第一部分 非平穩時間序列的理論與方法

通貨膨脹預期與Granger因果性研究

引言

糧價和通貨膨脹之間的因果關系，一直是我國宏觀經濟研究中存在爭論的一個熱點問題。長期以來，相互對立的兩種觀點共同存在。以部分研究者和政府官員為代表的傳統觀點認為，糧價對其他行業有波及效果，糧食價格的上漲會導致通貨膨脹（戴根友，1995）。王秀清和錢小平（2004）運用投入產出方法，計算了1981—2000年我國糧食價格上漲對各個部門的波及效果。雖然波及的效果在減弱，但沒有否認波及的效果存在。更有甚者，認為中國的糧食價格上漲不僅會導致中國的通貨膨脹，更可能在全球引發所謂“蝴蝶效應”，導致全球性的通貨膨脹。但是，這樣的觀點受到了盧鋒和彭凱翔（2002）、Gale Johnson和宋國青（1999），以及林毅夫等（1997）一系列實證研究的沖擊。這些研究，主要運用Granger因果檢驗，得出通貨膨脹的變化是發生在糧食價格變化之前的結果，以此否定了傳統的觀點，認為通貨膨脹才是引起糧價變化的原因。這些觀點主要的經濟解釋和實證支持認為通貨膨脹會改變農戶對真實利息的預期，從而改變農戶家庭存糧的變化，帶來糧食市場的供需變化，而導致糧價的波動（盧鋒和彭凱翔，2002；孫希芳和牟春勝，2004）。

但是筆者認為，上述的實證分析結果存在某些技術方面的缺陷。Granger因果關系（Granger causality）不是通常意義的因果關系，Granger因果檢驗的結果在現實中可以解釋為兩個截然不同甚至對立的因果關系（Cochrane,1997）。實際上，中國政府對糧食價格穩定一直都存在強大的干預（盧鋒，1999；王小魯，2001；孫希芳等，2002）。這種對糧食價格的干預，通常會強于微觀農戶存糧行為對市場的沖擊。如果對Granger因果檢驗結果的解釋中，僅考慮農戶的行為，而忽略政府的行為，其政策解釋出現偏差是很難避免的。例如，對于通貨膨脹是糧價變化的Granger原因，我們也可以解釋為政府根據未來糧價的預期變化通過政策調整影響現在的通貨膨脹，如給城市居民增加工資或者實施副食補貼等。這樣，糧價的變化就成了通貨膨脹的原因。從本文以下的分析中我們發現，我國政府在政策的選擇中一直存在對城市居民的食物消費能力和農戶收入穩定之間的一個權衡。對于不同的政策目的，政府會采取不同的政策，或調整通貨膨脹，或干預糧食價格。這樣，既使糧食價格不至于過低，從而既保護生產者農民的利益，維護農村的穩定和“國家的糧食安全”；又不使得糧食的價格過高以影響城市居民的生活。在這樣的政策背景下，我們完全有理由提出這樣的疑問，那就是為什么通貨膨脹和糧價之間的影響就一定是單向的、而不是雙向的呢？

本文結合我國政府對糧價存在干預的特點，指出Granger檢驗弱點的同時，應用誤差修正模型，在現有的分析框架中導入政府的行為，對1950—2003年我國糧食收購價格指數和城市居民消費價格指數之間的關系進行再探討。由于我們彌補了研究方法上的缺陷，本文得出有別于現有的實證研究結果的政策解釋：在中國政府對糧食市場存在強大干預的背景下，中國糧食價格和通貨膨脹之間存在長期的均衡，同時它們之間存在雙向的因果關系。

一、糧價和通貨膨脹的關系與Granger因果性

應該強調的是，Granger因果性的檢驗只是有助于減少時間序列的預測誤差，而對政策分析是沒有多少作用的。Granger因果性對政策分析來說，既不是充分條件也不是必要條件，因為它沒有對變量的外生性進行分析（Ericsson,1992; Ericsson et.al.,1998）。在政策分析中，我們更關注的是變量的外生性。所謂外生性，是指其是外在給定（Given）的，它們的變化不會對我們所關注的參數（Parameters of Interest）產生影響（Engle, Hendry and Richard,1983）。現有用Granger因果分析做出的關于中國糧價和通貨膨脹的結論，很多是在沒有分析政策工具變量外生性的基礎上得到的。而且在這些研究中，很多混同了Granger因果關系和一般因果關系的概念。這里需要指出的是Granger因果關系不是通常意義上的因果關系，其原因有二。

