李文星

（廈門理工學(xué)院 商學(xué)院，福建 廈門361024）

一、引 言

在中國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的統(tǒng)計(jì)中，食品類消費(fèi)品占比超過30%，食品價(jià)格的變化是引起中國(guó)物價(jià)變動(dòng)的重要因素。2010年以來，中國(guó)食品通脹不斷加劇，引起社會(huì)各界的廣泛關(guān)注，食品價(jià)格上漲被公認(rèn)為是中國(guó)CPI高漲的主要推手。農(nóng)村作為蔬菜、肉類等食品的供給方，城鎮(zhèn)作為食品的需求方，食品價(jià)格的變化對(duì)二者均會(huì)產(chǎn)生巨大影響，尤其是近年來，隨著中國(guó)城鎮(zhèn)化步伐的不斷加快以及城市和農(nóng)村市場(chǎng)聯(lián)系的不斷增強(qiáng)，這種效應(yīng)更加明顯。鑒于此，研究中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格的相互作用關(guān)系及其特征具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

食品價(jià)格的頻繁波動(dòng)引起了國(guó)際社會(huì)的廣泛關(guān)注，國(guó)外學(xué)者從不同角度探討了食品價(jià)格相關(guān)問題，如，Anand和Prasad認(rèn)為在考慮信貸約束的情況下，貨幣政策制定需要重點(diǎn)關(guān)注食品通脹和非食品通脹問題［1］。Nathan Porter對(duì)中國(guó)非食品通脹的成因進(jìn)行深入研究，發(fā)現(xiàn)需求壓力對(duì)非食品通脹的傳導(dǎo)主要通過國(guó)內(nèi)生產(chǎn)者和國(guó)內(nèi)食品通脹兩個(gè)渠道［2］。Zhang和Law研究了食品價(jià)格沖擊向非食品價(jià)格傳導(dǎo)的過程，認(rèn)為食品通脹對(duì)公眾的通脹預(yù)期形成具有最直接的影響［3］。Walsh通過收集91個(gè)國(guó)家的樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了通貨膨脹問題，結(jié)果顯示，隨著國(guó)民收入的下降，食品價(jià)格沖擊對(duì)非食品價(jià)格的傳導(dǎo)程度將增加［4］。

目前，國(guó)內(nèi)有關(guān)食品價(jià)格領(lǐng)域的研究大體上分為兩個(gè)方面。關(guān)于食品價(jià)格變動(dòng)成因與特征的研究，張文朗等發(fā)現(xiàn)不斷增加的需求是中國(guó)食品通脹加劇的關(guān)鍵誘因［5］；王振霞則認(rèn)為，中國(guó)食品通脹率的不斷加劇是城鎮(zhèn)化進(jìn)程的現(xiàn)象［6］；蘇梽芳、胡日東認(rèn)為中國(guó)食品通脹慣性由弱變強(qiáng)，且其慣性大于非食品通脹慣性［7］；李靜、楠玉研究了中國(guó)食品價(jià)格波動(dòng)屬性并分析了隨機(jī)因素變動(dòng)對(duì)食品價(jià)格的沖擊效應(yīng)和沖擊路徑［8］；關(guān)于食品價(jià)格波動(dòng)傳導(dǎo)的研究，趙昕東等研究發(fā)現(xiàn)食品價(jià)格對(duì)CPI的傳導(dǎo)當(dāng)期就達(dá)到最大［9］；蘇梽芳、臧楠利用TVECM模型實(shí)證研究食品價(jià)格與非食品價(jià)格之間的非線性關(guān)系，發(fā)現(xiàn)二者的非線性關(guān)系顯著成立［10］。

