摘要：基于CPI、食品價(jià)格和貨幣供給的2006年4月至2013年7月的月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用非線性平滑轉(zhuǎn)換回歸（STR）模型刻劃我國(guó)CPI與食品價(jià)格、貨幣供給的內(nèi)在依從關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：三者之間的關(guān)系呈現(xiàn)分段特征，并在線性與非線性關(guān)系間轉(zhuǎn)換；當(dāng)貨幣供給增長(zhǎng)較快時(shí)，食品價(jià)格對(duì)CPI的影響呈現(xiàn)出非線性特征，此時(shí)，食品價(jià)格上漲對(duì)CPI具有更強(qiáng)的推動(dòng)作用，而當(dāng)貨幣供給增長(zhǎng)較慢時(shí)，非線性特征消失；隨著貨幣供給增長(zhǎng)加快，CPI受到食品價(jià)格和貨幣供給的影響容易從低水平快速攀升。

關(guān)鍵詞：CPI；食品價(jià)格；貨幣供給；STR模型

中圖分類(lèi)號(hào)：F726.2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1006-1398（2016）01-0056-08

一引言

通貨膨脹問(wèn)題與人們的日常生活緊密相關(guān)，也是各國(guó)政府調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的重要參考指標(biāo)之一。物價(jià)水平的基本穩(wěn)定不僅關(guān)系到國(guó)計(jì)民生，而且也是保證國(guó)民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)健康發(fā)展的重要環(huán)節(jié)。劇烈的通貨膨脹不僅會(huì)導(dǎo)致老百姓的生活水平的嚴(yán)重下降，同時(shí)也使得作為調(diào)節(jié)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)行為的價(jià)格信號(hào)失靈。因此，調(diào)控通貨膨脹與保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有同等重要的意義。

食品價(jià)格作為我國(guó)CPI統(tǒng)計(jì)中的重要構(gòu)成部分，其波動(dòng)必然會(huì)對(duì)CPI產(chǎn)生較大影響。這種影響主要表現(xiàn)為：一是直接帶動(dòng)，當(dāng)食品價(jià)格上漲（或下降）幅度超過(guò)CPI上漲（或下降）幅度時(shí)，食品價(jià)格會(huì)拉高（或拉低）CPI；二為間接帶動(dòng)，由于食品價(jià)格上升會(huì)導(dǎo)致居民生活成本提高，此時(shí)可能會(huì)提高其他產(chǎn)品（除食品外）的供給價(jià)格，這樣必然會(huì)間接推動(dòng)CPI上漲。在這兩種效應(yīng)作用下，食品價(jià)格的變化有可能引起CPI更大比例的變動(dòng)。同時(shí)，伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，對(duì)貨幣需求不斷增大，近年來(lái)我國(guó)的貨幣供給快速增長(zhǎng)，M2 與GDP 之比已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過(guò)歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家的水平，我國(guó)未來(lái)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(guó)CPI、食品價(jià)格和貨幣供給的相互關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二文獻(xiàn)綜述

由于近幾年全球食品價(jià)格和CPI的頻繁波動(dòng)，國(guó)外學(xué)者開(kāi)始關(guān)注食品價(jià)格對(duì)CPI的傳導(dǎo)效應(yīng)并進(jìn)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(jià)格的上漲會(huì)推動(dòng)非食品價(jià)格上漲最終導(dǎo)致CPI的持續(xù)高漲。 [1]Walsh基于91個(gè)國(guó)家的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)食品通脹慣性比非食品通脹慣性更強(qiáng)，且在低收入國(guó)家食品價(jià)格沖擊對(duì)非食品價(jià)格和CPI的傳導(dǎo)效應(yīng)更加顯著。[2]進(jìn)入21世紀(jì)，我國(guó)經(jīng)歷了3輪比較明顯的通貨膨脹高峰，國(guó)內(nèi)學(xué)者也開(kāi)始關(guān)注食品價(jià)格對(duì)CPI的傳導(dǎo)效應(yīng)，如：張成思運(yùn)用VAR模型研究了各分類(lèi)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)對(duì)CPI的動(dòng)態(tài)影響，研究認(rèn)為食品價(jià)格沖擊對(duì)CPI的影響最大且為正向。[3] 余紅艷、儲(chǔ)德銀基于協(xié)整檢驗(yàn)方法，發(fā)現(xiàn)在CPI的變動(dòng)中食品價(jià)格貢獻(xiàn)最大。[4]趙昕東等運(yùn)用結(jié)構(gòu)向量自回歸模型分析了食品價(jià)格和CPI的互動(dòng)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)食品價(jià)格對(duì)CPI的當(dāng)期影響強(qiáng)度最大。[5]黃愛(ài)蘭基于VECM模型研究發(fā)現(xiàn)食品價(jià)格和CPI存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系。[6] 李文星利用兩區(qū)制門(mén)檻向量誤差修正模型研究了食品價(jià)格與CPI兩者互動(dòng)關(guān)系中的非線性特征。[7]

