shí)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值較小，此時(shí)模型的非線(xiàn)性部分很小，模型線(xiàn)性部分的影響居于主導(dǎo)地位。模型的平滑參數(shù)γ=89.518 4，這表明模型能夠在線(xiàn)性與非線(xiàn)性?xún)煞N狀態(tài)之間快速轉(zhuǎn)換，這也說(shuō)明當(dāng)CPI受到食品價(jià)格沖擊后，很可能會(huì)呈現(xiàn)出跳躍式的變化而不是連續(xù)緩慢的變化。

非線(xiàn)性部分的回歸項(xiàng)中包含ΔFPI，其影響系數(shù)為0.497 6，并且該影響是正向的，表明當(dāng)轉(zhuǎn)換變量ΔFPI（-3）小于-1.215 7或大于1.103 1時(shí)，將使當(dāng)月食品價(jià)格對(duì)當(dāng)月CPI的正向推力更大，此時(shí)，將模型中的線(xiàn)性部分和非線(xiàn)性部分綜合來(lái)看，當(dāng)月食品價(jià)格對(duì)當(dāng)月CPI的綜合影響系數(shù)最大值可達(dá)到0.849 7（=0.352 1+0.497 6），該值比模型只存在線(xiàn)性部分時(shí)ΔFPI的影響系數(shù)有明顯增大。之所以會(huì)出現(xiàn)這種非線(xiàn)性的特征，可能是由于食品價(jià)格對(duì)CPI的傳導(dǎo)存在多種渠道，在各種渠道疊加的作用下，食品價(jià)格的變化將引起CPI更大比例的變動(dòng)，這些渠道包括：第一，上下游傳導(dǎo)渠道，CPI包括食品價(jià)格和非食品價(jià)格兩大類(lèi)，而食品分類(lèi)中的大量生鮮食品是非食品的重要原材料，當(dāng)食品價(jià)格上漲時(shí)，會(huì)通過(guò)上下游產(chǎn)品價(jià)格傳導(dǎo)途徑推動(dòng)非食品價(jià)格上漲，進(jìn)而導(dǎo)致總體CPI高漲；第二，生活成本渠道，由于食品是人們?nèi)粘Ｉ钪С鲋械闹匾M成部分，其價(jià)格上漲會(huì)顯著增加人們的生活成本，此時(shí)他們必定會(huì)相應(yīng)提高其他產(chǎn)品的供給價(jià)格，進(jìn)而間接推高了總體物價(jià)水平；第三，攀比渠道，主要表現(xiàn)為食品價(jià)格的上漲會(huì)對(duì)CPI分類(lèi)中的非食品形成價(jià)格傳導(dǎo)與輻射壓力，造成總體CPI高漲的連鎖互動(dòng)反應(yīng)；第四，預(yù)期效應(yīng)渠道，這主要是通過(guò)局部通貨膨脹的心理效應(yīng)的傳導(dǎo)，最終引起總體通貨膨脹預(yù)期的心理共鳴。具體表現(xiàn)為當(dāng)食品價(jià)格快速上揚(yáng)時(shí)，會(huì)導(dǎo)致其他部門(mén)通脹預(yù)期的明顯增強(qiáng)，進(jìn)而引發(fā)社會(huì)各界對(duì)消費(fèi)品的大量購(gòu)買(mǎi)或囤積，最終實(shí)現(xiàn)食品通脹到總體通脹的全面?zhèn)魅?。同時(shí)，非線(xiàn)性部分的回歸項(xiàng)中包含ΔCPI（-2），且其系數(shù)為-0.271 6，這說(shuō)明當(dāng)轉(zhuǎn)換變量ΔFPI（-3）小于-1.215 7或大于1.103 1時(shí)，2個(gè)月前的CPI過(guò)度波動(dòng)，則當(dāng)前月份的CPI會(huì)有一個(gè)逆向的調(diào)整，這說(shuō)明政府當(dāng)局對(duì)CPI調(diào)控的及時(shí)性。當(dāng)模型的轉(zhuǎn)換函數(shù)值為1時(shí)，綜合線(xiàn)性部分和非線(xiàn)性部分來(lái)看，ΔCPI（-2）的總影響系數(shù)為-0.218 4（0.053 2-0.271 6）。