綜上所述，關(guān)于價(jià)格傳導(dǎo)的大多數(shù)研究都使用傳統(tǒng)的線性模型，鮮有關(guān)于城鄉(xiāng)食品價(jià)格非線性互動(dòng)關(guān)系的研究。相關(guān)研究對(duì)一些問題至今未能給出合理的解答，比如，城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格是否存在非線性協(xié)整關(guān)系；二者在向長(zhǎng)期均衡關(guān)系調(diào)整的過程中，調(diào)整速度是否存在差異；城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格之間的影響是雙向的還是單向的，二者的相互影響是否存在門檻效應(yīng)等。為了更加深入地挖掘城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間可能存在的微妙而復(fù)雜的關(guān)系，本文嘗試?yán)米钚碌姆蔷€性門檻向量誤差修正模型研究二者之間的非線性互動(dòng)關(guān)系。

二、兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型

Hansen和Seo提出了一種兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型，該模型的特點(diǎn)在于以誤差修正項(xiàng)為門檻變量，并首先提出運(yùn)用LM方法對(duì)模型可能存在的門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)［11］。

一個(gè)滯后階數(shù)為1的兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型可以表示為：

其 中，Xt－1（β）＝｛1，wt－1（β），Δxt－1，Δxt－2，…，Δxt－l｝，xt是p維I（1）時(shí)間序列，β是p×1維的協(xié)整向量，wt＝β＇xt是I（0）過程的誤差修正項(xiàng)，μt是誤差項(xiàng)，A1和A2是描述兩個(gè)區(qū)制動(dòng)態(tài)變化的系數(shù)矩陣，γ為門檻參數(shù)，即系統(tǒng)動(dòng)態(tài)調(diào)整的臨界值。Hansen和Seo進(jìn)一步運(yùn)用LM方法檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂赡艽嬖诘拈T檻效應(yīng)。零假設(shè)H0：不存在門檻效應(yīng)，即變量之間的相互作用關(guān)系適合用線性向量誤差修正模型刻畫；備擇假設(shè)H1：存在門檻效應(yīng)，即變量之間的相互作用關(guān)系應(yīng)采用非線性向量誤差修正模型來刻畫。此外，Hansen和Seo針對(duì)協(xié)整向量已知和未知兩種情形，構(gòu)造了兩個(gè)不同的LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別進(jìn)行檢驗(yàn)，當(dāng)協(xié)整向量已知時(shí)，LM統(tǒng)計(jì)量為：

當(dāng)協(xié)整向量未知時(shí)，LM統(tǒng)計(jì)量為：

其中，β0為式（1）中參數(shù)β的估計(jì)值，［γL，γU］為設(shè)定的γ值的搜索區(qū)間，參數(shù)γL和γU對(duì)應(yīng)于誤差修正項(xiàng)wt－1的α和1－α百分位點(diǎn)。對(duì)于α的取值范圍，Andrews認(rèn)為應(yīng)該在0．05和0．15之間［12］。對(duì)于協(xié)整向量已知和未知情況下的LM檢驗(yàn)，Hansen和Seo提出，可以通過Bootstrap法獲得LM檢驗(yàn)的臨界值和P值。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)來源與與處理

本文選擇城鎮(zhèn)食品價(jià)格指數(shù)（CFOOD）和農(nóng)村食品價(jià)格指數(shù)（RFOOD）作為中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格的代表，樣本數(shù)據(jù)采用2007年1月至2013年6月的月度同比數(shù)據(jù)，共78組。數(shù)據(jù)來源于CEIC。城鄉(xiāng)食品通脹率在樣本期內(nèi)的變化趨勢(shì)如圖1所示。

圖1 城鄉(xiāng)食品通脹率走勢(shì)圖

從圖1可以看出，近幾年來，中國(guó)城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)軌跡非常相似，特別是2010年之后，城鄉(xiāng)食品價(jià)格開始不斷上漲，兩類食品價(jià)格指數(shù)的上漲步調(diào)似乎更趨一致。在2007年至2013年的6年間，城鄉(xiāng)食品價(jià)格均出現(xiàn)過兩輪較為明顯的通脹高峰，兩類食品價(jià)格在兩輪通脹中波谷與波峰幾乎同時(shí)出現(xiàn)。但農(nóng)村食品價(jià)格比城鎮(zhèn)食品價(jià)格波動(dòng)的幅度稍大。此外，在兩輪通脹高峰中都呈現(xiàn)出這樣的特點(diǎn)，即在通貨膨脹上升時(shí)期農(nóng)村食品價(jià)格都先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格上漲，而在通貨膨脹下降時(shí)期，農(nóng)村食品價(jià)格的下降同樣先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格。由此可見，農(nóng)村食品價(jià)格對(duì)城鎮(zhèn)食品價(jià)格具有明顯的引領(lǐng)作用。對(duì)于城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間究竟存在怎樣的互動(dòng)關(guān)系，是否存在非線性特征等問題還需要進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

