張 昌 余炳文

（1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 金融學(xué)院，湖北武漢 430073；2.江西財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，江西南昌 330013）

一、引言

糧食既是生活必需品，又是國(guó)家重要的戰(zhàn)略物資，因此，糧食價(jià)格波動(dòng)在較大程度上會(huì)影響到居民生活水平和經(jīng)濟(jì)社會(huì)穩(wěn)定。在糧食市場(chǎng)化改革前，對(duì)糧食價(jià)格的調(diào)控主要采取政府主導(dǎo)的價(jià)格調(diào)控方式，糧食價(jià)格被限制在一個(gè)較小的波動(dòng)范圍內(nèi)。糧食市場(chǎng)化改革后，政府通過實(shí)施糧食流通體制改革等一系列舉措，對(duì)糧食價(jià)格的調(diào)控方式逐漸由行政手段轉(zhuǎn)為市場(chǎng)化手段，糧食價(jià)格形成主要通過市場(chǎng)供求狀況來決定（方志紅，2013）。[1]

與此同時(shí)，糧食價(jià)格作為“百價(jià)”之基，不僅會(huì)通過直接效應(yīng)影響食品成本進(jìn)而影響食品價(jià)格波動(dòng)，還會(huì)通過間接效應(yīng)引致其他非食品價(jià)格波動(dòng)，進(jìn)而對(duì)商品價(jià)格產(chǎn)生基礎(chǔ)性影響。對(duì)于擁有14.1億人口的中國(guó)而言，穩(wěn)定糧食價(jià)格與整體居民消費(fèi)價(jià)格水平，對(duì)保障國(guó)家糧食安全、促進(jìn)宏觀經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定運(yùn)行具有重要作用。因此，在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，厘清糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平之間的關(guān)系就顯得十分有必要。

二、文獻(xiàn)綜述

一直以來，糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平間的關(guān)系都是學(xué)術(shù)界關(guān)注的熱點(diǎn)問題。許多學(xué)者從不同角度、采取不同實(shí)證方法對(duì)這一問題進(jìn)行了實(shí)證研究，但迄今為止，學(xué)術(shù)界關(guān)于糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平間的關(guān)系研究尚未形成一致結(jié)論。概括而言，學(xué)者們的研究結(jié)論可以從以下三個(gè)方面進(jìn)行總結(jié)。

（一）居民消費(fèi)價(jià)格水平是糧食價(jià)格的單向格蘭杰因果關(guān)系

譚江林和羅光強(qiáng)（2009）選取改革開放以來居民消費(fèi)價(jià)格水平和糧食價(jià)格年度數(shù)據(jù)對(duì)兩者之間的關(guān)系進(jìn)行了分析，結(jié)果顯示，短期內(nèi)居民消費(fèi)價(jià)格水平對(duì)糧食價(jià)格具有正向推動(dòng)作用。[2]王文智和武拉平（2013）采用1997—2011年主要糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平月度指數(shù)，利用VEC模型分析了糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平間的關(guān)系，結(jié)果表明，糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平間存在協(xié)整關(guān)系，并得出了居民消費(fèi)價(jià)格水平構(gòu)成了糧食價(jià)格單向格蘭杰因果關(guān)系的觀點(diǎn)。[3]

（二）糧食價(jià)格是居民消費(fèi)價(jià)格水平的單向格蘭杰因果關(guān)系

馬敬桂和黃普（2013）采用中國(guó)28個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)，利用PVAR動(dòng)態(tài)分析方法研究了糧食價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格水平的影響，發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)期看，糧食價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格水平的影響具有顯著正向沖擊。[4]周洲（2018）基于1990—2016年中國(guó)糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平數(shù)據(jù)，運(yùn)用相關(guān)性分析、誤差修正模型等方法對(duì)糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果顯示，糧食價(jià)格是居民消費(fèi)價(jià)格水平的單向格蘭杰因果關(guān)系。[5]