第一，在Granger因果分析中，我們可能存在相關變量的缺失（Cochrane,1997）。物價和糧價之間因果關系可能和第三個變量相關，一般可以考慮的是農業生產要素價格。如圖1所示，我們假設糧價上漲會引起工資上漲，從而導致通貨膨脹；工資上漲會導致農業生產要素價格上漲；農業生產要素價格上漲又會導致糧價上漲。這三者為一因果循環關系。如果從糧價上漲到通貨膨脹的這一環節長于通貨膨脹到農業生產要素價格上漲和農業生產要素價格上漲到糧食價格上漲兩個環節的時間長度，Granger因果檢驗的結果也會很容易顯示成通貨膨脹是導致糧食價格上漲的Granger原因。從這樣的角度出發，如果將Granger因果關系等同于一般因果關系，解釋結果容易出現偏差就在所難免了。同時從計量模型分析的本身考慮，存在這樣的第三變量也會妨礙Granger因果分析的正確性（Toda and Phillips,1993）。

第二，Granger因果檢驗的結果可以在現實經濟中被解釋為截然不同的兩種因果關系。盧鋒和彭凱翔等人的研究把Granger因果關系等同于通常意義上的因果關系，他們利用Granger檢驗雖然證實了通貨膨脹是糧價變化的Granger原因的假說，同時也拒絕了糧價變化是通貨膨脹的Granger原因的假說。但是這樣的結論是不能否定糧價實際上存在對通貨膨脹的反作用。這和Cochrane（1997）指出的GDP和貨幣需要之間的因果關系有異曲同工之處。Sims（1972）運用Granger因果檢驗發現貨幣變化是GDP變化的Granger原因，同時拒絕了GDP增長是貨幣變化的Granger原因的假設。不過，因為貨幣是美聯儲發行的，所以這樣的結果可以解釋為兩種相反的因果假說：或是美聯儲預期未來的GDP增長而調整現在的貨幣供給，這樣，GDP變化就是貨幣供給變化的原因；或是美聯儲通過過去的貨幣引起GDP變化的信息調整現在的貨幣供給，這樣，貨幣就是GDP變化的原因。在糧價和通貨膨脹之間的關系也是相似的。

有研究認為從新中國成立到現在，糧價一直受到政府的干預。政府干預糧價的目的是“保護糧食生產者的積極性，維護經營者、消費者的合法權益”。說的更具體些就是：一是使得糧食價格不至于過低，從而避免傷害作為生產者的農民的利益，維護農村的穩定和“國家的糧食安全”；二是使得糧食的價格又不至于過高以影響城市居民的生活。在改革開放前，政府采取統購統銷的政策嚴格控制市場的糧食供需和糧價；改革開放后，政府雖然逐步放開了糧價，但是政府對糧食價格還是一直通過保護價收購和國有糧食儲備系統進行干預的（林毅夫等，1994；曹寶明，2001）。即使到了2004年，政府雖然提出了糧食“價格主要由市場供求形成”，國家還是要“加強糧食流通管理，增強對糧食市場的調控能力”，依然保持著對糧食市場強大的干預能力。

通貨膨脹是糧價變化的Granger原因，在政府干預糧食市場的背景下，也可以有兩種截然不同的解釋。如果政府根據過去通貨膨脹的信息調整現在的糧價，這樣，通貨膨脹是糧價變化的Granger原因就可以解釋為通貨膨脹是糧價變化的原因。這和現有研究的主流觀點（盧鋒和彭凱翔，2002）是一致的。但是這樣的實證結果也可以解釋為：現在的通貨膨脹是基于對未來糧價上漲的預期，也就是說糧價的調整是通貨膨脹的原因。這和政府官員的觀點，以及我國改革開放的宏觀政策背景相一致。按照國務院公布的《糧食流通管理條例》，政府干預市場的目的是保護農民的利益，維護農村的穩定。假設當某種原因，比如匯率變化或者利息變化（盧鋒和彭凱翔，2002），導致了通貨膨脹，糧食的真實價格會下降，政府為了確保作為糧食生產者的農民的積極性，維護農村的穩定和確保我國的糧食安全，必然會在物價上漲后通過保護價收購等手段干預糧食市場，提高糧食的價格。在這樣的政策背景下，通貨膨脹是糧價變化的Granger原因就可以解釋為通貨膨脹是糧價變化的原因。