（二）數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

為使時(shí)間序列數(shù)據(jù)滿足建模要求，接下來對(duì)CFOOD和RFOOD進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。趙進(jìn)文發(fā)現(xiàn)PP檢驗(yàn)的穩(wěn)健性要優(yōu)于ADF檢驗(yàn)［13］?；诜€(wěn)健性的考慮，本文接下來同時(shí)進(jìn)行ADF檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)。結(jié)果如表1所示。

如表1所示，對(duì)于變量CFOOD與RFOOD的水平序列，在1%的水平下，ADF和PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量均不顯著，因此不能拒絕存在單位根的零假設(shè)，即變量CFOOD與RFOOD的水平序列均是非平穩(wěn)的。而對(duì)于二者取一階差分后的序列ΔCFOOD和ΔRFOOD，在1%的水平下，則拒絕存在單位根的零假設(shè)，即ΔCFOOD和ΔRFOOD是平穩(wěn)的，這表明CFOOD與RFOOD同為一階單整過程，即I（1）。

表1 單位根檢驗(yàn)結(jié)果表

（三）線性協(xié)整檢驗(yàn)與線性向量誤差修正模型估計(jì)

協(xié)整檢驗(yàn)通常采用的檢驗(yàn)方法有E－G兩步法和Johanson檢驗(yàn)。由于本文分析僅涉及兩個(gè)變量，因此，選擇E－G兩步法。E－G兩步法通過對(duì)所分析的兩個(gè)變量回歸后的殘差項(xiàng)進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)以確定這兩個(gè)變量是否存在協(xié)整關(guān)系，若殘差項(xiàng)平穩(wěn)，則說明所分析變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則協(xié)整關(guān)系不成立。協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表2。

表2 城鄉(xiāng)食品價(jià)格協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

如表2所示，對(duì)于殘差項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)結(jié)果說明，在1%的水平下不存在單位根，即殘差項(xiàng)是平穩(wěn)的，進(jìn)一步說明城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在協(xié)整關(guān)系，可以用于建模。

在上述結(jié)論的基礎(chǔ)上，接下來，通過構(gòu)造城鄉(xiāng)食品價(jià)格的向量誤差修正模型以揭示二者的動(dòng)態(tài)關(guān)系。根據(jù)AIC準(zhǔn)則，本文確定VEC模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。VEC模型估計(jì)結(jié)果如下（＊＊＊為1%的顯著性水平，＊＊ 為5%顯著性水平，括號(hào)內(nèi)數(shù)值為相應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量）：

從式（4）、式（5）結(jié)果可得以下結(jié)論，首先，式（4）中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)符號(hào)為負(fù)而式（5）的誤差修正項(xiàng)系數(shù)符號(hào)為正，與負(fù)向反饋機(jī)理吻合，表明當(dāng)城鄉(xiāng)食品價(jià)格偏離均衡狀態(tài)時(shí)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格與農(nóng)村食品價(jià)格修正方向相反，前者反向修正，后者正向修正。其次，從式（4）與式（5）中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)絕對(duì)值來看，CFOOD的修正幅度大于RFOOD的修正幅度，對(duì)于CFOOD來說，若上一期偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，那么本期修正幅度將達(dá)到95．13%，調(diào)整速度極快，而對(duì)于RFOOD來說，若上一期偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系，本期的修正幅度則為75．791%；從誤差修正項(xiàng)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量來看，調(diào)整效果都相當(dāng)顯著。以上研究結(jié)論表明，在城鄉(xiāng)食品價(jià)格的互動(dòng)關(guān)系中，當(dāng)二者偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，主要通過城鎮(zhèn)食品價(jià)格的調(diào)整來縮小二者之間的缺口，而且這種調(diào)整過程在短時(shí)間內(nèi)完成。