（三）糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系

盧鋒和彭凱翔（2002）利用均衡修正模型對(duì)糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平進(jìn)行了協(xié)整檢驗(yàn)，結(jié)果表明，兩者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，即糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系。其中，居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)先于糧食價(jià)格變動(dòng)。[6]朱信凱和呂捷（2011）采用一種非線性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛯?duì)糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平間的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果顯示兩者之間是互為因果關(guān)系，但在時(shí)效和強(qiáng)度上表現(xiàn)出了明顯的不同，居民消費(fèi)價(jià)格水平對(duì)糧食價(jià)格沖擊的時(shí)效性長(zhǎng)于糧食價(jià)格對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格水平?jīng)_擊的時(shí)效性。[7]李新禎（2011）基于1998—2010年中國(guó)月度數(shù)據(jù)對(duì)糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平間的關(guān)系進(jìn)行了定性和定量實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)兩者之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，短期表現(xiàn)為當(dāng)月糧食價(jià)格變動(dòng)會(huì)引起下月居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)，而當(dāng)月居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)要在3個(gè)月后才導(dǎo)致糧食價(jià)格波動(dòng)。[8]

造成研究結(jié)論不一致的可能原因是：對(duì)糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平數(shù)據(jù)的選取存在時(shí)間上的差異；有的學(xué)者的研究時(shí)間跨度可能較短，有的學(xué)者的研究綜合選擇了改革開放前后的數(shù)據(jù)，但改革開放前后糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平可能存在結(jié)構(gòu)性變動(dòng)，據(jù)此研究得到的結(jié)論可能不符合實(shí)際。鑒于此，筆者選取1979—2020年數(shù)據(jù)來構(gòu)建自回歸模型，同時(shí)采用協(xié)整檢驗(yàn)、格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量分析方法，對(duì)糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。

三、數(shù)據(jù)來源與基本特征描述

（一）數(shù)據(jù)來源

研究樣本期間為1979—2020年，樣本數(shù)共42個(gè)。其中，糧食價(jià)格以糧食類商品零售價(jià)格指數(shù)（GPI）衡量，居民消費(fèi)價(jià)格水平以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）衡量。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)采用了國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)，糧食價(jià)格采用了國(guó)家統(tǒng)計(jì)局年度商品零售價(jià)格分類指數(shù)中的糧食類商品零售價(jià)格指數(shù)數(shù)據(jù)。

為了使數(shù)據(jù)更加統(tǒng)一，同時(shí)又能反映出數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)過程，使研究結(jié)論更準(zhǔn)確，糧食類商品零售價(jià)格指數(shù)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)均采用了年度環(huán)比指數(shù)，以消除異方差。以上變量均采取了對(duì)數(shù)化處理，其中GPI的對(duì)數(shù)形式為L(zhǎng)NGPI，CPI的對(duì)數(shù)形式為L(zhǎng)NCPI。

（二）基本特征描述

1.居民消費(fèi)價(jià)格水平變化描述。在改革開放初期的1979—1984年，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)處在較低水平，除了1980年達(dá)到7.5%外，其他年份均低于3%。1980年CPI之所以達(dá)到7.5%，原因在于中國(guó)剛實(shí)行改革開放，經(jīng)濟(jì)發(fā)展迅速，導(dǎo)致居民消費(fèi)價(jià)格水平波動(dòng)較大。1985—1989年，中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增幅較大，其中，1985年因工資性收入增長(zhǎng)過快，進(jìn)而拉動(dòng)成本上升導(dǎo)致通貨膨脹，當(dāng)年CPI同比增長(zhǎng)9.3%；1988年CPI達(dá)到18.8%，居民對(duì)物價(jià)上漲預(yù)期高度敏感，引發(fā)搶購(gòu)風(fēng)潮。1992年鄧小平南方談話后，中國(guó)經(jīng)濟(jì)突飛猛進(jìn)，發(fā)展勢(shì)頭強(qiáng)勁，但CPI增長(zhǎng)同樣迅猛，1993—1995年CPI分別為14.7%、24.1%和17.1%，其中1994年CPI為改革開放以來的峰值。經(jīng)濟(jì)過度擴(kuò)張之后，在國(guó)家宏觀調(diào)控作用下，中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入平穩(wěn)適度增長(zhǎng)軌道，1996年中國(guó)經(jīng)濟(jì)成功實(shí)現(xiàn)“軟著陸”，通脹壓力顯著下降，CPI為8.3%。

