全　穎，鄭　策

(1.長春財經(jīng)學(xué)院，吉林長春　130122； 2.東北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林長春　130117；3.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院特產(chǎn)研究所，吉林長春　130112)

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·研究報告·

基于STR模型的國際糧價與我國通脹水平的非線性聯(lián)動機(jī)制研究*

全穎1,2，鄭策3※

(1.長春財經(jīng)學(xué)院，吉林長春130122； 2.東北師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，吉林長春130117；3.中國農(nóng)業(yè)科學(xué)院特產(chǎn)研究所，吉林長春130112)

摘要基于平滑轉(zhuǎn)換模型(STR模型)，從非線性的角度對國際糧食價格與我國通貨膨脹水平的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，選取國際糧食價格指數(shù)作為國際糧價指標(biāo)，選擇CPI指數(shù)作為通貨膨脹指標(biāo)，樣本數(shù)據(jù)時間跨度為1987年1季度至2014年1季度。實證結(jié)果顯示了國際糧食價格對我國通貨膨脹水平的影響呈現(xiàn)很強(qiáng)的非線性轉(zhuǎn)移動態(tài)特征，國內(nèi)通脹水平依賴于轉(zhuǎn)換變量(滯后1期CPI)的大小，在高區(qū)制狀態(tài)與低區(qū)制狀態(tài)之間進(jìn)行非線性地轉(zhuǎn)換，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量小于拐點C時，國際糧食價格對通脹水平作用并不明顯。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量大于拐點C時，國際糧食價格明顯地拉大了國內(nèi)通脹水平，同時擬合數(shù)據(jù)的時間序列圖與原始數(shù)據(jù)時間序列圖的高度相似，很好地檢驗了模型的解釋能力。

關(guān)鍵詞國際糧食價格通貨膨脹平滑轉(zhuǎn)換模型

0引言

糧食作為人類生存之根本，其價格也被譽為“百價之基”。糧食價格直接影響到一國的物價水平，進(jìn)而影響到通貨膨脹水平，而國內(nèi)糧食價格在進(jìn)口及期貨市場的影響下，與國際市場糧食價格又形成一種聯(lián)動機(jī)制，從而可以得出，國際糧食價格，通過進(jìn)口及期貨市場實現(xiàn)價格傳導(dǎo)來影響國內(nèi)糧食價格，并對國內(nèi)糧食進(jìn)口產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響[1]，進(jìn)而影響通貨膨脹水平，這種互動關(guān)系，受到世界各國政府的關(guān)注。

目前國內(nèi)學(xué)者針對糧食價格對通貨膨脹的影響展開了一系列的研究，但大部分研究都是集中于國內(nèi)糧食價格對通脹水平的影響，研究國際糧食價格對通脹影響的文章相對較少，在已有的研究中，金三林(2010)[2]指出在未來的一段時間里，國際糧價水平對我國糧價水平及食品價格水平以及CPI的影響將會增大，國際糧食價格通過出口和期貨市場的渠道直接傳導(dǎo)到國內(nèi)糧食價格，從而影響我國物價水平及通脹水平。劉玉華(2009)[3]通脹分析，證明了我國物價水平與糧食價格指數(shù)之間存在穩(wěn)定的均衡關(guān)系。譚江林等(2009)[4]證明了二者之間存在單向的格蘭杰因果關(guān)系，并利用脈沖響應(yīng)函數(shù)計算得出通脹水平對糧價水平具有明顯的短期正向影響。

國內(nèi)學(xué)者關(guān)于通脹成因的研究主要針對國內(nèi)糧食價格，而在當(dāng)前全球一體化的經(jīng)濟(jì)形勢中，研究國際糧食價格的大幅變化與中國通脹水平的關(guān)系，以及中國應(yīng)該采取何種措施降低國際糧食價格波動帶來的影響，對于中國國民經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展和社會穩(wěn)定都具有重要意義。

1模型構(gòu)建——平滑轉(zhuǎn)換模型(STR)

線性回歸技術(shù)作為成熟的計量分析方法，長期以來在不同學(xué)科領(lǐng)域得到了廣泛的應(yīng)用，但在實際的生產(chǎn)生活實踐中，很多現(xiàn)象并不是單純線性關(guān)系能夠描述的，甚至存在著非線性的關(guān)系，這是線性回歸方法就不能科學(xué)準(zhǔn)確地揭示現(xiàn)象的本質(zhì)，這種情況下就需要引入非線性回歸技術(shù)，相對于經(jīng)典的線性回歸而言，非線性回歸模型更為復(fù)雜，其一般思路是：首先需要選擇轉(zhuǎn)換變量作為中介、通過這一中介變量，將非線性問題線性化。