為了進(jìn)一步理清城鄉(xiāng)食品價(jià)格的動(dòng)態(tài)引致機(jī)制，我們?cè)诰€性誤差修正模型的基礎(chǔ)上對(duì)二者進(jìn)行線性Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)。從式（4）可知，CFOOD方 程 中 ΔRFOODt－1項(xiàng) 和 誤 差 修 正 項(xiàng)ECMt－1在5%的顯著性水平下均是顯著，因此，我們認(rèn)為農(nóng)村食品價(jià)格既是城鎮(zhèn)食品價(jià)格變動(dòng)的短期Granger原因也是長(zhǎng)期Granger原因。同樣地，RFOOD方程中ΔCFOODt－1項(xiàng)和誤差修正項(xiàng)ECMt－1的系數(shù)在5%的顯著性水平下均是顯著的，因此，城鎮(zhèn)食品價(jià)格同樣既是農(nóng)村食品價(jià)格的短期Granger原因也是長(zhǎng)期Granger原因。綜合來看，在線性向量誤差修正模型下，城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在雙向的短期和長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系。本文接下來估計(jì)城鄉(xiāng)食品價(jià)格的兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型以揭示二者之間可能存在的非線性協(xié)整關(guān)系。

（四）兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果

鑒于線性誤差修正模型無法刻畫模型系統(tǒng)調(diào)整的非線性特征，本文嘗試運(yùn)用Hansen和Seo發(fā)展的兩區(qū)制門檻協(xié)整模型對(duì)城鄉(xiāng)食品價(jià)格互動(dòng)關(guān)系中可能存在的門檻效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。由于不同的滯后階數(shù)選擇對(duì)模型檢驗(yàn)結(jié)果會(huì)產(chǎn)生顯著影響，基于穩(wěn)健性的考慮，本文初始滯后期設(shè)定為4，然后逐步減少滯后期進(jìn)行門檻效應(yīng)檢驗(yàn)，最優(yōu)模型選擇基于AIC和BIC準(zhǔn)則。根據(jù)Hansen和Seo的建議［11］，Sup LM門檻效應(yīng)檢驗(yàn)基于Bootstrap方法，其中Bootstrap次數(shù)取5 000次，檢驗(yàn)結(jié)果見表3。

根據(jù)表3的結(jié)果，本文以AIC值和BIC值最小為標(biāo)準(zhǔn)確定模型滯后期，當(dāng)模型滯后期為1時(shí)，AIC值和BIC值同時(shí)達(dá)到最小值，分別為－1 474．050和－1 434．428。因此，本文選擇模型最優(yōu)滯后期為1。最優(yōu)模型的Sup LM檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為19．055 59，對(duì)應(yīng)的P值為0．015，因此，在5%的水平下拒絕模型不存在門檻效應(yīng)的零假設(shè)。這表明中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在顯著的非線性互動(dòng)關(guān)系。此時(shí)，模型誤差修正項(xiàng)wt的門檻值為0．9，模型協(xié)整向量為（1，－0．884 76），我們?cè)O(shè)定當(dāng)wt＝CFOOD－0．884 76RFOOD≤0．9時(shí)為區(qū)制一，設(shè)定當(dāng)wt＝CFOOD－0．884 76RFOOD＞0．9時(shí)為區(qū)制二，此時(shí)有56．6%樣本落入?yún)^(qū)制一中，而落入?yún)^(qū)制二中的樣本占比相對(duì)較少，為43．4%。誤差修正項(xiàng)wt的走勢(shì)如圖2所示。

