我國糧食零售價格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)關系的實證研究

魏君英，張業(yè)文 （湖北農村發(fā)展研究中心 （長江大學），湖北 荊州 434023）

吳兆軍 （湖北省荊州市實驗中學，湖北 荊州 434020）

國以民為本，民以食為天，食以糧為先。糧食是與廣大居民的日常生活關系最為密切的商品，事關國計民生和社會穩(wěn)定。糧食價格一方面關系著種糧農民的切身利益，另一方面關系著消費者特別是城鎮(zhèn)消費者的承受能力。如何使糧價保持相對合理的水平，統(tǒng)籌兼顧農民與城市低收入群體的利益，始終是關系經濟社會發(fā)展大局的戰(zhàn)略性問題［1］。因為糧食屬于居民生活必需品，其需求具有一定的剛性，不會因為價格上漲而使需求產生較大波動，由于糧食在居民消費價格指數(shù) （GPI）中所占比重較大，加之長期以來，我國糧食價格指數(shù)與CPI走勢呈現(xiàn)高度的正相關性，民間常有 “糧價是百價之基”的說法［2］，認為物價上漲是由糧價上漲引起的。近年來，隨著城市化、工業(yè)化進程的推進，我國每年有大量的農村人口向城市轉移，致使城鄉(xiāng)人口結構發(fā)生了較大的變化，城鎮(zhèn)居民比重越來越大。與農村居民相比，城鎮(zhèn)居民對來自糧價波動的感受更為明顯。因此，研究糧食價格與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù) （UCPI）的關系能更好地理解和闡釋糧食價格與CPI的關系，可為制定宏觀經濟政策，實現(xiàn)國家宏觀調控目標，提供可資借鑒與參考的實證解釋。

1 數(shù)據(jù)的選擇與說明

考慮到數(shù)據(jù)的可獲得性，本研究選取了1978～2012年共34個樣本數(shù)據(jù) （表1）。糧食價格可用糧食生產價格指數(shù)和零售價格指數(shù)來衡量，嚴格來說，二者是有較大區(qū)別的，糧食生產價格指數(shù)是反映一定時期內，糧食生產者出售糧食價格水平變動趨勢及幅度的相對數(shù)。糧食零售價格指數(shù)反映一定時期內，城鄉(xiāng)糧食零售價格變動趨勢和程度的相對數(shù)?；诒狙芯康难芯磕康?，采用糧食零售價格指數(shù)（GPI）來衡量，其數(shù)據(jù)來源于歷年商品零售價格分類指數(shù)中的糧食零售價格指數(shù)。CPI和UCPI均采用的是年度環(huán)比指數(shù)。對于這2個數(shù)據(jù)均選擇其環(huán)比數(shù)據(jù)而不是同比數(shù)據(jù)。其理由是：①同比的數(shù)字會受到去年基數(shù)的影響。一般情況下這些基數(shù)并不是很穩(wěn)定，因此，如果選擇同比數(shù)據(jù)，還要考慮基數(shù)的影響。②相對于同比數(shù)據(jù)，環(huán)比數(shù)據(jù)對價格水平變動情況的反映更具有即時性。央行有關人士曾經表示，與消費者價格指數(shù)同比升幅相比，將CPI環(huán)比升幅數(shù)據(jù)用作中國制定貨幣政策的依據(jù)更加適宜。本研究所采用數(shù)據(jù)來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》，數(shù)據(jù)計量分析采用Eviews 6.0軟件進行運算處理。

表1 1978～2012年中國糧食價格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)

2 實證分析

2.1 相關性分析

相關性分析是進行實證性分析的基礎，只有相關程度顯著，后面的分析才有意義。相關系數(shù)反映了變量之間聯(lián)系的密切程度，系數(shù)越高表明兩者之間的關系越緊密，相關性就越高。我國1991～2012年的GPI與UCPI的相關性分析結果見表2和圖1。

表2 糧食價格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)的相關系數(shù)

從相關系數(shù)的分析來看，GPI與UCPI的相關系數(shù)為0.867872，存在顯著的正相關性。而且從圖1可以看出，雖然GPI波動的幅度要大于UCPI，但二者波動的變化趨勢卻基本是一致的，但到底是GPI的波動帶動UCPI的波動，還是相反，有待后述的進一步研究。

2.2 單位根檢驗

由于GPI與UCPI均為時間序列，而經濟變量時間序列多為非平穩(wěn)序列，在進行協(xié)整分析之前，首先需要確定兩變量單整的階，只有兩變量是同階單整的，才可以進行下一步的檢驗，因而要對變量進行單位根檢驗，以驗證其平穩(wěn)性。本研究采用ADF檢驗法，檢驗結果見表3。

