馬敬桂，黃 普

（1.長(zhǎng)江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院；2.湖北農(nóng)村發(fā)展研究中心，湖北 荊州 434023）

0 引言

低通脹和擴(kuò)大內(nèi)需是我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和宏觀調(diào)控的重要目標(biāo)?，F(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中，通貨膨脹與總需求之間總是相互影響相互制約的，如何促進(jìn)兩者之間的協(xié)調(diào)與平衡發(fā)展，一直是政府高度重視和努力探討的問(wèn)題。特別是隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和環(huán)境的變化，居民消費(fèi)需求問(wèn)題日益突出，成為影響和制約我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要因素。隨著近兩年我國(guó)CPI指數(shù)的不斷上漲，如何保持我國(guó)內(nèi)需政策的有效實(shí)施更是考驗(yàn)人們的智慧和理性。數(shù)據(jù)顯示在CPI與食品價(jià)格高漲的年份中，農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)與城市居民恩格爾系數(shù)的變化趨勢(shì)發(fā)生了一定的偏離，為什么會(huì)出現(xiàn)這種狀況？城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)差異與通貨膨脹之間有何種聯(lián)系是一個(gè)值得深入研究的問(wèn)題。大多數(shù)學(xué)者認(rèn)為通脹與食品價(jià)格上漲關(guān)系十分密切。在現(xiàn)實(shí)生活中，不論是食品價(jià)格上漲還是居民消費(fèi)物價(jià)上漲，都與居民的消費(fèi)水平息息相關(guān)，然而這些學(xué)者在研究食品價(jià)格上漲對(duì)通脹影響的同時(shí)，對(duì)CPI和食品價(jià)格對(duì)城鄉(xiāng)居民食品消費(fèi)支出占總支出的比重影響的分析卻相對(duì)較少。特別是農(nóng)村地區(qū)的消費(fèi)水平，收入較低，大部分的個(gè)人消費(fèi)支出都與食品有關(guān)。城市居民的食品消費(fèi)需求比重極少的現(xiàn)狀遠(yuǎn)遠(yuǎn)夠不成對(duì)通貨膨脹的沖擊，使得食品價(jià)格能否有效調(diào)節(jié)通貨膨脹問(wèn)題產(chǎn)生了質(zhì)疑。本文通過(guò)SVAR長(zhǎng)期約束模型，分析通脹、食品價(jià)格與城鄉(xiāng)居民恩格爾系數(shù)差異之間的動(dòng)態(tài)影響關(guān)系，解釋城市和農(nóng)村不同的通貨膨脹形成機(jī)制，并得出相關(guān)結(jié)論。

1 SVAR模型的建立

SVAR是一種對(duì)VAR模型進(jìn)行結(jié)構(gòu)性分解方法。它是在Efron（1986，1993）的plug-in原理的小樣本最優(yōu)估計(jì)基礎(chǔ)上，與Blanchard和Quah（1989）提出的一種施加基于經(jīng)濟(jì)理論長(zhǎng)期約束的結(jié)構(gòu)化方法的結(jié)合。

1.1 SVAR模型的建立

假設(shè)本文擬估計(jì)的模型中存在四種在所有的領(lǐng)先期與滯后期彼此之間互不相關(guān)的沖擊，通脹沖擊（）、食品價(jià)格沖擊（）、城市恩格爾系數(shù)沖擊（）、農(nóng)村恩格爾系數(shù)沖擊（）。通脹沖擊表示的是居民消費(fèi)價(jià)格的的變化，食品價(jià)格沖擊表示的是居民消費(fèi)中食品必需品的價(jià)格指數(shù)，城市恩格爾系數(shù)沖擊表示為城市居民恩格爾系數(shù)的變化沖擊，農(nóng)村恩格爾系數(shù)沖擊表示為農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)的變化沖擊。由第一部分的模型設(shè)定，進(jìn)一步假設(shè)通脹序列（DCPIt）、食品價(jià)格序列（DFPIt）、城市居民恩格爾系數(shù)序列（DCITYt）、農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)序列（DVILt）同時(shí)受到通脹沖擊、食品價(jià)格沖擊、城市居民恩格爾系數(shù)沖擊、農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)沖擊的影響。平穩(wěn)過(guò)程 DCPIt、DFPIt、DCITYt和DVILt可以分別表示為移動(dòng)平均過(guò)程，在四個(gè)移動(dòng)平均過(guò)程中，DCPIt、DFPIt、DCITYt和DVILt分別表示為當(dāng)期與滯后各期通脹沖擊、食品價(jià)格沖擊、城市居民恩格爾系數(shù)沖擊、農(nóng)村居民恩格爾系數(shù)沖擊的線(xiàn)性組合，設(shè)定的模型為：