同時(shí)，不論是從長(zhǎng)期還是短期來(lái)看，貨幣供給都是CPI的重要決定因素，有關(guān)貨幣供給對(duì)CPI影響的分析，最廣為接受的是Friedman 等貨幣主義者的觀點(diǎn)，該觀點(diǎn)認(rèn)為，短期來(lái)看，貨幣供給會(huì)同時(shí)推動(dòng)產(chǎn)出和物價(jià)的上漲，而長(zhǎng)期來(lái)看則只會(huì)引起價(jià)格水平的上升。[8]Mccandles&Weber基于110國(guó)家的面板數(shù)據(jù)，研究也得出類(lèi)似結(jié)論，即通貨膨脹率和貨幣供給量具有很強(qiáng)的相關(guān)性。[9]國(guó)內(nèi)相關(guān)研究中，代表性的如，方勇和吳劍飛認(rèn)為，我國(guó)的貨幣供給過(guò)剩是誘發(fā)近年來(lái)通貨膨脹高漲的關(guān)鍵因素。[10]歐陽(yáng)志剛等也發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)貨幣供給過(guò)剩且增長(zhǎng)幅度過(guò)大。[11]蘇劍認(rèn)為我國(guó)貨幣供給過(guò)剩引起了資產(chǎn)價(jià)格的明顯上漲等。[12]王金明通過(guò)計(jì)算貨幣供給增速與價(jià)格指數(shù)在滾動(dòng)區(qū)間相關(guān)系數(shù)的變化，發(fā)現(xiàn)貨幣供給領(lǐng)先與價(jià)格波動(dòng)十分顯著，由此認(rèn)為控制貨幣增長(zhǎng)速度是防止物價(jià)上漲的必要選擇。[13]陳燕武和謝曉冰研究了泰中通脹差對(duì)泰銖匯率變動(dòng)的影響。[14]

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

四實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源與處理

本文實(shí)證研究基于2006年4月至2013年7月的消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）、食品價(jià)格指數(shù)（FPI）和廣義貨幣供給（M2）的月度同比數(shù)據(jù)，三者分別代表我國(guó)總體通貨膨脹水平、食品通脹水平和貨幣供給增長(zhǎng)。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局和中國(guó)人民銀行官方網(wǎng)站。通過(guò)描繪CPI、FPI、M2的時(shí)間序列變化趨勢(shì)圖（ 因篇幅限制， 故省略）， 我們不難發(fā)現(xiàn)我國(guó)CPI和FPI發(fā)生過(guò)兩次次較大偏離，尤其引人注意的是CPI和FPI缺口擴(kuò)大時(shí)，往往伴隨著貨幣供給增長(zhǎng)率的過(guò)快增長(zhǎng)。因此，CPI和FPI之間究竟是什么關(guān)系，食品價(jià)格對(duì)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(fù)雜的關(guān)系，接下來(lái)通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)進(jìn)行解答。

（二）單位根檢驗(yàn)