表3 糧食價格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)的ADF檢驗

通過檢驗發(fā)現(xiàn)，GPI與UCPI的水平序列是不平穩(wěn)的，但它們的一階差分又都是平穩(wěn)的，即它們均服從一階單整，即I～ （1）過程。換言之，它們均為不平穩(wěn)序列，不能夠用傳統(tǒng)的計量經濟學理論來構建模型，需要用現(xiàn)代計量經濟學的協(xié)整理論來分析二者之間長期的均衡關系。

2.3 Johansen協(xié)整檢驗

GPI與UCPI的一階差分序列已經是平穩(wěn)序列，所以這2個變量都是一階單整序列，滿足協(xié)整檢驗前提。因此，GPI與UCPI之間有可能存在長期穩(wěn)定的均衡關系，這可以通過協(xié)整檢驗來確定。本研究采用的Johansen協(xié)整檢驗法，檢驗結果詳見表4。

表4 糧食價格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)的Johansen協(xié)整檢驗

表4給出了最大值統(tǒng)計量和跡統(tǒng)計量對應的P值，可見在0.05的顯著水平下，均拒絕原假設，認為GPI與UCPI存在協(xié)整關系，即它們之間存在著長期穩(wěn)定的均衡關系。

據(jù)估計，經標準化的協(xié)整向量為 （1.0000，－1.3642），協(xié)整關系的估計方程為：

括號中的數(shù)值為系數(shù)的t統(tǒng)計量。從式 （1）可知，糧食價格與通貨膨脹之間存在長期均衡關系，且有顯著的正相關性。從長期看，城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)每波動1%，糧食價格將同向波動1.3642%?？梢?，長期內城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)對糧食價格有較為明顯的影響。

2.4 Granger因果檢驗

協(xié)整檢驗表明GPI與UCPI之間均有一個協(xié)整關系，但是，這種長期均衡關系究竟是GPI的變動引起UCPI的變動還是相反，這需要對GPI與UCPI進行Granger因果關系檢驗，檢驗結果如表5。

表5 糧食價格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)的Granger因果檢驗

從表5的檢驗結果來看，GPI不是UCPI格蘭杰原因的假設，在滯后2期的概率遠大于5%，說明GPI對UCPI不具有格蘭杰意義上的因果關系。而UCPI不是GPI的格蘭杰原因假設在滯后2期的概率小于5%，說明UCPI和GPI之間存在單向的因果關系，也就是說UCPI是GPI的格蘭杰原因。

2.5 脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(shù)是描述一個內生變量對誤差的反應，即在擾動項上加一個標準差大小的信息沖擊對內生變量的當前值和未來值的影響。圖2和圖3是模擬的脈沖響應路徑曲線。實線是相應函數(shù)值，虛線是響應函數(shù)1倍標準差的置信帶；縱軸表示因變量對解釋變量的響應程度 （%），橫軸表示實驗設定的響應期數(shù) （10期）。

圖2 GPI對UCPI沖擊的響應函數(shù)

圖3 UCPI對GPI沖擊的響應函數(shù)

從圖2可以看出，GPI對來自UCPI的一個標準差沖擊在本期即作出較為敏感的反應，高達7%左右。而且隨后進一步上升，在第2期達到頂峰，高達8%左右，但隨后呈現(xiàn)逐漸下降趨勢，從第4期后轉為負效應，第5期達到最低點，為－2%左右，以后開始穩(wěn)定增長。在第9期又轉為正向影響?？梢?，在短期內，UCPI的單位標準沖擊對GPI具有很強帶動作用，但這一作用有減弱的趨勢。從圖3可以看出，UCPI對來自GPI的一個標準差沖擊在本期沒有反應，具有一定的滯后性。但隨后明顯上升，具有正向響應，在第3期達到頂峰，達到1.5%左右，隨后呈現(xiàn)逐漸下降趨勢，從第7期后轉為負效應，但都非常小。可見，GPI的單位標準沖擊對UCPI具有一定的拉動作用，但這一作用的持續(xù)效應很小。相比之下，UCPI對GPI的沖擊要明顯大于GPI對UCPI的的沖擊。該結論與Granger因果檢驗的結果不謀而合。

3 主要結論與政策建議

3.1 主要結論

（1）糧食價格指數(shù)與城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)存在顯著的正相關性，二者波動的變化趨勢基本是一致的，但糧食價格波動的幅度要大于城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)的波動。

（2）糧食價格和城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)之間僅存在單向的因果關系，即城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)是糧食價格的格蘭杰原因，也就是說城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)是引致糧食價格波動的因素，城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)對糧食價格指數(shù)有明顯的導向和拉動作用。雖然糧價上漲是一個普遍和客觀的現(xiàn)象，但它不是城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)上漲的原因。