但是，如果政府控制糧價的目的是為不使高糧價壓迫城市居民的消費，對Granger因果結論的解釋就會截然不同。我們知道，從新中國成立初到20世紀90年代初期的很長一段時間，尤其在計劃經濟時代，為了實現工業化，我國的農產品價格被政府壓得很低，工農產品之間長期存在“剪刀差”（林毅夫等，1994）。在這樣的政策背景下，政府認為如果全面放開糧價，糧價上升必然會壓迫城市居民的消費，導致城市居民生活的不安。為應對這樣的困境，政府在調整糧價之前必須先增加居民的收入，增加貨幣供給，這可能導致通貨膨脹發生在糧價變化之前；通貨膨脹是糧價變化的Granger原因就可以解釋為政府預期未來的糧食價格要上漲，而采取政策增加城市居民的收入。在改革開放之后，中央和地方政府在調整糧食價格的同時，頒布了一系列文件來增加城市居民的收入，比如實行和提高副食品補貼的發放，或者直接增加工資，從而導致通貨膨脹領先于物價上漲。在這樣的政策背景下，通貨膨脹是糧價變化的Granger原因就可以解釋為糧價變化是通貨膨脹的原因。這又回到傳統的糧價是通貨膨脹原因的觀點。可以舉一個形象的例子闡述上面的解釋：人們在新年之前都會寄新年賀卡，如果用Granger因果檢驗，我們會發現賀卡是新年的Granger原因。如果我們把Granger因果關系等同于通常意義的因果關系，就會得出賀卡是新年到來的原因。這顯然是不對的。正確的解釋是因為人們預期新年會到來，所以才寄出賀卡。這樣賀卡是新年到來的Granger原因就應該解釋為，新年是寄賀卡的原因。

在我國政府長期保持對糧食市場強大干預的背景下，上述所講的兩個原因是同時存在的，且這兩個原因并不是互相對立的。從長期角度，政府會在糧食價格和通貨膨脹之間做出一個權衡：糧食價格不至于過低，避免傷害作為生產者的農民利益，維護農村的穩定和“國家的糧食安全”；糧食價格又不能過高以影響城市居民的生活。從這樣的政策背景分析，我國的糧食價格和通貨膨脹之間應該存在一個長期均衡。如果這兩個變量是Ⅰ（1）過程，它們之間應該存在協整關系。如果從這一角度出發，糧食價格和通貨膨脹應該是一個互為因果的雙向關系，而不是一個單向的關系。在本文的后續部分中，我們將利用糧價和通貨膨脹數據來驗證這兩個假說。而現有研究，無論是支持通貨膨脹導致糧價上漲，還是支持糧食價格上漲導致通貨膨脹，都沒有在分析中強調政府對市場的干預，所以，現有的一些研究得出片面的結論也就在所難免了。

20世紀50年代以來，我們的糧食價格有很多種，包括了定購價、議購價、市場價等（盧鋒和彭凱翔，2002）。本文采用國家統計局公布的糧食收購價格指數（以下為FPI）來衡量糧價變動。選取糧食收購價格指數有利于保持數據的長期一致性，也符合本文的研究重點——研究政府干預對糧食價格和通貨膨脹的影響。雖然糧食市場價格和收購價格之間有時會有偏離，但是換算成指數后，二者的變動趨勢是基本一致的。我們采用城市居民消費者價格指數（CPI）來衡量通貨膨脹。因為糧食市場價格也是制定消費者價格指數的基礎，所以，選擇糧食收購價格指數來衡量糧價變動，還能夠部分地克服城市居民消費者價格指數和糧食市場價格之間的包含關系。研究區間為1950年到2003年。在時間序列分析中主要應用定基指數，以1950年價格=100，圖2表示了FPI和CPI兩個序列的變化趨勢。計算的軟件為EViews 5.0。

二、模型

（一）模型的設定

假設物價和糧價的變化是由以下的向量自回歸模型決定：

其中zt為包含兩個元素（FPIt　CPIt）的二維向量；vt為白噪聲向量；B i為一2×2系數矩陣。利用一階差分變形，并加入外生變量Rt，得到如下誤差修正模型：

式中εt為白噪聲向量；A為誤差修正向量的系數矩陣；γ為Rt的系數向量。由Granger表現定理A可以分解為兩個2 ×r 矩陣α和β，使得A=αβ＇（Engle and Granger,1987）。對于r，有如下三種情況：

（1）如果FPIt和CPIt均為平穩序列，可以得到r=2。直接用自回歸模型（2）進行估計。

（2）如果FPIt和CPIt均服從Ⅰ（1）過程，且它們之間存在協整關系，則r=1。得到一個差分后帶修正項的自回歸方程。稱為誤差修正模型。

（3）如果FPIt和CPIt均為非平穩的序列，且不存在協整關系，則r=0。可用僅包含差分項的自回歸方程來推斷系數。

情況（1）和情況（3）是比較簡單的兩種情況，復雜的是情況（2）。下面我們首先研究變量的平穩性問題。

（二）單位根檢驗

我們利用ADF檢驗（Augmented Dickey-Fuller Test）討論FPIt和CPIt的平穩性問題。一般而言，物價和糧價的變化均存在長期趨勢（Linear Trend）。考慮一般的時間序列，方程中加入趨勢項μ，如式（3）所示：