表3 兩區(qū)制門檻協(xié)整模型估計(jì)與檢驗(yàn)結(jié)果表

從圖2中可見，區(qū)制二中誤差修正項(xiàng)的絕對(duì)值明顯大于區(qū)制一，這意味著當(dāng)模型處于區(qū)制二狀態(tài)時(shí)，城鄉(xiāng)食品價(jià)格出現(xiàn)更大程度的偏離。從圖2中我們還發(fā)現(xiàn)城鄉(xiāng)食品價(jià)格互動(dòng)關(guān)系大部分時(shí)間內(nèi)處于偏離程度較小的區(qū)制一中。此外，結(jié)合圖1和圖2可知，誤差修正項(xiàng)小于門檻值時(shí)，即模型處于區(qū)制一狀態(tài)時(shí)，系統(tǒng)基本處于城鄉(xiāng)食品價(jià)格上漲的階段，而誤差修正項(xiàng)大于門檻值時(shí)，即模型處于區(qū)制二狀態(tài)時(shí)，城鄉(xiāng)食品價(jià)格基本處于下降階段。

圖2 誤差修正項(xiàng)在不同區(qū)制的分布圖

接下來分別考察不同區(qū)制下城鎮(zhèn)食品價(jià)格與農(nóng)村食品價(jià)格對(duì)誤差修正項(xiàng)的反應(yīng)以及二者的因果關(guān)系，從而了解在非線性條件下二者更為微妙的互動(dòng)關(guān)系特征，本文估計(jì)了城鄉(xiāng)食品價(jià)格的兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型，結(jié)果見表4，結(jié)合圖1、圖2和表4可以得出以下三點(diǎn)結(jié)論：

首先，城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格在不同區(qū)制下的調(diào)整具有非對(duì)稱性。從誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)來看，當(dāng)模型處于區(qū)制一狀態(tài)時(shí)，即二者的偏離程度較小時(shí)，CFOOD方程和RFOOD方程中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)的符號(hào)一正一負(fù)，表明當(dāng)城鎮(zhèn)食品價(jià)格偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格會(huì)正向修正，且這種效應(yīng)非常顯著，這表明城鎮(zhèn)食品價(jià)格的變動(dòng)具有明顯的慣性。而當(dāng)農(nóng)村食品價(jià)格偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，則會(huì)產(chǎn)生逆向修正，這種效應(yīng)同樣非常顯著，因此，農(nóng)村食品價(jià)格變動(dòng)不具有慣性。而當(dāng)模型處于區(qū)制二狀態(tài)時(shí)，即二者的偏離程度較大時(shí)，CFOOD方程和RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)則與區(qū)制一相反，說明在區(qū)制二時(shí)，當(dāng)城鄉(xiāng)食品價(jià)格短期內(nèi)出現(xiàn)正的偏離誤差時(shí)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格會(huì)反向修正，而農(nóng)村食品價(jià)格則會(huì)正向修正，其中，CFOOD方程誤差修正項(xiàng)的系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。從誤差修正項(xiàng)系數(shù)的絕對(duì)值來看，當(dāng)模型處于區(qū)制一狀態(tài)時(shí)，CFOOD方程和RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)系數(shù)的絕對(duì)值分別為0．963 1和0．636 8，即CFOOD對(duì)誤差修正項(xiàng)的調(diào)整速度大于RFOOD，也就是說城鎮(zhèn)食品價(jià)格對(duì)誤差修正項(xiàng)的反應(yīng)速度相對(duì)較快；在區(qū)制二時(shí)，CFOOD方程和RFOOD方程誤差修正項(xiàng)的系數(shù)絕對(duì)值分別僅為0．459 5和0．160 2，相對(duì)于區(qū)制一均變小，與區(qū)制一相似的是，CFOOD對(duì)誤差修正項(xiàng)的反應(yīng)速度同樣相對(duì)較快。