平滑轉(zhuǎn)換模型(STR)是一種新近開發(fā)的非線性模型，能夠避免因選擇不同的樣本時期而得出不同甚至相反結(jié)論的問題[5]。它是基于Quandt[6]1958年提出的轉(zhuǎn)換模型的基礎(chǔ)上逐漸完善形成的，近年來，在Ter?svirta[7]、Van Dijk和Franses[8]等學(xué)者的發(fā)展下逐步成熟。

標(biāo)準(zhǔn)的STR模型定義如下：

(1)

這里Zt=(w't,x't)是解釋變量向量，w't=(1,yt-1,…,yt-p與xt=(x1t,…,xkt)是外生變量。另外，?=(?0,?1,…,?m)與θ=(θ0,θ1,…,θm)是(m+1)×1階矩陣向量并且ut～iid(0,σ2)。轉(zhuǎn)換函數(shù)G(γ,c,st)是一個有界函數(shù)，它是連續(xù)轉(zhuǎn)換變量st(該轉(zhuǎn)換變量在參數(shù)空間內(nèi)是連續(xù)的)、斜率參數(shù)γ以及位置參數(shù)向量c=(c1，…，ck)′的函數(shù)。模型可以解釋為一個帶有隨機(jī)時序變化系數(shù)?+θG(γ,c,st)的先行模型，其中轉(zhuǎn)換函數(shù)G(γ,c,st)為一個廣義邏輯函數(shù)：

(2)

這里γ>0是一個識別約束，方程(1)和(2)聯(lián)合起來就是STR模型，K常選擇K=1和K=2，當(dāng)K=1，構(gòu)成LSTR1模型，系數(shù)?+θG(γ,c,st)作為st的函數(shù)在?到?+θ之間單調(diào)變化，適合對不對稱的經(jīng)濟(jì)行為進(jìn)行建模，對于K=2時，形成LSTR2模型，系數(shù)在中位值(c1+c2)/2臨域范圍內(nèi)變動，無論st取大值還是小值，其過程的動態(tài)特征都相似，然而在中間值時情況則存在差異，斜率系數(shù)γ控制斜率以及定位轉(zhuǎn)換函數(shù)的c1和c2，當(dāng)γ=0時，轉(zhuǎn)換函數(shù)G(γ,c,st)≡1/2，所以公式(1)中的STR模型包含線性模型。另一方面，若γ→∞時，LSTR1模型趨近于含有同方差的兩制度轉(zhuǎn)換回歸模型，LSTR2模型就變成指數(shù)STR模型，公式如下：

(3)

圖1　國際糧價與國內(nèi)CPI趨勢

2指標(biāo)選擇及數(shù)據(jù)預(yù)處理

2.1指標(biāo)選擇

國際糧食價格數(shù)據(jù)選取發(fā)面，考慮到大宗糧食種類繁多，每一品種都無法代表整體的國際糧食價格，同時國際糧食價格季度零售價格數(shù)據(jù)難以找到，所以該文采用國際糧食價格指數(shù)(或稱全球糧食價格指數(shù))的季度數(shù)據(jù)作為國際糧食價格的衡量指標(biāo)，樣本區(qū)間為1987年1季度至2014年1季度。國際糧食價格指數(shù)是由聯(lián)合國糧農(nóng)組織發(fā)布的糧食價格指數(shù)，指數(shù)追蹤大宗的食品類商品價格變動，以此來反映整體國際糧食價格水平。

通脹水平數(shù)據(jù)選取方面，由于通貨膨脹率很難直接計算出來，所以在實際運用過程中，一般是通過價格指數(shù)來反映的。消費者價格指數(shù)CPI是反映社會產(chǎn)品和服務(wù)項目的最終價格，它的上漲和降低在一定程度上反映了市場對貨幣的需要情況，從而反映通貨膨脹的程度，因此，相比于其他價格指數(shù)，CPI能夠更真實全面地反映通貨膨脹程度。因此，該文選取CPI作為反映通貨膨脹的被解釋變量。樣本區(qū)間為1987年1季度至2014年1季度。