模型滯后長度的選擇是非常重要的，不同滯后長度可能會得出不同的結果。如果沒有對滯后長度的選擇設立客觀標準，可能會導致研究結論不具有穩健性（Robust）。一般，可用兩類方法選擇滯后長度：t值規則（General-to-specific sequential t rule）和信息準則（Information Criteria）。t值規則首先假設一個很大的滯后項，然后逐步減少滯后項直到最大滯后項系數的t值顯著，但是這樣的規則有時會發生錯誤判別（Hayashi,2000）。信息準則被認為是選擇滯后長度的較好標準，它的基本含義是：變量個數增加導致模型擬合度增加的同時對變量的個數進行懲罰，在擬合度與變量之間的個數之間做出最優選擇。共有三個信息準則：Akaike, Hannan-Quinn以及Schwarz準則。Schwarz信息準則用貝葉斯方法，也稱為貝葉斯信息準則（BIC）。Gonzaloand和Pitarakis（2000）以及Ng和Peron（2001）對這三個準則的效率做了很好的總結。本研究利用BIC作為選擇模型的滯后長度，簡言之，選擇滯后項數的長度使以下方程準則達到最小值：

其中n是樣本數量；k是滯后項數；ln, k是對數最大似然值。

表1給出了物價指數和糧食收購價格指數零階（Ⅰ（0））和一階差分（Ⅰ（1））的ADF檢驗結果。對于FPI和CPI，水平數據的t值都不能拒絕單位根存在的假設，即它們都不是Ⅰ（0）過程。但對于FPI和CPI 的一階差分變量，均在5%的顯著水準拒絕單位根存在的假設。所以我們接受FPI 和CPI 均是Ⅰ（1）過程的假說。

（三）協整檢驗

在驗證FPI 和CPI 均為Ⅰ（1）后，我們檢驗通貨膨脹和糧食價格之間是否存在長期均衡。均衡中的參數即為我們關注的變量（Parameters of Interests）。Johansen（1995）給出VAR中水平變量系數矩陣A的秩檢驗。Johansen方法包含兩種統計量：跡和最大特征值檢驗。從長期的變動出發，通貨膨脹和糧價的變化都存在時間趨勢，協整方程中也可能存在時間趨勢，所以協整方程中加入截距項ρ0和時間趨勢ρ1：

同時在差分方程中，加入線性趨勢。表2給出了滯后長度為1的跡檢驗和最大特征值檢驗的結果。結果表明，跡檢驗和最大特征值檢驗均在1%的顯著水平拒絕了不存在協整關系的假設，接受存在一個協整關系的假設。

（四）向量誤差修正模型

下面利用方程（2）討論糧價和通貨膨脹之間存在的長期與短期關系。根據Granger表現定理。矩陣A可以分解為兩個2×1矩陣α和β。我們假設α=（α1, α2＇）。從長期均衡分析，β＇zt-1應該逐漸趨向于其平均值——零。但在短期內，由于受到外在的沖擊，β＇zt-1一般不為零。例如自然災害的影響造成糧食歉收，導致糧食價格上漲；我們有β＇zt-1＞0。這時αβ＇zt-1促使Δzt進行調整，從而使得β＇zt-1恢復到長期的均值（Engel and Granger,1987; Johansen,2002）。

假設這里我們關注的參數是長期均衡關系β。Johansen（1992）提出基于VECM的似然比檢驗討論弱外生的存在性，但協整關系存在的情況下，變量之間的外生性檢驗變得復雜和不確定。在我們的模型中，由于α1和α2可以解釋為序列FPI 和CPI 在長期內對不均衡的調整，而這樣的調整一般是政府通過政策工具變量來完成。如果估計結果能夠拒絕αi=0（i=1,2）的假設，這就表明該變量會對FPI 和CPI之間存在的不均衡及時做出修正，不管這樣的不均衡是由糧食價格FPI 還是通貨膨脹CPI 帶來的，這時我們就可以拒絕FPI 或者CPI是弱外生的假設（Ericsson,1992）。

在協整方程中加入截距和時間趨勢，如式（5）所示。我們采用1950—2003年的數據，考慮到時間序列可能發生結構性的變化，加入虛擬變量作為外生變量來反映這樣的變化，其取值如下：1978年以前為1,1978年以后為0。