綜上所述，我國(guó)的食品價(jià)格變動(dòng)對(duì)CPI的影響非常顯著，但影響的力度與3個(gè)月前FPI的變化程度有關(guān)，當(dāng)3個(gè)月前的FPI變化較平緩時(shí)，食品價(jià)格的影響較小而且近似于線(xiàn)性影響，但當(dāng)3個(gè)月前FPI變化較為劇烈時(shí)，食品價(jià)格的影響較大而且呈現(xiàn)出非線(xiàn)性特征。此外，食品價(jià)格對(duì)CPI的線(xiàn)性影響主要是由于食品作為CPI商品籃子中的主要構(gòu)成部分，其價(jià)格變動(dòng)本身對(duì)CPI會(huì)產(chǎn)生直接的沖擊效應(yīng)，而食品價(jià)格對(duì)CPI的非線(xiàn)性影響可能是由于食品價(jià)格的過(guò)度波動(dòng)導(dǎo)致食品價(jià)格對(duì)CPI的各種傳導(dǎo)渠道同時(shí)疊加，產(chǎn)生放大效應(yīng)引起的。同時(shí)發(fā)現(xiàn)CPI面對(duì)食品價(jià)格變化的調(diào)整較為快速，容易從低水平快速攀升。圖2表明本文所構(gòu)建的LSTR1模型能夠較好地解釋食品價(jià)格與CPI的動(dòng)態(tài)關(guān)系。通過(guò)本文所構(gòu)建的非線(xiàn)性LSTR1模型所產(chǎn)生的擬合數(shù)據(jù)能夠較好地模擬原始數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)特征，擬合結(jié)果如圖2所示。

結(jié)合圖1我國(guó)食品價(jià)格和CPI走勢(shì)圖以及上述的實(shí)證結(jié)果來(lái)看，在本文研究的樣本區(qū)間內(nèi)（2002年2月至2015年11月），我國(guó)經(jīng)歷了3輪比較明顯的食品通脹周期，第1輪為2002年7月至2005年10月，第2輪為2005年11月至2009年8月，第3輪為2009年9月至2012年11月。其中，每輪食品通脹又可進(jìn)一步區(qū)分為食品價(jià)格上升期和食品價(jià)格下降期，當(dāng)食品價(jià)格處于通脹高峰中的上升期時(shí)，若ΔFPI（-3）大于門(mén)檻值1.103 1，此時(shí)食品價(jià)格將對(duì)CPI產(chǎn)生更強(qiáng)的向上推力，推動(dòng)CPI快速上揚(yáng)；而當(dāng)食品價(jià)格處于通脹高峰中的下降期時(shí)，若ΔFPI（-3）小于門(mén)檻值-1.215 7，此時(shí)食品價(jià)格將對(duì)CPI產(chǎn)生更強(qiáng)的向下拉力，快速拉低CPI。而在2012年12月至2015年12月這段時(shí)間內(nèi)，食品價(jià)格變動(dòng)相對(duì)平緩，因此這段時(shí)間內(nèi)我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI的沖擊主要體現(xiàn)出線(xiàn)性特征。在2016年1月和2月，食品價(jià)格又出現(xiàn)了快速上揚(yáng)，食品價(jià)格的變動(dòng)超過(guò)了門(mén)檻值1.103 1，而2016年5月的食品價(jià)格變動(dòng)則小于門(mén)檻值-1.215 7，因此這三個(gè)月我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI的沖擊主要體現(xiàn)出非線(xiàn)性特征。

四、結(jié)論與政策啟示

本文首先回顧了近年來(lái)我國(guó)食品價(jià)格與CPI的變化趨勢(shì)，并指出在不同的通貨膨脹時(shí)期食品價(jià)格對(duì)CPI的沖擊效應(yīng)中可能存在非線(xiàn)性，最后，進(jìn)一步采用STR模型就食品價(jià)格對(duì)CPI的非線(xiàn)性沖擊效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證解答，研究結(jié)論為：首先，食品價(jià)格變動(dòng)對(duì)CPI的影響因食品價(jià)格的變化程度差異而顯著不同，當(dāng)三個(gè)月前的食品價(jià)格變動(dòng)程度較大時(shí)，食品價(jià)格對(duì)當(dāng)月CPI的影響程度變大；第二，當(dāng)三個(gè)月前的食品價(jià)格變化較平緩時(shí)，食品價(jià)格對(duì)CPI的影響主要表現(xiàn)出線(xiàn)性部分的影響，此時(shí)，1、2和5個(gè)月前的CPI變化對(duì)當(dāng)月CPI均具有正向作用，同時(shí)，當(dāng)月和4個(gè)月前的食品價(jià)格變化對(duì)當(dāng)月CPI的影響是正向的，而1個(gè)月前的ΔFPI對(duì)當(dāng)期ΔCPI的影響卻是反向的；第三，非線(xiàn)性部分的回歸項(xiàng)中，ΔFPI的系數(shù)為正而ΔCPI（-2）的系數(shù)為負(fù)值；第四，模型的斜率參數(shù)較大，CPI受到食品價(jià)格變動(dòng)影響容易在低水平與高水平之間快速轉(zhuǎn)換。