同時由于數(shù)據(jù)均采用季度數(shù)據(jù)，為了考察糧價對通脹水平可能存在的季節(jié)效應(yīng)，應(yīng)在STR模型中按照4個季度設(shè)置了3個季節(jié)虛擬變量。

該文研究的樣本總量時間序列的時間跨度為1985～2012年，國際糧食價格指數(shù)數(shù)據(jù)來源于IMF，文中用I表示，CPI數(shù)據(jù)來源于歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。表1給出了兩組數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1　原始變量描述性統(tǒng)計

變量觀測值均值最小值最大值標(biāo)準(zhǔn)差I(lǐng)109107.3875.15164.6016.78cpi109105.7297.83127.637.18

表2　變量平穩(wěn)性檢驗

2.2數(shù)據(jù)預(yù)平穩(wěn)性檢驗

為了滿足STR模型的要求，需要根據(jù)時間序列數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性情況，來判斷是否要對數(shù)據(jù)進(jìn)行差分處理，若進(jìn)行一階差分處理，則記為di和dcpi。

從表2可以看出，cpi數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的，但i數(shù)據(jù)序列是非平穩(wěn)的，通過一階差分處理后，形成的di和dcpi數(shù)據(jù)序列都表現(xiàn)出平穩(wěn)的特征，所以在接下來的模型運算中，將選擇di和dcpi數(shù)據(jù)序列。

3國際糧價對通膨水平影響分析

3.1STR模型估計

根據(jù)STR模型的建模流程，在進(jìn)行模型非線性檢驗之前，首先要確定模型的線性部分，根據(jù)單變量STR模型的設(shè)定規(guī)則，線性AR部分具體結(jié)構(gòu)的確定可以依照VAR框架來確定[9]，滯后階數(shù)依據(jù)AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則評判，經(jīng)過逐一回歸檢驗通脹水平和國際糧食價格最優(yōu)滯后期，當(dāng)響應(yīng)變量dcpi滯后1期，解釋變量di滯后1期時，AIC和SC準(zhǔn)則達(dá)到最小值，此時為最優(yōu)，即解釋變量AR部分最優(yōu)結(jié)包含dcpi(t- 1)di(t)和di(t-1)三變量，因此取該組合計算其SSR，故平滑轉(zhuǎn)換模型STR的AR部分可以記為：

(4)

(5)

(6)

為了檢驗非線性，對方程(6)設(shè)定零假設(shè)H0：β0=β1=β2=0。拒絕原假設(shè)表示變量之間存在非線性關(guān)系，相反，接受原假設(shè)則表示二者不存在非線性關(guān)系。當(dāng)F統(tǒng)計量拒絕零假設(shè)時，說明通貨膨脹與城鄉(xiāng)收入差距之間的非線性轉(zhuǎn)換特征比較顯著。當(dāng)存在多個轉(zhuǎn)換變量且在零假設(shè)下均被拒絕時，則選擇檢驗中P值最小的變量作為轉(zhuǎn)換變量。

一旦零假設(shè)被拒絕，則進(jìn)一步采用如下的序貫檢驗，以確定轉(zhuǎn)換函數(shù)G為LSTR1(K=1)還是LSTR2(K=2)(或ESTR模型)的函數(shù)形式：

H04：β3=0

H03：β2=0|β3=0

H02：β1=0|β2=β3=0

(7)

如果以上3個假設(shè)中H03的檢驗統(tǒng)計量(F統(tǒng)計量)的 p值最小，則說明轉(zhuǎn)換函數(shù) G應(yīng)為LSTR2或者ESTR的形式。反之，則說明轉(zhuǎn)換函數(shù) G應(yīng)為LSTR1模型的形式。

根據(jù)上述檢驗方法，對通貨膨脹與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系進(jìn)行線性和非線性檢驗，具體的檢驗結(jié)果如表3所示。

表3　非線性檢驗及轉(zhuǎn)換函數(shù)模型選擇結(jié)果

transitionvariableFF4F3F2suggestedmodeldcpi(t-1)*1.6195e-043.0250e-028.1293e-026.9965e-04LSTR1di(t)8.5628e-025.2321e-026.1302e-011.4659e-01Lineardi(t-1)3.8925e-014.0072e-017.4549e-011.4449e-01LinearTREND5.9669e-018.3478e-014.5046e-012.5646e-01Linear