盧鋒和彭凱翔（2002）選擇滯后12期分析問題，考慮到他們已經對價格做了季節性調整，所以滯后12期的選擇不一定是合理的。這里，我們用Schwarz信息準則選擇滯后變量的長度。通過計算，滯后1期的Schwarz信息準則最小，所以正確的模型應該是滯后1期的。為便于比較，表3給出了滯后1期和2期的VECM的估計結果。所有的R2都超過0.7，表明模型具有較好的擬合性。

表3同時給出了FPI和CPI的長期均衡關系。把FPI（-1）的系數標準化為1, CPI（-1）的系數為-1.664，且顯著性很高。表明我國的糧價和物價在新中國成立后存在一個長期的均衡，且這種均衡是一種正的相互關系。假設物價增加ΔCPI，糧價會增加1.664 ΔCPI。α1和α2均為負值，且顯著水平均為1%，說明FPI和CPI同時會對短期的不均衡做出調整后趨向長期的均衡，也可以說在長期內，糧價和通貨膨脹存在相互的因果關系。假設短期內糧價由于受到歉收的影響，使得糧食價格指數變高，或者由于其他政策原因（比如利息或者匯率），使得糧食價格指數和物價指數偏離1單位；在下一期的指數變化中，ΔFPI的調整會比正常調整減少0.729單位，ΔCPI的調整會比正常調整減少0.074單位，這樣的調整一直持續到β＇zt-1=0。由于糧食價格指數和消費者價格指數同時對不均衡做出調整，這也拒絕了FPI和CPI相對于協整均衡系數β是弱外生性的假設（Ericsson,1992; Johansen, 1992,2002; Ericsson等，1998）。

兩個方程中，D（FPI（-1））的系數均不顯著，而D（CPI（-1））的系數都是顯著的。這表明在短期內，CPI 是FPI 變化的Granger原因（Granger,1987）。這也和現有的研究相一致。同時，虛擬變量的系數在統計上也是顯著的，說明改革開放使FPI 和CPI 的關系發生結構性的變化（見圖3）。

為了便于比較不同的滯后長度可能帶來的不同結果，表3中同時也給出滯后2期的估計結果。可以發現滯后2期的Schwarz信息準則大于滯后1期的模型，說明了滯后1期模型優于滯后2期模型。但是，如果我們選擇了滯后2期的模型，會發現α2不顯著。這時我們不能拒絕α2=0的假設。這樣得出消費者物價可能不會對短期的糧價和物價之間的不均衡做出調整，而只由糧價來調整這樣的不均衡。也就是說在長期內存在物價導致糧價變化的Granger原因，而不存在糧價導致物價變化的Granger原因，這和盧鋒等人的研究結果是一致的。

三、結論

現有的一些研究文獻運用Granger因果檢驗方法給出：拒絕糧價是導致通貨膨脹的Granger原因的假說，而接受通貨膨脹是導致糧價變化的Granger原因的假說。但是這些研究可能誤解了Granger因果檢驗的含義，混同了Granger因果性和一般的因果關系，造成他們把通貨膨脹是導致糧價變化的Granger原因解釋為通貨膨脹是導致糧價變化的原因。本文指出了這些研究成果在理論解釋和建模技術上的一些不足，尤其是指出對Granger檢驗結果的誤解。此外，本文還運用誤差修正模型，引入政府干預糧食市場的行為，重新分析了新中國成立后我國糧食價格指數和通貨膨脹之間的關系。實證結果表明在我國糧食價格和通貨膨脹之間一個長期的均衡，同時它們之間存在雙向的因果關系，并且否定了糧食價格或通貨膨脹相對于它們之間的長期均衡系數為弱外生的假說。

本研究的結果也表明新中國成立后我國政府一直在調整通貨膨脹和糧食價格以使它們保持在一個均衡的水準。既使糧食價格不至于過低以保證作為糧食生產者的農民的利益，也保證糧食價格不至于過高，從而不會壓迫城市居民的生活。政府調整糧價和干預物價的政策之間是互為因果關系的，而且政府干預政策手段相對于物價和糧價之間的均衡不是弱外生的。本文在論述Granger因果性不是通常意義因果關系的同時，沒有考慮缺失的相關變量——農業生產要素價格的影響。由于缺乏長期的值得信賴的生產要素價格數據，這一變量沒有包含在本文的實證分析中。如何將缺失的相關重要變量納入實證分析，應該成為我們將來的研究課題。

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原載《數量經濟技術經濟研究》2008年第4期