本研究的政策啟示為：①政策制定者應(yīng)時(shí)刻關(guān)注并監(jiān)測(cè)食品價(jià)格對(duì)CPI沖擊效應(yīng)的門(mén)檻值，積極主動(dòng)地應(yīng)對(duì)。研究表明，當(dāng)3個(gè)月前的食品價(jià)格變動(dòng)程度超過(guò)門(mén)檻值后，當(dāng)月食品價(jià)格對(duì)當(dāng)月CPI的沖擊效應(yīng)顯著增強(qiáng)，因此，當(dāng)食品價(jià)格過(guò)快上揚(yáng)而導(dǎo)致CPI迅速做出反應(yīng)時(shí)，決策部門(mén)應(yīng)該快速進(jìn)行調(diào)研，分析食品價(jià)格推動(dòng)CPI上漲的門(mén)檻值是多少，為什么會(huì)有這個(gè)臨界點(diǎn)，什么因素在支撐，是國(guó)外市場(chǎng)因素還是國(guó)內(nèi)因素（如糧食供給不足、中間商炒作等）導(dǎo)致的，并迅速制定相應(yīng)的宏觀調(diào)控政策對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行一定的調(diào)節(jié)，避免食品價(jià)格上漲引起CPI的高漲。②由于模型的平滑參數(shù)較大，3個(gè)月前的食品價(jià)格超過(guò)門(mén)檻值時(shí)，CPI受到食品價(jià)格變動(dòng)影響可能從低水平迅速上升至高水平，即由于多種渠道疊加的效應(yīng)，食品價(jià)格的變動(dòng)極易向總體CPI快速擴(kuò)散，這應(yīng)該引起決策部門(mén)足夠的重視，當(dāng)食品價(jià)格劇烈波動(dòng)時(shí)，應(yīng)在短時(shí)間內(nèi)做出反應(yīng)，采取相應(yīng)措施預(yù)防食品價(jià)格上漲導(dǎo)致CPI的劇烈波動(dòng)。③鑒于滯后各期食品價(jià)格對(duì)當(dāng)期CPI影響顯著，當(dāng)食品價(jià)格上漲時(shí)，會(huì)引起未來(lái)各期CPI的持續(xù)上漲，決策部門(mén)應(yīng)該密切關(guān)注食品價(jià)格上漲對(duì)CPI的累計(jì)影響，不可疏忽大意。④當(dāng)滯后各期的CPI上漲較快時(shí)，將導(dǎo)致市場(chǎng)上的通脹預(yù)期增強(qiáng)，因此，當(dāng)CPI上升較快時(shí)，決策部門(mén)更要采取措施緩和市場(chǎng)上的通脹預(yù)期。

［1］Blomberg S B,Harris E S.The commodity-consumer price connection：Fact or fable？［J］.Federal Reserve Bank Of New York Economic Policy Review，1995,1（3）:131-145.

［2］Furlong F，Ingenito R.Commodity prices and inflation［J］. Economic Review，1996，2：72-89.

［3］Ferrucci G，Jiménez-Rodríguez R，Onorante L.Food price pass-through in the Euro Area：Non-linearities and the role of the common agricultural policy［J］.International Journal Of Central Banking，2012，8（1）:51-68.

［4］過(guò)新偉，張孝巖.基于CPI“籃子商品”的價(jià)格傳導(dǎo)機(jī)制研究——對(duì)非食品渠道和食品渠道的考察［J］.財(cái)經(jīng)研究，2012（2）：27-38.

［5］趙昕東，耿鵬.中國(guó)通貨膨脹成因分解研究［J］.數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010（4）：6-14.

［6］余紅艷，儲(chǔ)德銀.我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與食品類(lèi)價(jià)格指數(shù)的動(dòng)態(tài)相關(guān)性分析［J］.價(jià)格理論與實(shí)踐，2011（2）：52-53.

［7］張成思.通貨膨脹動(dòng)態(tài)機(jī)制與貨幣政策現(xiàn)實(shí)選擇［M］.北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2009.

［8］王小葉，趙昕東.食品價(jià)格水平持久性對(duì)總體價(jià)格水平持久性的影響研究——基于相關(guān)性UC模型［J］.宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2014（6）：13-21.