1998—2002年，中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)基本在0上下徘徊，5年間居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)均低于1%，CPI分別為-0.8%、-1.4%、0.4%、0.7%和 -0.8%。2003—2006年，中國(guó)CPI分別為 1.2%、3.9%、1.8%和1.5%，漲幅相對(duì)緩和。2007年、2008年 CPI偏高，分別為4.8%和5.9%。2008年國(guó)際金融危機(jī)后，2009年中國(guó)出現(xiàn)通貨緊縮現(xiàn)象，CPI為-0.7%，2010年以來，除了2011年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)幅度較大外，其他年份CPI變動(dòng)幅度相對(duì)平穩(wěn)，處在溫和增長(zhǎng)狀態(tài)，具體情況如表1所示。

表1 1979—2020年中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

2.糧食價(jià)格變化描述。1978年前，中國(guó)糧食價(jià)格管理由政府主導(dǎo)，糧食價(jià)格基本控制在“狹小”范圍內(nèi)波動(dòng)（何蒲明等，2010）。[9]1978年后，國(guó)家在糧食流通體制領(lǐng)域的改革力度越來越大，市場(chǎng)對(duì)糧食價(jià)格的調(diào)節(jié)效應(yīng)愈發(fā)顯著，糧食價(jià)格出現(xiàn)較大幅度波動(dòng)。

1978—1979年，國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格第一次出現(xiàn)較大幅度上漲，國(guó)家開始減少統(tǒng)購(gòu)糧數(shù)量，糧食價(jià)格逐漸放開。1980—1981年，糧食價(jià)格指數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，但相對(duì)來講較為溫和，最高為1981年的3.9%。1984—1989年，國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格波動(dòng)總體呈上漲趨勢(shì)，1989年的糧食價(jià)格增長(zhǎng)率為最高值。

1989—1990年，國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格第二次出現(xiàn)較大幅度波動(dòng)，糧食價(jià)格指數(shù)由正增長(zhǎng)轉(zhuǎn)為負(fù)增長(zhǎng)，落差為26.1%。1991年后，國(guó)家開始實(shí)行農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格支持政策，糧食價(jià)格快速上漲，其中，1994年糧食價(jià)格漲幅高達(dá)48.7%，這一趨勢(shì)持續(xù)到了1995年。

1996—2002年，國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格處于持續(xù)低迷狀態(tài)，除2001年糧食價(jià)格為正增長(zhǎng)外，其他年份的糧食價(jià)格均表現(xiàn)為負(fù)增長(zhǎng)。1999年起，國(guó)家采取了糧食減產(chǎn)措施，糧食供過于求的現(xiàn)象得到有效緩解，自此，糧食價(jià)格得到恢復(fù)性回升。2004年，糧食價(jià)格漲幅達(dá)到26.5%，創(chuàng)下了2000年以來糧食價(jià)格漲幅的最高水平。2005年，糧食價(jià)格指數(shù)快速下跌，糧食價(jià)格環(huán)比指數(shù)只上升了1.4%，相對(duì)2004年降低了25.1%，但2006年后，國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格開始出現(xiàn)小幅回升，這一現(xiàn)象一直持續(xù)到2008年，2008年國(guó)際金融危機(jī)爆發(fā)后，糧食價(jià)格應(yīng)聲回落。2010年，糧食價(jià)格整體波動(dòng)趨勢(shì)表現(xiàn)為先下降后上漲。2011年至今，國(guó)內(nèi)糧食價(jià)格起伏不定，表現(xiàn)為偶爾波動(dòng)、整體下行趨勢(shì)，具體情況如圖1所示。