其次，城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間的Granger因果關(guān)系方向在不同區(qū)制下存在顯著差異。接下來分別討論兩種區(qū)制下CFOOD和RFOOD的Granger因果關(guān)系，由表4的估計(jì)結(jié)果可見，在區(qū)制一時(shí)，CFOOD方程中雖然ΔRFOODt－1項(xiàng)的系數(shù)不顯著，但誤差修正系數(shù)相當(dāng)顯著，這表明當(dāng)模型處于區(qū)制一狀態(tài)時(shí)，農(nóng)村食品價(jià)格雖然不是城鎮(zhèn)食品價(jià)格的短期Granger原因，卻是城鎮(zhèn)食品價(jià)格的長(zhǎng)期Granger原因。同時(shí)，我們看到，RFOOD方程中的誤差修正項(xiàng)系數(shù)以及ΔCFOODt－1的系數(shù)均是顯著的，這說明在區(qū)制一時(shí)城鎮(zhèn)食品價(jià)格不論短期還是長(zhǎng)期都是農(nóng)村食品價(jià)格的Granger原因。因此，綜合來看，當(dāng)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，農(nóng)村食品價(jià)格和城鎮(zhèn)食品價(jià)格互為長(zhǎng)期Granger原因，而短期內(nèi)，則存在從城鎮(zhèn)食品價(jià)格到農(nóng)村食品價(jià)格的單向Granger因果關(guān)系。而在區(qū)制二時(shí)，與區(qū)制一的情況相似，CFOOD方程中的ΔRFOODt－1項(xiàng)系數(shù)不顯著，而誤差修正項(xiàng)的系數(shù)卻非常顯著，這說明在區(qū)制二中農(nóng)村食品價(jià)格是城鎮(zhèn)食品價(jià)格的長(zhǎng)期Granger原因，卻不是城鎮(zhèn)食品價(jià)格的短期Granger原因；而RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)系數(shù)和ΔCFOODt－1的系數(shù)都是不顯著的，這意味著在該區(qū)制中，城鎮(zhèn)食品價(jià)格不論從長(zhǎng)期或者短期來看，均不是農(nóng)村食品價(jià)格的Granger原因，因此，在區(qū)制二時(shí)僅存在從農(nóng)村食品價(jià)格到城鎮(zhèn)食品價(jià)格的長(zhǎng)期Granger單向因果關(guān)系。因此，上述結(jié)論與線性誤差修正模型相比可以更加細(xì)致地刻畫出農(nóng)村食品價(jià)格和城鎮(zhèn)食品價(jià)格在不同區(qū)制下的因果關(guān)系。

表4 兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型估計(jì)結(jié)果表

最后，城鄉(xiāng)食品價(jià)格在恢復(fù)長(zhǎng)期均衡關(guān)系的短期調(diào)整過程中，調(diào)整過程主要由城鎮(zhèn)食品價(jià)格來完成，且該過程大部分發(fā)生在誤差修正項(xiàng)小于門檻值的區(qū)制一。具體來看，首先，結(jié)合圖1、圖2和門檻向量誤差修正模型的結(jié)果來看，當(dāng)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)（即城鄉(xiāng)食品價(jià)格基本處于上升階段時(shí)），農(nóng)村食品價(jià)格的上漲領(lǐng)先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格。此時(shí)，前者的上漲會(huì)對(duì)后者產(chǎn)生向上推動(dòng)的力量而后者則會(huì)對(duì)前者有向下的拉力，恰好與區(qū)制一中CFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)為正而RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)為負(fù)的結(jié)論相吻合；其次，當(dāng)系統(tǒng)處于區(qū)制二時(shí)（即城鄉(xiāng)食品價(jià)格基本處于下降階段時(shí)），農(nóng)村食品價(jià)格的下降領(lǐng)先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格，此時(shí)，前者會(huì)產(chǎn)生拉動(dòng)后者向下的力量而后者則會(huì)對(duì)前者產(chǎn)生向上的力量，剛好與區(qū)制二中CFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)為負(fù)而RFOOD方程中誤差修正項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)為正的結(jié)論相吻合。綜上所述，與線性模型的結(jié)果相比，門檻協(xié)整模型能更好地描述城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間更加細(xì)致微妙的互動(dòng)關(guān)系。