（1）式為四變量的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，Sij(L)這里是滯后算子多項(xiàng)式：

（2）式可以寫(xiě)成緊湊形式：

1.2 長(zhǎng)期約束的設(shè)定

為估計(jì)S(L)與υt，首先需要通過(guò)最小二乘法（OLS）估計(jì)簡(jiǎn)化式VAR模型Xt=Φ(L)Xt-1+εt，然后簡(jiǎn)化式表示成無(wú)窮的VAR(+∞)形式Xt=C(L)εt，在根據(jù)結(jié)構(gòu)式可以得到 C(L)εt=S(L)υt。由于 C(0)=I4，可以得到 S(0)υt=εt，并且有：

由（4）式可以得到關(guān)于 Sij(0)(i=1,2,3,4;j=1,2,3,4)的10個(gè)方程，還需要另外6個(gè)方程才可以求解Sij(0)，為此我們施加六個(gè)基于經(jīng)濟(jì)理論的長(zhǎng)期約束。

2 數(shù)據(jù)與模型分析

2.1 數(shù)據(jù)說(shuō)明

經(jīng)過(guò)前一節(jié)的模型設(shè)定，本文所需要分析的數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)年（1979～2010）和中國(guó)統(tǒng)計(jì)摘要2011，進(jìn)行了必要的計(jì)算和整理，主要變量解釋如下：

⑴通貨膨脹率。居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)是衡量通貨膨脹的主要指標(biāo)，本文選取居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)為通貨膨脹率（簡(jiǎn)稱(chēng)通脹率），取對(duì)數(shù)，用CPI表示，其差分形式為DCPI。

⑵食品價(jià)格指數(shù)。食品價(jià)格指數(shù)反映不同時(shí)期食品價(jià)格水平的變化方向、趨勢(shì)和程度的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，取對(duì)數(shù)，用FPI表示，其差分形式為DFPI。

⑶城市恩格爾系數(shù)。城市恩格爾系數(shù)用來(lái)衡量城市居民的食品支出占總支出的比重和非食品消費(fèi)支出水平的高低，取對(duì)數(shù)，用CITY表示，其差分形式為DCITY。

⑷農(nóng)村恩格爾系數(shù)。農(nóng)村恩格爾系數(shù)用來(lái)衡量農(nóng)村居民的食品支出占總支出的比重和非食品消費(fèi)支出水平的高低，取對(duì)數(shù)，用VIL表示，其差分形式為DVIL。

2.2 單位根檢驗(yàn)

運(yùn)用SVAR模型，需要首先實(shí)證檢驗(yàn)各變量是否具有單整性，本文使用ADF進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

由表1可以看出通脹率、食品價(jià)格、城市恩格爾系數(shù)、農(nóng)村恩格爾系數(shù)的對(duì)數(shù)生成的數(shù)據(jù)為非平穩(wěn)的，即CPI～I(xiàn)（1），F(xiàn)PI～I(xiàn)（1），CITY～I(xiàn)（1），VIL～I(xiàn)（1）。因此，通脹序列（DCPIt）、食品價(jià)格序列（DFPIt）、城市恩格爾系數(shù)序列（DCITYt）、農(nóng)村恩格爾系數(shù)序列（DVILt）都是平穩(wěn)序列，滿(mǎn)足SVAR模型分析的條件，因此它們所估計(jì)的動(dòng)態(tài)系統(tǒng)具有較好的解釋意義。

2.3 穩(wěn)健型檢驗(yàn)

通過(guò)建立六個(gè)長(zhǎng)期約束條件，達(dá)到了恰好識(shí)別約束的條件，可以得到SVAR動(dòng)態(tài)方程的結(jié)構(gòu)參數(shù)以及顯著性檢驗(yàn)如表2。

從結(jié)構(gòu)參數(shù)來(lái)看，大多數(shù)的參數(shù)估計(jì)值都在1%的置信水平上顯著，可以說(shuō)明本文所設(shè)計(jì)的約束條件是有效的。

