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摘 要：本文以2001年1月至2014年12月的月度食品价格指数数据为样本，运用修正误差模型和Granger检验方法，对我国食品产业链上下游价格传导机制进行实证研究，结果表明：食品类CPI是食品类PPI的单方向的格兰杰原因，即前者的滞后值可以帮助预测后者，而后者却不能预测前者。
关键词：价格指数；食品行业；传导机制；Granger 检验
一、引言
居民消费价格指数CPI和工业生产者出厂价格指数PPI对调控物价至关重要。CPI构成有八大类，其中食品占比三成左右。因此，研究食品类CPI和食品类PPI具有重要意义。本文对食品价格链进行分析，然后在相关数据的基础上构建VECM模型，最后得到食品类CPI和食品类PPI之间的传导关系。
二、食品价格链传导机制分析
（一）数据说明
本章在对食品价格链传导机制的实证研究中，选取了食品类的生产者物价指数（PPI食品）和食品类的消费者物价指数（CPI食品），分别代表食品产业链的上游和下游价格。所用数据为2001年1月至2014年12月的准定基数据，相关数据来源于中国统计局，所有数据均经过季节性调整并取自然对数。
（二）变量平稳性检验
首先，用ADF单位根检验方法对PPI食品和CPI食品进行检验，检验结果表明在5%的显著性水平下，变量PPI食品和CPI食品均不平稳。在对变量进行一阶差分后，发现变量在1%的显著性水平下都拒绝了存在单位根的假设，表明所有变量均为一阶单整。
（三）确定滞后阶数
根据各滞后长度准则对滞后期的选择，最后选择FPE准则和AIC准则，确定的最佳滞后阶数为2，模型为VAR（2） 。
（四）协整检验
本文采用本文采用Johansen协整检验研究食品价格链中CPI食品和PPI食品是否存在长期均衡关系。
表3说明变量之间存在协整关系，且只存在一个协整方程。其表达式为：
CPI食品=-0.5503PPI食品
（0.13047）
可以看出，食品居民消费价格指数与食品消费者生产价格指数负相关。
（五）误差修正模型
CPI食品和PPI食品之间存在长期均衡关系，可以通过建立误差修正模型分析各价格指数的短期波动情况，得到短期误差修正模型为：
D（CPI食品） = - 0.069（ CPI食品（-1） - 2.055*PPI食品 （-1） + 4.848） - 0.241*D（CPI食品（-1）） - 0.107D（CPI食品 （-2）） + 1.166*D（PPI食品 （-1）） - 0.002*D（PPI食品（-2）） + 0.004ecm
（六）格兰杰因果检验
在确定了CPI食品和PPI食品长期均衡关系和短期反向修正机制后，本文将通过格兰杰因果检验研究各价格指数间的具体传导机制。
表4的结果表明，在5%的显著性水平下，PPI食品是CPI食品的格兰杰原因。
三、结论
本文从以上讨论可以得结论是：
（一）食品类CPI和食品类PPI有重要的联系，两个指数间可能存在因果关系。
（二）本文根据2001年1月至2013年12月的食品类PPI和食品类CPI的数据进行计量检验，说明食品类CPI是食品类PPI的单方向的格兰杰原因，即前者的滞后值可以帮助预测后者，而后者却不能预测前者。
参考文献：
[1] 许世卫， 李哲敏， 董晓霞， 等.中国农产品在产销间价格传导机制研究[J].资源科学， 2010， 11.
[2] 董晓霞， 许世卫， 李哲敏， 等.我国奶业产业链价格波动传导机制分析[J].价格理论与实践， 2010 （10）： 48-49.
[3] 张利庠， 张喜才.我国农业产业链中价格波动的传导与调控机制研究[J].经济理论与经济管理， 2011， 1： 104-112.
[4] 董晓霞， 许世卫， 李哲敏， 等.中国肉鸡养殖业的价格传导机制研究——基于 FDL 模型的实证分析[J].农业技术经济， 2011 （3）： 21-30.
[5] 何忠伟， 王琛， 刘芳.我国生猪产业产销间价格传导机制研究——基于 VAR 模型的实证分析[J].农业技术经济， 2012， 8： 005.