四、結(jié) 論

本文基于兩區(qū)制門檻向量誤差修正模型實(shí)證檢驗(yàn)了中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間的非線性門檻協(xié)整關(guān)系，實(shí)證結(jié)果表明：中國(guó)城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在長(zhǎng)期均衡的穩(wěn)定關(guān)系，當(dāng)誤差修正項(xiàng)大于或小于門檻值時(shí)，即在不同區(qū)制下，系統(tǒng)調(diào)整呈現(xiàn)出不一樣的特點(diǎn)，即具有非線性。本文的結(jié)論可以歸納為以下三點(diǎn)：

第一，城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間存在顯著的非線性門檻協(xié)整關(guān)系，二者在不同區(qū)制下的調(diào)整存在顯著的差異。對(duì)模型的門檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果說明以誤差修正項(xiàng)為門檻變量的門檻效應(yīng)非常顯著。在以誤差修正項(xiàng)的門檻值區(qū)分的兩個(gè)不同區(qū)制內(nèi)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格和農(nóng)村食品價(jià)格對(duì)誤差修正項(xiàng)的調(diào)整速度存在顯著差異。無論二者的偏離程度大于或小于門檻值，城鎮(zhèn)食品價(jià)格的調(diào)整速度均大于農(nóng)村食品價(jià)格，即城鎮(zhèn)食品價(jià)格對(duì)誤差修正的反應(yīng)較為迅速。

第二，城鄉(xiāng)食品價(jià)格之間的Granger因果關(guān)系方向因區(qū)制不同而存在差異。當(dāng)誤差修正項(xiàng)小于門檻值時(shí)，即系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，農(nóng)村食品價(jià)格和城鎮(zhèn)食品價(jià)格互為長(zhǎng)期Granger原因，而短期內(nèi)，則存在從城鎮(zhèn)食品價(jià)格到農(nóng)村食品價(jià)格的單向Granger因果關(guān)系。在區(qū)制二時(shí)，則僅存在從農(nóng)村食品價(jià)格到城鎮(zhèn)食品價(jià)格的長(zhǎng)期Granger因果關(guān)系。

第三，在回到長(zhǎng)期均衡位置的短期調(diào)整過程中，大部分時(shí)間內(nèi)，調(diào)整是由城鎮(zhèn)食品價(jià)格來完成的，而且這種調(diào)整主要發(fā)生二者偏離程度較小的區(qū)制一中，此時(shí)，若城鄉(xiāng)食品價(jià)格的缺口擴(kuò)大，系統(tǒng)會(huì)產(chǎn)生拉動(dòng)農(nóng)村食品價(jià)格向下的力量。而在區(qū)制二時(shí)，若城鄉(xiāng)食品價(jià)格的缺口擴(kuò)大，系統(tǒng)會(huì)產(chǎn)生拉動(dòng)城鎮(zhèn)食品價(jià)格向下的力量。