2.4 脈沖響應(yīng)分析

通過(guò)SVAR可以得到通脹率、食品價(jià)格增長(zhǎng)率、城市恩格爾系數(shù)和農(nóng)村恩格爾系數(shù)各個(gè)沖擊響應(yīng)函數(shù)，為了保證動(dòng)態(tài)系統(tǒng)的穩(wěn)定性，重復(fù)抽樣100次，可以得到如下分析結(jié)果：圖1為根據(jù)SVAR模型估計(jì)得到的通脹率對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的食品價(jià)格沖擊的響應(yīng)函數(shù)，圖2為食品價(jià)格對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的通脹的反向沖擊的響應(yīng)函數(shù)。發(fā)現(xiàn)食品價(jià)格率的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)通脹的影響當(dāng)期呈現(xiàn)一個(gè)當(dāng)期正的沖擊，說(shuō)明食品價(jià)格的不斷提高，對(duì)當(dāng)期的通脹影響很大，然后在第2年后慢慢上升，最后趨于零，食品價(jià)格沖擊對(duì)通脹的影響滯后期為1年，并對(duì)通脹的沖擊力度很強(qiáng)，同時(shí)說(shuō)明食品價(jià)格對(duì)通脹的影響是短期的，是可以調(diào)節(jié)的。

表1 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果

表2 SVAR結(jié)構(gòu)參數(shù)估計(jì)

圖1 食品價(jià)格對(duì)通貨膨脹沖擊的響應(yīng)函數(shù)

圖2 通貨膨脹對(duì)食品價(jià)格沖擊的響應(yīng)函數(shù)

圖3 城市恩格爾系數(shù)對(duì)通貨膨脹沖擊的響應(yīng)函數(shù)

圖4 農(nóng)村恩格爾系數(shù)對(duì)通貨膨脹沖擊的響應(yīng)函數(shù)

從圖2同樣可以發(fā)現(xiàn)通脹率的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)食品價(jià)格的影響是比較大的，然后在第4年對(duì)食品價(jià)格的影響形成一個(gè)較小的波峰，然后慢慢的趨于零，但食品價(jià)格的反向沖擊的滯后期間為半年，雖然強(qiáng)度很大，但持續(xù)時(shí)間較短，通脹與食品價(jià)格的關(guān)系可以表示為：食品價(jià)格上漲 通貨膨脹，這些結(jié)論都與一些研究學(xué)者的觀點(diǎn)一致，在此不在引證。

圖3為根據(jù)SVAR模型估計(jì)得到的通脹率對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的城市恩格爾系數(shù)沖擊的響應(yīng)函數(shù)，圖4為通脹率對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的農(nóng)村恩格爾系數(shù)沖擊的響應(yīng)函數(shù)。發(fā)現(xiàn)城市恩格爾系數(shù)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)通脹的當(dāng)期影響是一個(gè)正沖擊，對(duì)當(dāng)期的通脹影響一個(gè)的沖擊影響較大，然后逐漸下降，在第3年沖擊就明顯增強(qiáng)，并在第5年達(dá)到一個(gè)小的正波峰，但幾乎趨于零，即城市恩格爾系數(shù)沖擊對(duì)通脹的影響滯后期為1年，說(shuō)明城市居民收入低會(huì)對(duì)通脹造成不利的沖擊。從圖4可以發(fā)現(xiàn)農(nóng)村恩格爾系數(shù)的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)當(dāng)期的通脹影響一個(gè)的沖擊影響也較大，在第3年沖擊就明顯增強(qiáng)，并在第5年達(dá)到一個(gè)小的正波峰，但幾乎趨于零，即農(nóng)村恩格爾系數(shù)沖擊對(duì)通脹的影響滯后期為1年，可以得出城市恩格爾系數(shù)和農(nóng)村恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的影響的滯后期間的變化方向是一致的。特別與圖1的食品價(jià)格對(duì)通脹的沖擊響應(yīng)圖，可以看出兩個(gè)圖的沖擊響應(yīng)函數(shù)變化周期基本相同，食品價(jià)格對(duì)通脹的沖擊影響主要是通過(guò)城鄉(xiāng)居民食品消費(fèi)支出占總消費(fèi)支出比重來(lái)體現(xiàn)，并且城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的沖擊均為短期，是可以調(diào)節(jié)的。從表2可以看出，在城鄉(xiāng)消費(fèi)水平的影響下，食品價(jià)格對(duì)通脹的影響系數(shù)不顯著，而城鄉(xiāng)居民的消費(fèi)支出占總支出比重對(duì)通脹的影響顯著，可以說(shuō)明食品價(jià)格對(duì)通脹的影響主要體現(xiàn)在居民消費(fèi)支出占總支出比重對(duì)通脹的影響上。