考慮到數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特性，需要對(duì)FPI、CPI和M2三者進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。趙進(jìn)文[20]研究表明PP 檢驗(yàn)對(duì)異常值數(shù)據(jù)處理的穩(wěn)健性要高于ADF 檢驗(yàn)，因此，本文采用PP檢驗(yàn)。單位根檢驗(yàn)的結(jié)果如表1所示。

（2）檢驗(yàn)形式（C，T）表示包含截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)，（0，0）表示既無(wú)截距項(xiàng)也無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)。

從表1 的PP檢驗(yàn)的結(jié)果不難發(fā)現(xiàn)，對(duì)于變量FPI、CPI與M2的水平項(xiàng)， 在1%的顯著性水平下，PP檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值均不顯著， 即三者均存在單位根。而對(duì)于一階差分序列ΔFPI、ΔCPI和ΔM2，則均認(rèn)為是平穩(wěn)序列。因此，本文的實(shí)證研究將基于變量的平穩(wěn)序列進(jìn)行。

（三）STR模型的估計(jì)結(jié)果及分析

STR模型的建立過(guò)程中需要首先確定模型的線性部分，本文根據(jù)AIC最優(yōu)滯后階數(shù)選擇原則，確定線性部分的滯后階數(shù)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(lái)，選擇轉(zhuǎn)換變量對(duì)模型進(jìn)行線性假設(shè)檢驗(yàn)，并根據(jù)顯著性水平的大小確定最優(yōu)的轉(zhuǎn)換變量和轉(zhuǎn)換函數(shù)形式，結(jié)果見(jiàn)表2。

從表2可知，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量為ΔFPI（t-1）、ΔM2（t-2）和TREND 時(shí)，模型均存在非線性的函數(shù)關(guān)系，這在一定程度上反映了國(guó)內(nèi)CPI、食品價(jià)格和貨幣供給的非線性依從關(guān)系。由表2可知，當(dāng)選擇ΔM2（t-2）為轉(zhuǎn)換變量時(shí)，接受線性假設(shè)的伴隨概率為0.026804，且F3統(tǒng)計(jì)量的P值大于F4對(duì)應(yīng)的P值，依據(jù)STR模型形式選擇的原理，本文選擇ΔM2（t-2）作為轉(zhuǎn)換變量，與其對(duì)應(yīng)的轉(zhuǎn)換函數(shù)為L(zhǎng)STR1形式。

接下來(lái)利用非線性的數(shù)值優(yōu)化方法估計(jì)LSTR1模型參數(shù)。首先需要對(duì)模型參數(shù)γ和C的初始值進(jìn)行設(shè)定，基于二維網(wǎng)格點(diǎn)搜索法，本文確定參數(shù)C 取值區(qū)間為[-3.0200， 5.0300]，γ的取值區(qū)間為[0.5，10]，分別從取值區(qū)間中按從小到大等間隔取60個(gè)值，構(gòu)造出3600 對(duì)參數(shù)組合，然后基于各個(gè)參數(shù)組合分別計(jì)算模型殘差平方和，取其中最小者對(duì)應(yīng)的參數(shù)組合為初始值。基于牛頓拉夫森迭代算法，通過(guò)條件似然函數(shù)最大化得到參數(shù)最終估計(jì)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(jì)結(jié)果如表3。

（四）模型穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證所估計(jì)關(guān)于CPI與食品價(jià)格、貨幣供給之間的非線性動(dòng)態(tài)模型（LSTR1）具有良好的統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，接下來(lái)對(duì)上述LSTR1模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，模型主要檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量如下：ARCH-LM =5.6163（P值為0.6901），F(xiàn)-LM =0.7606 （P值為0.6383），JB =1.0327 （P值為0.5967）

異方差性ARCH-LM檢驗(yàn)中卡方分布統(tǒng)計(jì)量的P值等于0.6901，并且F統(tǒng)計(jì)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(tǒng)計(jì)量的卡方分布統(tǒng)計(jì)值為1.0327，p值等于0.5967，在5%的顯著水平下，模型通過(guò)正態(tài)性檢驗(yàn)。為了考察本文的LSTR1模型是否充分提取變量互動(dòng)關(guān)系中的非線性成分，接下來(lái)進(jìn)行殘差的非線性檢驗(yàn)，見(jiàn)下表5。