圖1 1979—2020年中國(guó)糧食價(jià)格指數(shù)走勢(shì)

四、糧食價(jià)格波動(dòng)與居民消費(fèi)價(jià)格水平實(shí)證分析

（一）相關(guān)性檢驗(yàn)

相關(guān)系數(shù)主要用于檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)程度，一般情況下，相關(guān)系數(shù)越大表明變量之間的相關(guān)性越高。對(duì)1979—2020年LNCPI與LNGPI的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，LNCPI與 LNGPI的相關(guān)系數(shù)為0.8105，且顯著為正。由圖2波動(dòng)趨勢(shì)看，1979—2020年 LNGPI（環(huán)比）和 LNCPI（環(huán)比）波動(dòng)趨勢(shì)基本一致。但到底是糧食價(jià)格變動(dòng)導(dǎo)致了居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)，抑或相反，則需要進(jìn)一步進(jìn)行研究。

圖2 1979—2020 年 LNGPI（環(huán)比）和 LNCPI（環(huán)比）變動(dòng)趨勢(shì)

（二）單位根檢驗(yàn)

在進(jìn)行協(xié)整分析前必須確定時(shí)間序列變量是否為平穩(wěn)序列，這對(duì)研究結(jié)論具有不可忽視的作用。對(duì)LNCPI與LNGPI的平穩(wěn)性檢驗(yàn)采用了帶常數(shù)項(xiàng)和帶時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)的ADF檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，LNCPI與LNGPI的統(tǒng)計(jì)量 Z（t）分別為-3.074、-3.280，5%臨界值為-3.540，即兩個(gè)變量都無法在5%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，接受存在單位根的原假設(shè)。但據(jù)此還不能確定兩個(gè)變量就是單位根過程，需要進(jìn)一步對(duì)LNCPI和LNGPI進(jìn)行一階差分ADF檢驗(yàn)。由于ADF檢驗(yàn)過程中可能會(huì)存在一些可選擇項(xiàng)，因此在這里以ΔLNGPI構(gòu)造了以下三種類型方程：

根據(jù)檢驗(yàn)類型的不同，對(duì)以上三種類型方程分別進(jìn)行ADF檢驗(yàn)，可以得知：變量的ADF統(tǒng)計(jì)量均小于1%、5%和10%顯著性水平上的臨界值，拒絕原假設(shè)，即存在單位根，表明原序列均為非平穩(wěn)序列，而對(duì)原序列進(jìn)行差分后的序列為平穩(wěn)序列，因此LNCPI和 LNGPI服從 I（1）過程。

（三）協(xié)整檢驗(yàn)

為厘清糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格水平兩個(gè)變量間是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，采用協(xié)整檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證。由前文檢驗(yàn)結(jié)果可知，LNGPI和LNCPI服從I（1）過程，符合協(xié)整檢驗(yàn)條件，當(dāng)協(xié)整檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量大于5%顯著性水平時(shí)，結(jié)果為拒絕原假設(shè)（協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果見表3）。由表3可以看到，在5%顯著性水平上拒絕了不存在協(xié)整方程的原假設(shè)，接受了最多存在一個(gè)協(xié)整方程的原假設(shè)，因此，LNGPI與LNCPI兩者間存在一個(gè)協(xié)整關(guān)系，表明兩變量間存在著長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

表2 差分變量的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

表3 協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

（四）向量誤差修正模型（VECM）

為進(jìn)一步厘清糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，采用向量誤差修正模型（VECM）進(jìn)行實(shí)證研究，構(gòu)建的誤差修正方程如下。