綜上4個(gè)圖的分析結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)食品價(jià)格沖擊對(duì)通脹的影響是最大的，然而通脹對(duì)食品價(jià)格也存在反向沖擊。城市恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的沖擊響應(yīng)函數(shù)與農(nóng)村恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的沖擊響應(yīng)函數(shù)的波動(dòng)一致，但是農(nóng)村恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的沖擊要大于城市恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的沖擊，說(shuō)明農(nóng)村居民消費(fèi)支出占總支出比重對(duì)通脹的正沖擊要比城市居民消費(fèi)支出占總支出比重的沖擊要大。上述分析可以表示為：城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出占總支出比重高通貨膨脹，但從沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)看，農(nóng)村消費(fèi)支出占總支出比重的影響強(qiáng)度要比城市要強(qiáng)一些。

圖5 通貨膨脹對(duì)城市恩格爾系數(shù)沖擊的響應(yīng)函數(shù)

圖6 食品價(jià)格對(duì)城市恩格爾系數(shù)沖擊的響應(yīng)函數(shù)

在分析食品價(jià)格對(duì)通脹的沖擊后，再分析通脹和食品價(jià)格對(duì)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出占總支出比重的影響有利于問(wèn)題的深入探討。圖5為根據(jù)SVAR模型估計(jì)得到的城市恩格爾系數(shù)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的通脹沖擊的響應(yīng)函數(shù)，圖6為城市恩格爾系數(shù)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的食品價(jià)格沖擊的響應(yīng)函數(shù)。發(fā)現(xiàn)通脹的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)城市恩格爾系數(shù)的當(dāng)期影響是一個(gè)正沖擊，沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差為0.25左右，對(duì)當(dāng)期的通脹影響形成一個(gè)較大的沖擊，然后逐漸下降，在第4年沖擊就明顯上漲，達(dá)到一個(gè)小的正波峰，然后在第5年的時(shí)期下降為零，即通脹沖擊對(duì)城市恩格爾系數(shù)的影響滯后期為1～5年，說(shuō)明高通脹率會(huì)對(duì)城市居民非食品支出占總支出比重造成不利的沖擊。從圖6可以發(fā)現(xiàn)食品價(jià)格的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)當(dāng)期的城市恩格爾系數(shù)影響一個(gè)的沖擊影響也較大，影響的標(biāo)準(zhǔn)差為0.005左右。在第3年沖擊就明顯增強(qiáng)，并在第6年達(dá)到一個(gè)小的正波峰，但幾乎趨于零，即食品價(jià)格沖擊對(duì)城市恩格爾系數(shù)的影響滯后期為1～5年，可以得出食品價(jià)格的上漲對(duì)城市的非食品支出占總支出比重造成負(fù)面的影響?？梢缘贸觯称穬r(jià)格對(duì)城市居民消費(fèi)支出占總支出比重的影響要小于通脹對(duì)城市居民消費(fèi)支出占總支出比重的影響，即可表示為：通貨膨脹→城市消費(fèi)支出占總支出比重高，然而通脹對(duì)城市居民的恩格爾系數(shù)的影響是不顯著的（見(jiàn)表2），食品價(jià)格對(duì)城市居民食品消費(fèi)比重產(chǎn)生微弱得影響。從而只能表示為：食品價(jià)格上漲→弱城市居民食品消費(fèi)支出占總支出比重高。

圖7 通貨膨脹對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)沖擊的響應(yīng)函數(shù)

圖8 食品價(jià)格對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)沖擊的響應(yīng)函數(shù)