（五）實(shí)證結(jié)果解釋

根據(jù)模型（7）的線性部分可以發(fā)現(xiàn)，首先，滯后1期、2期和6期的ΔCPI對(duì)當(dāng)期ΔCPI均具有正向作用，說(shuō)明我國(guó)通貨膨脹具有一定的慣性，通貨膨脹率具有自我強(qiáng)化的作用。具體來(lái)看，滯后1期、2期和6期ΔCPI對(duì)當(dāng)期ΔCPI的的影響系數(shù)分別為0.32157、0.05226和0.06855，說(shuō)明上期通貨膨脹的變化對(duì)當(dāng)期ΔCPI有較強(qiáng)的影響，即人們?cè)陬A(yù)測(cè)通貨膨脹時(shí)，更關(guān)注通貨膨脹的前期表現(xiàn)，而非實(shí)體經(jīng)濟(jì)的其他因素，引起通貨膨脹變化的重要原因是市場(chǎng)的主觀預(yù)期。而我們也發(fā)現(xiàn)，滯后4期的ΔCPI對(duì)當(dāng)期的ΔCPI具有負(fù)向作用，其影響系數(shù)為-0.23039，這表明前4期的通貨膨脹上漲將對(duì)當(dāng)期的通貨膨脹具有微調(diào)作用，具體原因可能是當(dāng)意識(shí)到通貨膨脹過(guò)快上漲時(shí)，政府部門(mén)將會(huì)采取相應(yīng)政策對(duì)通貨膨脹進(jìn)行調(diào)控，緩和通貨膨脹的上漲趨勢(shì)。其次，滯后1期和3期的ΔFPI 對(duì)當(dāng)期ΔCPI的影響是負(fù)向的，它們對(duì)當(dāng)期ΔCPI的影響系數(shù)分別為-0.46195和-0.06465，這表明前1期和3期的食品價(jià)格上漲將對(duì)當(dāng)期的通貨膨脹具有微調(diào)作用，具體原因可能是政府部門(mén)對(duì)食品價(jià)格變化相當(dāng)敏感，認(rèn)識(shí)到食品價(jià)格上漲對(duì)總體通貨膨脹的巨大推動(dòng)作用，當(dāng)發(fā)現(xiàn)到食品價(jià)格過(guò)快上漲時(shí)，政府部門(mén)將會(huì)采取相應(yīng)政策對(duì)食品價(jià)格進(jìn)行調(diào)控，緩和食品價(jià)格的上漲趨勢(shì)，進(jìn)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(dāng)局對(duì)食品價(jià)格的敏感性以及調(diào)控政策的及時(shí)性。此外，滯后4期的ΔFPI對(duì)當(dāng)期的ΔCPI具有正向的推動(dòng)作用，其影響系數(shù)為0.08622；最后，我們也看到，線性部分回歸項(xiàng)中滯后2期的ΔM2對(duì)當(dāng)期ΔCPI具有正向的推動(dòng)作用，原因可能是，近幾年較為寬松的貨幣政策推動(dòng)了我國(guó)通貨膨脹的上漲，這一結(jié)論與我國(guó)的貨幣政策操作實(shí)際情況相符。