非線性檢驗結(jié)果推薦以dcpi(t-1)作為轉(zhuǎn)換變量，確定轉(zhuǎn)換函數(shù)模型形式為LSTR1，然后利用格點搜索法確定γ和c的初始值，搜索過程詳見圖2、圖3，如圖所示，c的取值范圍為[-9.33， 8.83]，γ的取值區(qū)間為[0.50， 10.00]，分別從兩組取值區(qū)間內(nèi)等距取30個值，形成900種組合，然后任意取一組參數(shù)γ和c，用來計算模型的殘差值，依次取遍上述二維參數(shù)空間的所有組合，當(dāng)殘差平方和最小時所對應(yīng)的γ和c值即是接下來非線性估計的初始值。依據(jù)這種優(yōu)化方法，當(dāng)γ取值10，c取值-3.6954時，殘差平方和SSR最小。

圖2　格點搜索下的三維透視　　　　　　　　　　　　　　　　圖3　格點搜索下的等高線分布

通過格點搜索確定了平滑參數(shù)γ和位置參數(shù)c的初始值后，可以估計出θ、φ、γ、c的具體結(jié)果見表4，位置參數(shù)c=-3.38466落在c的取值范圍[-9.33， 8.83]內(nèi)，說明我們設(shè)定的非線性模型具有良好的結(jié)構(gòu)，同時代表擬合優(yōu)度的adjusted R2=0.5898，表明該非線性模型能夠解釋58.98%的經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，具有較好的解釋能力。

表4　LSTR模型估計結(jié)果

變量國際糧價對CPI非對稱性影響模型線性部分參數(shù)G(dcpi(t-1)γ,C)=0非線性部分參數(shù)G(dcpi(t-1)γ,C)=0estimateSDestimateSDCONST-17.04910**7.857817.11933**7.8389S19.25213**4.6480-9.34599*4.7913S218.71406*9.5466-18.99330*9.7762S3-189.572200.0000189.925840.0000dcpi(t-1)-0.758380.68841.25697*0.7541di(t)-1.361410.91611.367840.9331di(t-1)0.02382**0.11930.32934**0.1378平滑參數(shù)γ15.15032***5.0452位置參數(shù)C-3.38466***0.4295 注:括號內(nèi)為相應(yīng)的P值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著

根據(jù)表4估計結(jié)果，剔除不顯著項后，得到LSTR模型的具體形式如下：

(8)

圖4　轉(zhuǎn)換函數(shù)G(dcpi(t- 1)γ，C)示意　　　　　　　　　　　圖5　區(qū)制轉(zhuǎn)換時間序列

圖4、圖5分別給出了以上一期通脹水平dcpi(t-1)為轉(zhuǎn)移變量對應(yīng)的轉(zhuǎn)移函數(shù)G(dcpi(t- 1)γ，C)，以及我國歷史時刻轉(zhuǎn)移變量發(fā)生的位置。根據(jù)轉(zhuǎn)換函數(shù)的估計結(jié)果，我們可以看出，平滑轉(zhuǎn)換參數(shù)γ=15.15032，數(shù)值很大，表明模型非線性部分的調(diào)整速度很快，圖4給出了以滯后一期通脹水平dcpi(t-1)為轉(zhuǎn)換變量的轉(zhuǎn)換函數(shù)G(dcpi(t- 1)γ，C)的示意圖，揭示了國際糧食價格和我國通脹水平之間的長期效應(yīng)，從圖4可以看出轉(zhuǎn)換函數(shù)G(dcpi(t- 1)γ，C)的拐點c=-3.38466，表明dcpi(t-1)大于或小于位置參數(shù)，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量dcpi(t-1)較小，小于位置參數(shù)C值時(c=-3.38466)，轉(zhuǎn)換函數(shù)值趨向于零，非線性部分關(guān)閉，此時模型處于低機(jī)制運行狀態(tài)，LSTR模型簡化為經(jīng)典線性模型，此時當(dāng)期的通脹水平dcpi(t)僅和上一期的國際糧食價格di(t-1)呈正相關(guān)關(guān)系，說明國際糧食價格的上漲將擴(kuò)大國內(nèi)通脹水平，但是影響系數(shù)只為0.02382，說明此時國際糧價在低機(jī)制狀態(tài)下運行時對物價水平影響微弱，并不明顯。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量dcpi(t-1)較大，大于位置參數(shù)C值時，轉(zhuǎn)換函數(shù)G(dcpi(t- 1)γ，C)取值將趨于1，此時模型處于高機(jī)制狀態(tài)即國際糧食價格與國內(nèi)通脹水平呈現(xiàn)非線性特征，此時當(dāng)期的dcpi(t)和dcpi(t-1)和di(t-1)均呈正相關(guān)，表明上一期的通脹水平和上一期的國際糧食價格上漲拉大了當(dāng)期的通脹水平，并且影響程度遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于線性水平，di(t-1)的系數(shù)為.35316(0.32934+0.02382)，說明此時，通貨膨脹的加劇較大程度地擴(kuò)大城鄉(xiāng)收入差距。圖5進(jìn)一步給出了轉(zhuǎn)換函數(shù)G(dcpi(t- 1)γ，C)對應(yīng)的區(qū)制轉(zhuǎn)換的時間序列圖，其捕捉了通脹水平隨著時間的發(fā)展變化而所處的經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的概率值的大小(0≤G(dcpi(t- 1)γ，C)≤1)。時間序列圖表明1995年中國糧食市場化開放至今，國際糧食價格與國內(nèi)通脹水平的關(guān)系一直處于高區(qū)制的階段，國際糧食價格對我國通脹水平為正。