［9］馬敬桂，黃普.食品價(jià)格、城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)差異對(duì)通貨膨脹的沖擊效應(yīng)分析［J］.統(tǒng)計(jì)與決策.2014（9）：125-129.

［10］張丹.食品價(jià)格變動(dòng)對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)行為的影響——基于2012年中國(guó)社會(huì)核算矩陣分析［J］.財(cái)經(jīng)科學(xué)，2015（10）：132-140.

［11］張文郎，羅得恩.中國(guó)食品價(jià)格上漲因素及其對(duì)總體通貨膨脹的影響［J］.金融研究，2010（9）：1-18.

［12］黃愛(ài)蘭.基于VECM的食品價(jià)格和CPI之間關(guān)系研究［J］.西南民族大學(xué)學(xué)報(bào)：人文社會(huì)科學(xué)版，2013（6）：147-151.

［13］楊軍，黃季焜，尚強(qiáng)，等.我國(guó)食品和非食品價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）關(guān)系分析［J］.農(nóng)村金融研究，2011（8）：5-7.

［14］吳會(huì)杰.食品價(jià)格與CPI互動(dòng)關(guān)系分析——基于VAR模型的實(shí)證研究［J］.價(jià)格理論與實(shí)踐，2011（4）：53-54.

［15］魏振香，陳媛.我國(guó)當(dāng)前食品價(jià)格與CPI變動(dòng)關(guān)系研究——基于VAR模型的實(shí)證分析［J］.價(jià)格月刊，2012（9）：22-26.

［16］Lundbergh R，Terasvirta T，Van Dijk.Time-varying Smooth Transition Auto regressive Models［J］.Journal of Business and Economic Statistics，2003，21：104-121.

［17］Saikkonen P，Luukkonen R.Lagrange Multiplier Tests for Testing Nonlinearities in Time Series Models［J］.Scandi?navian Journal of Statistics，1998，15：55-68.

［18］Luukkonen R，Saikkonen P，Terasvirta，T.Testing Linearity against Smooth Transition Auto-regression［J］.Biometrika，1988，75：491-499.

［19］Todd E Clark.Do pro ducer prices lead consumer prices？［J］.Economic Review，1995，80（3）：25-39.

［20］Pelzman S.Prices rise faster t han they fall［J］.Journal of Political Economy，2000，108（3）：466-502.

［21］Granger C W J，Terasvirta T.Modeling Nonliner Economic Relationships［M］.Oxford：Oxford Universit Press，1993.

［24］趙進(jìn)文.異常值點(diǎn)對(duì)單位根檢驗(yàn)的致命影響［J］.商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2009（1）：76-83.

［25］Lütkepohl H，Kratzig M.Applied Time Series Econometrics［M］.London：Cambridge University Press，2004.

The Nonlinear Impact of Food Price on the CPI in China and Its Policy Implications—An Empirical Study Based on STR Model

LI Wen-xing
(School of Economics and Management,Xiamen University of Technology,Xiamen 361024,China)

Based on the data of food price and CPI from February 2002 to May 2016,this paper attempts to use the STR model to research the nonlinear impact of food price on the CPI in China.The results show that:The impact of food price on CPI is nonlinear,namely when the change in food price is less than the threshold value-1.2157 or greater than the threshold value 1.1031,food price will produce a stronger promoting effect on CPI in the same month;CPI easily and quickly climbs up from a low level when affected by food price;Infla?tion has a certain inertia in China,it also has a self-reinforcing effect.The policy implications of this study are:the policy makers should pay attention to the threshold value of the shock effect of food price on CPI,grasp the initiative;When CPI is rising too fast,the policy mak?ers should take decisive measures quickly to prevent the negative effect of rising food price on the overall price level;The policy makers should pay close attention to the cumulative effect of rising food prices on CPI.

food price;CPI;STR model;nonlinear impact

F252.2；F126.1

A

1007-5097（2017）02-0107-06

［責(zé)任編輯：余志虎］

10.3969/j.issn.1007-5097.2017.02.014

2016-08-24

教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目（15YJC790045）；福建省自然科學(xué)基金項(xiàng)目（2016J01342）；福建省社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目（2014C043；FJ2016C133；FJ2015B231）；福建省中青年教師教育科研項(xiàng)目（JAS150413）；福建省高校杰出青年科研人才培育計(jì)劃項(xiàng)目；福建省高校新世紀(jì)優(yōu)秀人才支持計(jì)劃項(xiàng)目

李文星（1981-），男，福建南安人，副教授，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士，研究方向：宏觀經(jīng)濟(jì)計(jì)量分析與應(yīng)用。