表3表明，所要估計(jì)的參數(shù)具有合意性，符合經(jīng)濟(jì)理論。顯示了我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI的影響因貨幣供給增長(zhǎng)速度的快慢差異而不同，呈現(xiàn)出非線性特征。其中本文估計(jì)的門(mén)檻參數(shù)C=1.12001剛好處于設(shè)定的區(qū)間之內(nèi)。證明本文參數(shù)設(shè)定是合理的。LSTR1模型的非線性部分由轉(zhuǎn)換函數(shù)和回歸項(xiàng)相乘項(xiàng)構(gòu)成， 轉(zhuǎn)換函數(shù)G是關(guān)于轉(zhuǎn)換變量ΔM2（-2）的增函數(shù)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值隨著轉(zhuǎn)換變量值（即貨幣供給）的增大而增大，進(jìn)而引起模型的非線性部分變大。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量ΔM2（-2）較低時(shí)（小于門(mén)檻參數(shù)值） ，轉(zhuǎn)換函數(shù)值較小，這種情況下模型的非線性部分沒(méi)有呈現(xiàn)出來(lái)，模型主要呈現(xiàn)出線性部分的影響；而當(dāng)轉(zhuǎn)換變量ΔM2（-2）較大時(shí)（大于門(mén)檻參數(shù)值） ， 轉(zhuǎn)換函數(shù)值較大，模型的非線性部分的影響快速體現(xiàn)出來(lái)。非線性部分的回歸項(xiàng)中包含滯后3期的ΔCPI，并且其參數(shù)估計(jì)值為正，這說(shuō)明當(dāng)轉(zhuǎn)換變量（即2期前的貨幣供給）增長(zhǎng)較快時(shí)，將導(dǎo)致市場(chǎng)上的通脹預(yù)期增強(qiáng)。特別值得注意的是，非線性部分的回歸項(xiàng)中也包含當(dāng)期和滯后1期的ΔFPI，它們對(duì)當(dāng)期ΔCPI均有正向的作用，其影響系數(shù)分別為0.35298和0.70367，表明當(dāng)轉(zhuǎn)換變量，即前2期的貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)較快時(shí)，將使當(dāng)期食品價(jià)格對(duì)當(dāng)期通貨膨脹產(chǎn)生影響，影響系數(shù)較大，同時(shí)，將使前1期的食品價(jià)格對(duì)當(dāng)期的通貨膨脹產(chǎn)生更強(qiáng)的推動(dòng)作用。綜合線性部分和非線性部分前期食品價(jià)格對(duì)當(dāng)期通貨膨脹的影響可得，前1期食品價(jià)格變化對(duì)當(dāng)期通貨膨脹變化的綜合影響系數(shù)達(dá)到0.24172（即-0.46195 +0.70367，該值為轉(zhuǎn)換函數(shù)值為1時(shí)獲得），該值比ΔM2（-2）較小時(shí)，前1期食品價(jià)格變化對(duì)當(dāng)期通貨膨脹變化的影響有明顯增大。這表明寬松的流動(dòng)性環(huán)境對(duì)通貨膨脹有推波助瀾的作用。最后，模型的斜率參數(shù)γ=39.06218，這說(shuō)明模型非線性部分的調(diào)整速度較快，這也預(yù)示著CPI受到食品價(jià)格沖擊后的變化可能更趨向于跳躍的而不是連續(xù)的。

可見(jiàn)，食品價(jià)格對(duì)我國(guó)CPI的波動(dòng)有著重要的影響，但影響的力度與2個(gè)月前貨幣供給相關(guān)，當(dāng)2個(gè)月前貨幣供給較為平緩時(shí)，食品價(jià)格的影響較小而且近似于線性影響；但當(dāng)2個(gè)月前貨幣供給快速增長(zhǎng)時(shí)，食品價(jià)格對(duì)CPI的影響較大而且表現(xiàn)為非線性影響。另外，食品價(jià)格的影響更多地體現(xiàn)為直接的影響，即食品價(jià)格本身作為CPI的重要組成部分，食品價(jià)格變動(dòng)對(duì)CPI有直接影響，同時(shí)食品價(jià)格上漲會(huì)增強(qiáng)通貨膨脹預(yù)期而影響CPI。同時(shí)，由于影響的直接性，CPI面對(duì)食品價(jià)格變化的調(diào)整較為快速，即食品價(jià)格有快速加強(qiáng)我國(guó)CPI變化趨勢(shì)的特點(diǎn)，也即CPI受到食品價(jià)格變動(dòng)影響容易從低水平快速攀升，當(dāng)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(shù)據(jù)的變化趨勢(shì)，這充分說(shuō)明非線性模型對(duì)于CPI、食品價(jià)格和貨幣供給之間關(guān)系的解釋能力很強(qiáng)。