綜上所述，雖然在不同時期和不同條件下，國際糧食價格對通貨膨脹影響程度不同，但兩者一直呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系，這些都充分說明，我國通脹水平與國際糧食價格之間存在著非線性的平滑轉(zhuǎn)移關(guān)系。

圖6　線性、非線性及轉(zhuǎn)移變量的時間序列　　　　　　　　　　圖7　原始及擬合數(shù)據(jù)的時間序列

圖6給出了線性部分(Linear part)、非線性部分(Nonlinear part)之間關(guān)系的時間序列圖，圖6顯示的是擬合數(shù)據(jù)(Fitted series)和原始數(shù)據(jù)(Orig series)相比較下的時間序列圖?？梢钥闯?，與傳統(tǒng)的線性回歸模型相比，LSTR1模型用來描述通脹水平與國際糧食價格之間的關(guān)系時，優(yōu)勢比較明顯：一方面，與原始數(shù)據(jù)相比較，LSTR1的的擬合效果要好于傳統(tǒng)線性模型，如圖7所示，LSTR1所產(chǎn)生的擬合數(shù)據(jù)的動態(tài)曲線趨勢與原始數(shù)據(jù)的動態(tài)曲線趨勢基本相似，這意味著該文所估計的非線性模型能夠很好地解釋國際糧食價格與通貨膨脹之間的動態(tài)關(guān)系； 另一方面，它能更有效地捕捉到在不同經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，國際糧食價格與通貨膨脹之間的非線性動態(tài)轉(zhuǎn)換關(guān)系，這是傳統(tǒng)線性模型所無法實現(xiàn)的。