本文研究結(jié)果的政策啟示在于：首先，決策部門應(yīng)關(guān)注城鄉(xiāng)食品價(jià)格非線性協(xié)整關(guān)系的門檻值，把握主動(dòng)權(quán)。實(shí)證分析表明，當(dāng)二者之間的協(xié)整關(guān)系處于區(qū)制一時(shí)，即農(nóng)村食品價(jià)格先于城鎮(zhèn)食品價(jià)格上漲時(shí)期，此時(shí)，城鎮(zhèn)食品價(jià)格在下期將做出快速反應(yīng)（即快速上漲），這給決策部門一種啟示，即當(dāng)農(nóng)村食品價(jià)格過快上漲，導(dǎo)致城鄉(xiāng)食品價(jià)格的缺口不斷擴(kuò)大時(shí)，應(yīng)該及時(shí)進(jìn)行調(diào)研，探究二者偏離程度超過門檻值的支撐點(diǎn)在什么地方，是食品供給不足或是中間商的炒作等，進(jìn)而制定相應(yīng)的措施，避免由于農(nóng)村食品價(jià)格上漲導(dǎo)致的城鎮(zhèn)食品上漲進(jìn)而誘發(fā)整體價(jià)格全面上揚(yáng)。其次，由于大部分時(shí)間內(nèi)，城鄉(xiāng)食品價(jià)格互動(dòng)關(guān)系處于二者偏離程度較小的區(qū)制一的狀態(tài)，在該區(qū)制下，農(nóng)村食品價(jià)格和城鎮(zhèn)食品價(jià)格互為長(zhǎng)期Granger原因，因此，政策制定者應(yīng)著重關(guān)注城鄉(xiāng)食品價(jià)格上漲的相互擴(kuò)散以及由此引起的物價(jià)全面上漲，從源頭上控制CPI上漲的推手。最后，實(shí)證研究表明，在城鄉(xiāng)食品價(jià)格的短期調(diào)整過程中，不同的區(qū)制狀態(tài)下二者調(diào)整的過程存在差異，應(yīng)該分析不同的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)下，城鄉(xiāng)食品價(jià)格的互動(dòng)機(jī)理，深入研究當(dāng)系統(tǒng)處于區(qū)制一時(shí)，即城鄉(xiāng)食品價(jià)格處于上升階段時(shí)，系統(tǒng)拉動(dòng)農(nóng)村食品價(jià)格向下的力量究竟來源于哪些方面，以便制定有針對(duì)性的政策調(diào)控總體通貨膨脹形勢(shì)。而在區(qū)制二時(shí)，應(yīng)該分析農(nóng)村食品價(jià)格是如何拉動(dòng)城鎮(zhèn)食品價(jià)格向下的。此外，由于在不同的區(qū)制下，城鄉(xiāng)食品價(jià)格調(diào)整的速度存在差異，因此，在區(qū)制一的狀態(tài)下，通過調(diào)控城鎮(zhèn)食品價(jià)格來緩和農(nóng)村食品價(jià)格上漲的政策可能短期之內(nèi)便能奏效。而在區(qū)制二的狀態(tài)下，通過調(diào)控農(nóng)村食品價(jià)格以抑制城鎮(zhèn)食品價(jià)格上漲的政策可能需要較長(zhǎng)的時(shí)間才能見效，切不可操之過急。

［1］ Anand Rahul，Prasad Eswar S．Optimal Price Indices for Targeting Inflation under Incomplete Markets［R］．NBER Working Paper Series，2010．

［2］ Nathan Porter．Price Dynamics in China［R］．IMF Working Paper，2010．

［3］ Wenlang Zhang，Daniel Law．What Drives China’s Food Price Inflation and How Does It Affect Aggregate Inflation？［R］．HKMA Working Paper，2010．

［4］ James P Walsh．Reconsidering the Role of Food Prices in Inflation［R］．IMF Working Paper，2011．

［5］ 張文朗，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）．

［6］ 王振霞．中國(guó)食品價(jià)格波動(dòng)原因及價(jià)格穩(wěn)定機(jī)制研究［J］．財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2011（9）．

［7］ 蘇梽芳，胡日東．中國(guó)食品價(jià)格慣性變化特征及啟示［J］．宏觀經(jīng)濟(jì)管理，2012（11）．

［8］ 李靜，楠玉．中國(guó)食品價(jià)格波動(dòng)沖擊路徑的隨機(jī)因素分析［J］．經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2013（2）．

［9］ 趙昕東，耿鵬．中國(guó)通貨膨脹成因分解研究［J］．?dāng)?shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010（4）．

［10］蘇梽芳，臧楠．食品與非食品價(jià)格的長(zhǎng)期均衡關(guān)系與短期非線性調(diào)整——基于兩區(qū)制門檻協(xié)整模型的實(shí)證研究［J］．財(cái)經(jīng)研究，2011（2）．

［11］Hansen B E，Seo B．Testing for Two－regime Threshold Cointegration in Vector Error－correction Models［J］．Journal of Econometrics，2002，110（2）．

［12］Andrews D W K．Tests for Parameter Instability and Structural Change with Unknown Change Point［J］．Econometrica，1993，61（4）．

［13］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）．