（3）從長期來看，GPI與UCPI具有長期均衡關系，UCPI每波動1%，GPI將同向波動1.3642%。從短期來看，GPI對UCPI的影響具有一定的時滯性，而且很小；相反，UCPI對GPI有明顯的導向和拉動作用，UCPI對GPI的影響遠大于GPI對UCPI的影響。

3.2 政策建議

中國從傳統(tǒng)的農業(yè)社會走來，“糧價百價之基”、“無糧不穩(wěn)”的思想根深蒂固，加之在國家統(tǒng)計局每月公布的CPI中，人民似乎總是感覺到糧食價格的波動，對居民消費價格總水平的波動產生了較大的影響，于是很多人就認為物價上漲是由糧價上漲引起的，糧價上漲是通貨膨脹的罪魁禍首，要穩(wěn)定物價，要從打壓糧價開始。本研究通過實證研究，進一步證實一些學者所認為的 “糧價是百價之基”是流傳已廣的謬論。要穩(wěn)定物價，減輕廣大居民特別是城鎮(zhèn)居民由于糧價上漲所帶來的負面影響，并不一定是要打壓糧價［3］。

3.2.1 要適時適度調整CPI體系中糧食價格的權重，使其反映實際情況

其實糧食價格的變化對城鎮(zhèn)實際生活的影響并沒有像CPI所反映的那樣夸張，比如城鎮(zhèn)居民每年人均消費糧食150kg，即使每kg上漲2元，一年的用于糧食的支出也只增加了300元。但每次糧食價格上漲，立刻會在CPI中得到體現(xiàn)，引起不必要的緊張。其原因就在于，在CPI權重中，食品所占比重最大，而在食品中，糧食所占權重也較大，兩者加權后，就導致了在構成CPI的很多不同消費品的價格中，糧食價格在CPI所占權重就較大。所以，為了還二者關系的本來面目，糧食價格在CPI中所占權重應該根據(jù)居民的恩格爾系數(shù)的變化，動態(tài)地進行適時適度的調整，使食品價格特別是糧食價格，真正反映經濟運行和城鄉(xiāng)居民生活的真實狀況，促進農民增收和城鄉(xiāng)二元結構的優(yōu)化。

3.2.2 允許糧食價格適度上漲

既然糧價上漲不是城鎮(zhèn)居民消費價格指數(shù)上漲的原因，那么就應該允許糧食價格適度上漲，使種植糧食所得的收益逐漸接近社會平均利潤率。自2004年以來，雖然糧食價格出現(xiàn)了較大程度上的恢復性上漲，但相對而言仍然是偏低的。較低的糧價導致種糧比較效益偏低，使之與經濟作物之間的收益差距加大，農民種糧動力不足，紛紛毀田種植收益較高的水果、蔬菜等經濟作物，結果導致其生產過剩。如在2012年下半年，多地出現(xiàn)的農產品滯銷問題，就是明證。這在很大程度上打擊了農民種植的積極性，很多農民表示2013年啥都不種了，出去打工。所以適當提高糧食價格，使種糧有利可圖，不僅有利于糧食產業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展，而且也有利于農業(yè)中的其他行業(yè)發(fā)展，保障整個農業(yè)協(xié)調發(fā)展。

3.3.3 加大對城鎮(zhèn)中低收入家庭的補貼

由于糧食屬于居民生活必需品，不僅其生產周期較長，供給彈性較小，而且其需求具有一定的剛性，不會因為價格上漲而使需求產生較大波動。正是由于糧食的這種特殊性質容易造成所謂 “谷賤傷農、谷貴傷民”等現(xiàn)象。在物價上漲壓力不斷加大的背景下，既要讓農民增收，又不至于對城市低收入群體生活造成太大影響，也就是既要避免 “谷賤傷農”，又要避免 “谷貴傷民”［4］。平衡二者的要點是，首先，要讓糧食價格在一個合理的范圍內上漲，所謂合理的范圍就是讓種糧也能獲得社會平均利潤率；其次，對城鎮(zhèn)中低收入家庭的生活補貼，如增加食品補貼、提高城鎮(zhèn)最低生活標準、解決城鎮(zhèn)最低收入家庭的生活困難等［5］。

［1］楊堅.正確認識我國糧食價格問題 ［N］.人民日報，2008－09－17（03）.

［2］佚名.“糧價是百價之基”是流傳已廣的謬論 ［EB／OL］.http：／／www.my1510.cn／article.php？id＝0dee2d00110bbe6b，2010－03－12.

［3］王振霞.我國食品價格波動原因及價格穩(wěn)定機制研究 ［J］.財貿經濟，2011，（9）：113－119.

［4］張藝良.谷賤傷農、谷貴傷民 糧價平衡點難覓 ［N］.農村金融時報，2011－01－24（03）.

［5］王雙正.近期食品價格上漲對城鎮(zhèn)居民生活影響分析 ［N］.中國經濟時報，2007－06－05（04）.