[6] 许世卫， 李哲敏， 孔繁涛， 等.农产品价格传导机制及其主要影响因素分析[J].中国科技论坛， 2012 （9）： 71-76.
关键词：价格指数；食品行业；传导机制；Granger 检验
一、引言
居民消费价格指数CPI和工业生产者出厂价格指数PPI对调控物价至关重要。CPI构成有八大类，其中食品占比三成左右。因此，研究食品类CPI和食品类PPI具有重要意义。本文对食品价格链进行分析，然后在相关数据的基础上构建VECM模型，最后得到食品类CPI和食品类PPI之间的传导关系。
二、食品价格链传导机制分析
（一）数据说明
本章在对食品价格链传导机制的实证研究中，选取了食品类的生产者物价指数（PPI食品）和食品类的消费者物价指数（CPI食品），分别代表食品产业链的上游和下游价格。所用数据为2001年1月至2014年12月的准定基数据，相关数据来源于中国统计局，所有数据均经过季节性调整并取自然对数。
（二）变量平稳性检验
首先，用ADF单位根检验方法对PPI食品和CPI食品进行检验，检验结果表明在5%的显著性水平下，变量PPI食品和CPI食品均不平稳。在对变量进行一阶差分后，发现变量在1%的显著性水平下都拒绝了存在单位根的假设，表明所有变量均为一阶单整。
（三）确定滞后阶数
根据各滞后长度准则对滞后期的选择，最后选择FPE准则和AIC准则，确定的最佳滞后阶数为2，模型为VAR（2） 。
（四）协整检验
本文采用本文采用Johansen协整检验研究食品价格链中CPI食品和PPI食品是否存在长期均衡关系。
表3说明变量之间存在协整关系，且只存在一个协整方程。其表达式为：
CPI食品=-0.5503PPI食品
（0.13047）
可以看出，食品居民消费价格指数与食品消费者生产价格指数负相关。
（五）误差修正模型
CPI食品和PPI食品之间存在长期均衡关系，可以通过建立误差修正模型分析各价格指数的短期波动情况，得到短期误差修正模型为：
D（CPI食品） = - 0.069（ CPI食品（-1） - 2.055*PPI食品 （-1） + 4.848） - 0.241*D（CPI食品（-1）） - 0.107D（CPI食品 （-2）） + 1.166*D（PPI食品 （-1）） - 0.002*D（PPI食品（-2）） + 0.004ecm
（六）格兰杰因果检验
在确定了CPI食品和PPI食品长期均衡关系和短期反向修正机制后，本文将通过格兰杰因果检验研究各价格指数间的具体传导机制。
表4的结果表明，在5%的显著性水平下，PPI食品是CPI食品的格兰杰原因。
三、结论
本文从以上讨论可以得结论是：
（一）食品类CPI和食品类PPI有重要的联系，两个指数间可能存在因果关系。
（二）本文根据2001年1月至2013年12月的食品类PPI和食品类CPI的数据进行计量检验，说明食品类CPI是食品类PPI的单方向的格兰杰原因，即前者的滞后值可以帮助预测后者，而后者却不能预测前者。
参考文献：
[1] 许世卫， 李哲敏， 董晓霞， 等.中国农产品在产销间价格传导机制研究[J].资源科学， 2010， 11.
[2] 董晓霞， 许世卫， 李哲敏， 等.我国奶业产业链价格波动传导机制分析[J].价格理论与实践， 2010 （10）： 48-49.
[3] 张利庠， 张喜才.我国农业产业链中价格波动的传导与调控机制研究[J].经济理论与经济管理， 2011， 1： 104-112.
[4] 董晓霞， 许世卫， 李哲敏， 等.中国肉鸡养殖业的价格传导机制研究——基于 FDL 模型的实证分析[J].农业技术经济， 2011 （3）： 21-30.
[5] 何忠伟， 王琛， 刘芳.我国生猪产业产销间价格传导机制研究——基于 VAR 模型的实证分析[J].农业技术经济， 2012， 8： 005.
[6] 许世卫， 李哲敏， 孔繁涛， 等.农产品价格传导机制及其主要影响因素分析[J].中国科技论坛， 2012 （9）： 71-76.