3.2基于STR結(jié)果的分析

結(jié)合STR模型輸出結(jié)果，國際糧食價格與國內(nèi)通脹水平波動趨勢可以以1995年為分界點， 1995年之前，國際糧食價格與通脹水平之間關(guān)系頻繁在低區(qū)制狀態(tài)和高區(qū)制狀態(tài)間轉(zhuǎn)換，這一期間，國際糧食價格與國內(nèi)通脹水平之間的關(guān)系并不顯著，主要是由于這一時期，我國糧食流通體系仍然實行計劃經(jīng)濟(jì)時期的統(tǒng)購統(tǒng)銷制度，直到1995年，中國糧食市場化改革才真正啟動，從1995年開始，糧食購銷政策雖然仍是實行價格“雙軌制”，即政府通過強(qiáng)制性低價收購與低價定量供應(yīng)一定數(shù)量的糧食，從而來保證糧食供給的穩(wěn)定，在此前提下，放開糧食市場購銷。但政府重申了議購糧食應(yīng)隨行就市，不允許搞“二定購”。隨著糧食流通體制改革的深入，糧食價格市場化程度不斷提高，國際糧食價格與國內(nèi)糧食價格聯(lián)動性增強(qiáng)，進(jìn)而影響到物價水平，從而帶動通貨膨脹水平的波動，從圖5可以看出， 1995年以后中國通脹進(jìn)入并始終維持在高機(jī)制狀態(tài)，政策改變的時滯性開始消減，國際糧價的波動與國內(nèi)通脹水平關(guān)系顯著，國際糧食價格通過影響國內(nèi)糧價進(jìn)行影響國內(nèi)通脹水平，這種傳導(dǎo)機(jī)制主要表現(xiàn)在以下幾個方面，見圖8，首先國際糧食價格上漲會導(dǎo)致進(jìn)口糧食價格上漲，從而推漲國內(nèi)糧食價格，進(jìn)一步帶動國內(nèi)糧食零售價格上漲，同時由于大宗糧食品種之間具有較強(qiáng)的互補(bǔ)性，如大米和面粉，大米價格上漲，消費者就會降低大米的消費量轉(zhuǎn)而增加面粉的消費量，同樣，面粉價格上漲，消費者同樣會降低面粉的消費量轉(zhuǎn)而增加大米的消費量，也就是一種糧食價格上漲后，消費者會選購相應(yīng)的替代品，從而導(dǎo)致相關(guān)的替代品價格上漲。其次不同糧食品種之間的價格比例關(guān)系的調(diào)整也會帶動整體糧食價格水平的上漲，比較典型的案例就是2008年豆類價格的大幅度上漲，導(dǎo)致國內(nèi)北方地區(qū)農(nóng)民棄種利潤低的玉米而改種大豆和花生等油料作物，結(jié)果導(dǎo)致玉米產(chǎn)量下降，供不應(yīng)求，價格上漲。另一種情況是進(jìn)口糧食價格上漲導(dǎo)致飼料及原料價格上漲，進(jìn)而導(dǎo)致肉禽蛋等副食及油脂價格上漲，如大豆價格上漲導(dǎo)致豆粕價格上漲，進(jìn)而推高CPI中權(quán)重較大的豬肉價格； 還有就是食品消費價格上漲直接引起通貨膨脹預(yù)期，并導(dǎo)致其他商品價格上漲，進(jìn)而帶動工資利潤和利息等上漲，進(jìn)而引起其他工業(yè)的成本提高和產(chǎn)品價格的繼續(xù)上升，通貨膨脹預(yù)期的形成，又可能導(dǎo)致糧食存貨調(diào)整，加大糧價波動不斷上漲逐漸扭轉(zhuǎn)消費者預(yù)期，一方面通過示范效應(yīng)推動相關(guān)農(nóng)產(chǎn)品價格在短期內(nèi)全面上漲，此外， 2008年金融危機(jī)后糧食作為戰(zhàn)略資源的屬性得到各國充分重視其價值進(jìn)一步凸顯加之生物燃料對糧食需求增加以及國際期貨市場糧價飆升的推波助瀾等外生因素也強(qiáng)化了國際糧價上升對國內(nèi)CPI的影響程度導(dǎo)致CPI呈現(xiàn)出成本推動通貨膨脹的特征，這也反映出國際糧價在不同機(jī)制狀態(tài)下對CPI的非對稱影響，由此也表明非線性STR模型結(jié)果準(zhǔn)確地刻畫了國際糧食價格波動對國內(nèi)通脹水平影響的動態(tài)關(guān)系，較好地反映了現(xiàn)實經(jīng)濟(jì)狀況。

圖8　國際糧食價格上漲對我國CPI影響的傳導(dǎo)

4結(jié)論及政策建議

4.1結(jié)論

已有的關(guān)于國際糧食價格對通貨膨脹影響的研究都是基于線性回歸的角度開展的，該文引用國外近年來興起的平滑轉(zhuǎn)換回歸模型(STR模型)，從非線性的角度對國際糧食價格對國內(nèi)通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行了實證分析，探尋二者之間的非線性關(guān)系以及相互作用機(jī)制。通過平滑轉(zhuǎn)換回歸模型(STR模型)的計算結(jié)果表明，國際糧食價格對我國通貨膨脹水平的影響表現(xiàn)出顯著的非對稱性動態(tài)特征，明確了國際糧食價格對國內(nèi)通脹水平的正向作用，也就是國際糧食價格會加劇通貨膨脹水平。該文以滯后1期的通脹水平dcpi(t-1)變化作為轉(zhuǎn)移變量(由LSTR模型內(nèi)生確定)度量了國際糧食價格與我國通貨膨脹水平之間的狀態(tài)依存性，即依賴于滯后1期通脹水平的大小變換，當(dāng)期的國內(nèi)通脹水平在高區(qū)制狀態(tài)與低區(qū)制狀態(tài)之間進(jìn)行非線性地轉(zhuǎn)換，當(dāng)轉(zhuǎn)換變量較小時，國際糧食價格拉動通脹水平作用并不明顯。當(dāng)轉(zhuǎn)換變量較大時，國際糧食價格明顯地加劇了國內(nèi)通脹水平。同時擬合數(shù)據(jù)的時間序列圖與原始數(shù)據(jù)時間序列圖相似度較高，很好地檢驗了模型的解釋能力，然而該文仍存在一些不足的地方，雖然從非線性的角度估計了國際糧食價格對國內(nèi)通脹水平的影響，但實證的過程仍然是基于二元時間序列基礎(chǔ)上，并沒有考慮影響城鄉(xiāng)收入差距的其他因素，因此進(jìn)一步研究可以考慮進(jìn)一步擴(kuò)展指標(biāo)變量的選擇。