圖2分別給出了轉(zhuǎn)換函數(shù)G（γ，c，ΔM（-2）） 變化軌跡圖和轉(zhuǎn)換變量ΔM2（-2）的時(shí)間序列圖。轉(zhuǎn)換函數(shù)G（γ，c，ΔM（-2））的門(mén)檻參數(shù)C=1.12001，表明食品價(jià)格對(duì)CPI非線性沖擊區(qū)制轉(zhuǎn)換的臨界點(diǎn)。從圖2看出，本文的樣本區(qū)間中的大部分時(shí)間內(nèi)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)均沒(méi)有出現(xiàn)明顯上升，因此，CPI、食品價(jià)格和貨幣供給之間的關(guān)系處于高區(qū)制（即轉(zhuǎn)換函數(shù)值為1）的時(shí)間遠(yuǎn)遠(yuǎn)少于處于低區(qū)制（即轉(zhuǎn)換函數(shù)的值為0）的時(shí)間。即大部分時(shí)間內(nèi)CPI、食品價(jià)格和貨幣供給的關(guān)系處于低區(qū)制狀態(tài)。結(jié)合我國(guó)CPI、食品價(jià)格和我國(guó)貨幣供給的歷史有以下兩點(diǎn)啟示，首先，在大部分時(shí)間之內(nèi)我國(guó)貨幣供給增長(zhǎng)是合理的，貨幣供給增長(zhǎng)大部分時(shí)間里并沒(méi)有對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生重大影響；其次，在本文研究的樣本區(qū)間內(nèi)（2006年4月-2013年7月），我國(guó)經(jīng)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(jià)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(duì)較小，從圖2可見(jiàn)，CPI、食品價(jià)格和貨幣供給之間的關(guān)系處于高區(qū)制的時(shí)間主要集中于第一輪通貨膨脹高峰，即轉(zhuǎn)換函數(shù)為1的時(shí)間，主要與CPI和食品價(jià)格之間缺口較大的時(shí)期相對(duì)應(yīng)，而CPI、食品價(jià)格和貨幣供給之間的關(guān)系處于高區(qū)制的時(shí)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(jià)格之間缺口較小有關(guān)。這進(jìn)一步說(shuō)明當(dāng)食品價(jià)格與CPI缺口增大時(shí)，貨幣供給高速增長(zhǎng)會(huì)使食品價(jià)格對(duì)CPI有更加明顯的推動(dòng)作用，而當(dāng)食品價(jià)格與CPI缺口較小時(shí)，該效應(yīng)相對(duì)較弱。