圖7為農(nóng)村恩格爾系數(shù)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的通脹沖擊的響應(yīng)函數(shù)，圖8為農(nóng)村恩格爾系數(shù)對(duì)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的食品價(jià)格沖擊的響應(yīng)函數(shù)。發(fā)現(xiàn)通脹的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)的當(dāng)期影響是一個(gè)正沖擊，影響的標(biāo)準(zhǔn)差為0.007左右。在第3～4年間沖擊就明顯增強(qiáng)，形成一個(gè)正的沖擊，并在第6年達(dá)到一個(gè)小的正波峰，但幾乎趨于零，可以認(rèn)為通脹沖擊對(duì)農(nóng)村恩格爾額系數(shù)的影響滯后期為1～5年，得出食品價(jià)格的上漲對(duì)農(nóng)村居民食品消費(fèi)占總支出比重造成正面的沖擊。圖8可以發(fā)現(xiàn)食品價(jià)格的一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的沖擊對(duì)當(dāng)期的農(nóng)村恩格爾系數(shù)影響一個(gè)的沖擊影響也較大，沖擊的標(biāo)準(zhǔn)差為0.03左右，對(duì)當(dāng)期的通脹影響形成一個(gè)較大的沖擊，然后在第2年和第3年間，沖擊較平穩(wěn)，達(dá)到一個(gè)小的正波峰，慢慢下降趨于零，即通脹沖擊對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)的影響滯后期為1～3年，說(shuō)明高通脹率也會(huì)對(duì)農(nóng)村居民的非食品支出占總支出比重造成不利的沖擊。分析得出食品價(jià)格對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出占總支出比重的影響要大于通脹對(duì)農(nóng)村居民消費(fèi)支出占總支出比重的影響，即可表示為：食品價(jià)格上漲→強(qiáng)農(nóng)村居民消費(fèi)支出占總支出比重上升。

2.5 方差分解

通過(guò)上述脈沖響應(yīng)分析，下面四個(gè)圖是通脹和食品價(jià)格分別對(duì)城鄉(xiāng)恩格爾系數(shù)的沖擊的方差分解圖，對(duì)比圖9與圖10，可以看出，通脹對(duì)城市恩格爾系數(shù)的方差比重比同期食品價(jià)格對(duì)城市恩格爾系數(shù)的方差比重大很多，進(jìn)一步說(shuō)明，食品價(jià)格對(duì)城市居民食品消費(fèi)支出占總支出比重的影響小于通脹對(duì)城市居民食品消費(fèi)支出占總支出比重的影響。通過(guò)對(duì)比圖11與圖12，可以看出，食品價(jià)格對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)的方差比重比同期通脹對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)的方差比重大很多，同樣進(jìn)一步說(shuō)明，食品價(jià)格對(duì)農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出占總支出比重的影響大于通脹對(duì)農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出占總支出比重的影響。通過(guò)方差分解分析，從動(dòng)態(tài)角度更進(jìn)一步證實(shí)了上述脈沖響應(yīng)分析的結(jié)論。

圖9 通貨膨脹對(duì)城市恩格爾系數(shù)沖擊的方差分解圖

圖10 食品價(jià)格對(duì)城市恩格爾系數(shù)沖擊的方差分解圖

圖11 通貨膨脹對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)沖擊的方差分解圖

圖12 食品價(jià)格對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)沖擊的方差分解圖

3 結(jié)論

通過(guò)上述SVAR估計(jì)與脈沖響應(yīng)分析，本文可以得出以下幾點(diǎn)結(jié)論：食品價(jià)格沖擊對(duì)通脹的正向沖擊效應(yīng)比較大，但城市恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的沖擊響應(yīng)函數(shù)與農(nóng)村恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的沖擊響應(yīng)函數(shù)的波動(dòng)一致，食品價(jià)格對(duì)通脹的結(jié)構(gòu)影響參數(shù)不顯著，說(shuō)明食品價(jià)格對(duì)通脹的沖擊影響主要是通過(guò)城鄉(xiāng)居民消費(fèi)支出占總支出比重來(lái)反映的；農(nóng)村恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的正沖擊大于城市恩格爾系數(shù)對(duì)通脹的沖擊，說(shuō)明在食品價(jià)格高漲的情況下，農(nóng)村居民非食品消費(fèi)支出占總支出比重對(duì)通脹的負(fù)面沖擊要顯著大于城市居民非食品消費(fèi)支出占總支出比重對(duì)通脹的負(fù)面沖擊；通脹對(duì)城市恩格爾系數(shù)的正沖擊大于食品價(jià)格對(duì)城市恩格爾系數(shù)的沖擊，說(shuō)明通脹對(duì)城市居民非食品消費(fèi)支出占總支出比重的負(fù)面影響要大于食品價(jià)格對(duì)城市居民非食品消費(fèi)支出占總支出比重的負(fù)面影響；食品價(jià)格對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)的正沖擊大于通脹對(duì)農(nóng)村恩格爾系數(shù)的沖擊，說(shuō)明食品價(jià)格對(duì)農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出占總支出比重的正面影響要大于通脹對(duì)農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出占總支出比重的正面影響。