4.2政策建議

當(dāng)前，我國正處于經(jīng)濟(jì)新常態(tài)的發(fā)展階段，在經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展的同時，應(yīng)完善相關(guān)政策，減輕國際糧價對我國通貨膨脹水平的影響。

首先，加強(qiáng)對國際糧價變化趨勢的分析和預(yù)判。在對國際糧價變化趨勢進(jìn)行分析時，可以依托相關(guān)的價格監(jiān)測部門，建立一套專業(yè)性較強(qiáng)的國際糧價監(jiān)測和預(yù)警系統(tǒng)，以便及時對國際糧價的走勢進(jìn)行分析和預(yù)判，進(jìn)而提高相關(guān)政策制定的前瞻性。

其次，增強(qiáng)農(nóng)民種糧積極性，促進(jìn)國內(nèi)糧食產(chǎn)量穩(wěn)定增長?？梢詫r(nóng)民進(jìn)行適度的種糧補(bǔ)貼政策，對種糧大戶進(jìn)行優(yōu)惠利率政策，加大種糧的激勵力度，適度提高糧食收購價格的最低限度，以增強(qiáng)農(nóng)民種糧積極性，促進(jìn)國內(nèi)糧食產(chǎn)量的穩(wěn)定增長。

最后，完善國內(nèi)價格調(diào)控政策。我國政府物價管理部門應(yīng)加強(qiáng)對國內(nèi)市場價格的監(jiān)測、檢查與調(diào)控，維持物價的穩(wěn)定，建立國內(nèi)CPI統(tǒng)計制度，定期公布CPI統(tǒng)計數(shù)據(jù)，并根據(jù)CPI統(tǒng)計數(shù)據(jù)的變化，采取相應(yīng)的貨幣政策和財政政策進(jìn)行調(diào)節(jié)，有效管理通貨膨脹預(yù)期。

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NONLINEAR RELATIONSHIP BETWEEN THE INFLATION AND INTERNATIONAL GRAIN PRICE BASED ON STR MODEL

Quan Ying，Zheng Ce※

(1.Changchun College of Finance and Economics，Changchun Jilin 130122，China；2.School of economics，Northeast Normal University，Changchun Jilin 130117，China；3.Institute of Special Animal and Plant Sciences，Chinese Academy of Agricultural Sciences，Changchun Jilin 130112，China)

AbstractUsing the Smooth Transition Model(STR model)，this paper discussed the non-linear relationship between inflation and international grain price based on the sample data from 1987-2014.The international food price index and the CPI index were selected as the international grain price and inflation indicators，respectively.The results showed that the impact of international grain price on the inflation in China presented a strong non-linear dynamic transfer characteristics.International grain price changed nonlinearly between high and low regime along with the transition variable.When the transition variable was less than the inflection point C，the effect of international grain price on the inflation was not obvious.However，when the transition variable was greater than the inflection point C，the international grain price significantly widened the inflation level.Moreover，the chart of fitting series was similar to the chart of original series，it indicated that the model had good explanatory ability.

Key wordsinternational grain price； inflation； STR model

doi:10.7621/cjarrp.1005-9121.20160320

收稿日期：2015-07-27

作者簡介：全穎(1981—)，女，遼寧瓦房店人，博士、講師。研究方向：金融改革與發(fā)展?！ㄓ嵶髡撸亨嵅?1984—)，男，吉林長春人，助理研究員。研究方向：農(nóng)村經(jīng)濟(jì)。Email：zhengce1984@sina.com *資助項目：吉林省教育廳“十三五”社會科學(xué)研究項目資助“基于互聯(lián)網(wǎng)金融的吉林省中小微企業(yè)融資模式研究”(吉教科文合字[2016]557號)

中圖分類號：F323.7

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005-9121[2016]03-0116-08