五結(jié)論與政策建議

總結(jié)全文，我們可以得到以下結(jié)論： 第一，我國(guó)食品價(jià)格對(duì)CPI的沖擊效應(yīng)因貨幣供給增長(zhǎng)的差異而顯著不同。滯后2期的貨幣供給影響食品價(jià)格對(duì)當(dāng)期ΔCPI 的非線性作用程度，當(dāng)滯后2期的貨幣供給增長(zhǎng)過(guò)快時(shí)會(huì)加劇食品價(jià)格的影響力度；第二，當(dāng)前2期的貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)較小時(shí)，食品價(jià)格對(duì)CPI的影響主要表現(xiàn)出線性影響，此時(shí)， 滯后1期、2期和6期的ΔCPI對(duì)當(dāng)期ΔCPI的變化均具有正向作用，說(shuō)明我國(guó)通貨膨脹具有一定的慣性，通貨膨脹率具有自我強(qiáng)化的作用。滯后4期的ΔCPI對(duì)當(dāng)期的ΔCPI具有負(fù)向作用，即4期前的通貨膨脹上漲將對(duì)當(dāng)期的通貨膨脹具有微調(diào)作用。同時(shí)，滯后1期和3期的ΔFPI對(duì)當(dāng)期ΔCPI的影響是負(fù)向的，可能是因?yàn)檎块T(mén)對(duì)食品價(jià)格變化相當(dāng)敏感，采取相應(yīng)政策對(duì)食品價(jià)格進(jìn)行調(diào)控，緩和食品價(jià)格的上漲趨勢(shì)，進(jìn)而有利于控制總體通貨膨脹水平。此外，滯后4期的ΔFPI對(duì)當(dāng)期的ΔCPI的變化具有正向的推動(dòng)作用，但其影響程度較弱。最后，滯后2期的ΔM2對(duì)當(dāng)期ΔCPI具有正向的推動(dòng)作用，說(shuō)明寬松的貨幣政策推動(dòng)了我國(guó)通貨膨脹的上漲；第三，當(dāng)前2期的貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)較快時(shí)，模型的食品價(jià)格對(duì)CPI的非線性影響體現(xiàn)出來(lái)，此時(shí)，非線性部分回歸項(xiàng)中還包含滯后3期的ΔCPI，其影響是正向的，表明當(dāng)貨幣供應(yīng)較為寬松時(shí)，將導(dǎo)致市場(chǎng)上的通脹預(yù)期增強(qiáng)。值得關(guān)注的是，非線性部分回歸項(xiàng)中同時(shí)包含當(dāng)期和滯后1期的ΔFPI，二者對(duì)當(dāng)期ΔCPI均有正向的作用，表明當(dāng)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)較快時(shí)，將使當(dāng)期和前期的食品價(jià)格對(duì)當(dāng)期的通貨膨脹產(chǎn)生更強(qiáng)的推動(dòng)作用。第四，模型的斜率參數(shù)較大，在貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)不斷變化過(guò)程中，CPI受到食品價(jià)格變動(dòng)和貨幣供應(yīng)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(dāng)局應(yīng)密切關(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)。實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)前兩期的貨幣供給增長(zhǎng)超過(guò)門(mén)檻值后， 當(dāng)期和前期的食品價(jià)格對(duì)當(dāng)期CPI的影響明顯增大，表明寬松的貨幣政策更容易增強(qiáng)食品價(jià)格對(duì)CPI的沖擊效應(yīng)， 這給決策部門(mén)一種啟示，應(yīng)該仔細(xì)分析貨幣供給增長(zhǎng)的臨界點(diǎn)是多少，是市場(chǎng)流動(dòng)性過(guò)?；蚴袌?chǎng)通貨膨脹預(yù)期增強(qiáng)或糧食供給不足等， 并對(duì)市場(chǎng)進(jìn)行相應(yīng)調(diào)控， 防止貨幣供給增長(zhǎng)導(dǎo)致食品價(jià)格上漲向CPI全面擴(kuò)散；第二， 由于模型的平滑參數(shù)較大，前兩期的貨幣供給增長(zhǎng)超過(guò)門(mén)檻值時(shí)， CPI受到食品價(jià)格和貨幣供給沖擊極易從低水平快速攀升，即由于通脹預(yù)期效應(yīng)、間接帶動(dòng)等多種疊加因素的作用， 可能存在食品價(jià)格向總體價(jià)格水平快速擴(kuò)散的風(fēng)險(xiǎn)， 政策制定者對(duì)此應(yīng)有足夠的認(rèn)識(shí)， 當(dāng)食品價(jià)格上漲過(guò)快時(shí)，更要果斷采取措施，預(yù)防食品價(jià)格上漲對(duì)總體物價(jià)水平產(chǎn)生的不利影響，同時(shí)，當(dāng)貨幣供應(yīng)較為寬松時(shí)，將導(dǎo)致市場(chǎng)上的通脹預(yù)期增強(qiáng)。因此，貨幣政策制定者在食品價(jià)格高漲時(shí)，應(yīng)該控制貨幣供應(yīng)，實(shí)行較為嚴(yán)格的信貸政策，緩和市場(chǎng)上的通脹預(yù)期；此外，鑒于滯后期的食品價(jià)格和貨幣供給對(duì)CPI產(chǎn)生影響，即存在時(shí)滯性，當(dāng)食品價(jià)格和貨幣供給上漲時(shí)，將會(huì)導(dǎo)致CPI在未來(lái)一段時(shí)間內(nèi)連續(xù)上漲，應(yīng)密切監(jiān)測(cè)這種累積影響效應(yīng)，不可掉以輕心。

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