在食品價(jià)格上漲的沖擊影響下，食品價(jià)格上漲對(duì)農(nóng)村居民非食品消費(fèi)支出的負(fù)面影響最大，食品價(jià)格上漲對(duì)農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出占總消費(fèi)支出比重的正面貢獻(xiàn)比例也不斷上升，食品價(jià)格對(duì)城市居民食品消費(fèi)支出占總消費(fèi)支出比重的沖擊微弱，這也同時(shí)驗(yàn)證了著名統(tǒng)計(jì)學(xué)家恩格爾的著名論斷（食品價(jià)格上漲對(duì)低收入群體影響最大）。針對(duì)我國(guó)食品價(jià)格和通脹率相互沖擊的情況下，食品價(jià)格對(duì)通脹造成巨大壓力，然而通過(guò)脈沖和方差分析得出這種壓力主要是通過(guò)農(nóng)村居民食品消費(fèi)支出占總支出比重來(lái)反映。結(jié)合文中分析，由于農(nóng)村居民的食品消費(fèi)支出占總支出的比重受食品價(jià)格的影響較大，城市居民的食品消費(fèi)支出占總支出的比重受通脹的影響不顯著，即可形成兩種不同的傳導(dǎo)機(jī)制，機(jī)制Ⅰ：食品價(jià)格上漲城市食品消費(fèi)支出占總支出比重上升（高城市恩格爾系數(shù)）通貨膨脹→食品價(jià)格上漲；機(jī)制Ⅱ：食品價(jià)格上漲農(nóng)村食品消費(fèi)支出占總支出比重上升（高農(nóng)村恩格爾系數(shù)）通貨膨脹→食品價(jià)格上漲。然而在機(jī)制Ⅰ中食品價(jià)格對(duì)城市食品消費(fèi)支出占總支出比重的下降影響的微弱，說(shuō)明城市的食品消費(fèi)支出占總支出的比重水平不受食品價(jià)格的影響，城市消費(fèi)支出存在剛性，通過(guò)調(diào)控食品價(jià)格，不能有效治理通貨膨脹。而在機(jī)制Ⅱ中，農(nóng)村居民的非食品支出占總支出的比重受到食品沖擊后下降，又會(huì)形成新的通脹壓力，接著食品價(jià)格上漲，農(nóng)村居民非食品消費(fèi)支出水平會(huì)出現(xiàn)循環(huán)下降的局面。對(duì)比機(jī)制Ⅰ和機(jī)制Ⅱ，可以得出食品價(jià)格的高低與農(nóng)村地區(qū)居民的食品消費(fèi)支出存在很強(qiáng)的循環(huán)機(jī)制，而這種機(jī)制在城市居民的消費(fèi)支出中并不存在。如果減低食品價(jià)格的上漲率，相反其對(duì)農(nóng)村非食品消費(fèi)支出的影響是微乎其微的，但可以拉動(dòng)農(nóng)村居民非食品消費(fèi)支出水平，并不存在通貨膨脹的沖擊。因此，本文建議在抑制通脹的宏觀調(diào)控手段中，食品價(jià)格對(duì)通貨膨脹的沖擊反映在城鄉(xiāng)地區(qū)是不同的，調(diào)節(jié)食品價(jià)格只能治理好農(nóng)村地區(qū)的通貨膨脹壓力，并不能有效的治理城市地區(qū)的通脹壓力，城市地區(qū)的通貨膨脹沖擊還存在其它因素的影響，需要具體地區(qū)具體分析。食品價(jià)格并不能影響城市居民的消費(fèi)結(jié)構(gòu)，從而不會(huì)形成城市居民在食品消費(fèi)方面的壓力，通貨膨脹的成因可能是諸如房?jī)r(jià)、投資等方面形成的沖擊，在調(diào)控食品價(jià)格的同時(shí)，應(yīng)注重城市地區(qū)的高房?jī)r(jià)、高投資行為的調(diào)控，方能防止嚴(yán)重通貨膨脹的發(fā)生。

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