在方程（4）和方程（5）中，DLNCPIt、DLNGPIt分別表示居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)和糧食價(jià)格指數(shù)對(duì)數(shù)的一階差分形式，αiecm1t-1表示誤差修正項(xiàng)（ecm1t-1=LNCPIt-1-φ1-ω1LNGPIt-1，ecm2t-1=LNCPIt-1-φ2-ω2LNGPIt-1，其中，φi和 ωi為長(zhǎng)期乘數(shù)，αi和 γi為短期乘數(shù)），εt為模型方程隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。在方程（4）和方程（5）中，如果αi系數(shù)為負(fù)且顯著，說明長(zhǎng)期看，居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)會(huì)引起糧食價(jià)格變動(dòng)，當(dāng)糧食價(jià)格偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以反向修正機(jī)制將糧食價(jià)格調(diào)整回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。由VECM估計(jì)結(jié)果可得到式（6）和式（7）。

式（6）、式（7）中，αi系數(shù)分別為-0.576、-0.695，在5%顯著性水平上均顯著為負(fù)，符合反向修正機(jī)制?？梢缘贸觯孩佼?dāng)系統(tǒng)中居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以57.6%的調(diào)整力度將其拉回均衡狀態(tài)；②當(dāng)系統(tǒng)中糧食價(jià)格偏離長(zhǎng)期均衡狀態(tài)時(shí)，誤差修正項(xiàng)將以69.5%的調(diào)整力度將其拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)，且居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)會(huì)引起糧食價(jià)格較大幅度變動(dòng)。

（五）格蘭杰因果檢驗(yàn)

上述檢驗(yàn)中只確定了糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平之間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但并不能判斷兩者之間存在因果關(guān)系，在這里將采用Granger因果檢驗(yàn)方法來進(jìn)行檢驗(yàn)。在進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)之前先要構(gòu)建VAR模型進(jìn)行向量自回歸，然后再檢驗(yàn)各變量間的因果關(guān)系。VAR模型構(gòu)建如式（8）和式（9）所示。

變量滯后階數(shù)選擇不同，格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果也會(huì)有差異。表4提供了滯后1期到滯后7期的檢驗(yàn)結(jié)果。由表4可以發(fā)現(xiàn)：①滯后1期的LNCPI不是LNGPI增長(zhǎng)的原因，滯后階數(shù)為1到3期時(shí)，LNGPI不是LNCPI增長(zhǎng)的原因，且隨著滯后階數(shù)的逐漸增大，LNCPI和LNGPI互為因果的關(guān)系越來越顯著；②兩者之間為因果關(guān)系具有較強(qiáng)的時(shí)效性?？傮w看，在短期，居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)對(duì)糧食價(jià)格變動(dòng)的影響比較明顯，原因在于居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)會(huì)使消費(fèi)者對(duì)價(jià)格形成預(yù)期，從而影響糧食價(jià)格。在長(zhǎng)期，兩者之間存在雙向格蘭杰因果關(guān)系，即糧食價(jià)格變動(dòng)是引起居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)的原因，居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)也是引起糧食價(jià)格變動(dòng)的原因，這與VECM模型驗(yàn)證得出的結(jié)論一致。

表4 格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與對(duì)策建議

（一）結(jié)論

綜合運(yùn)用相關(guān)性檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)、VECM模型及格蘭杰因果檢驗(yàn)等計(jì)量方法，在消除自相關(guān)和異方差影響的基礎(chǔ)上，對(duì)1979—2020年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和糧食價(jià)格指數(shù)共計(jì)42個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)論如下：

1.糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平之間存在顯著正相關(guān)性，且波動(dòng)趨勢(shì)基本一致，但總體上糧食價(jià)格波動(dòng)幅度相對(duì)更大。

2.在短期，糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平間的關(guān)系存在較強(qiáng)時(shí)效性，居民消費(fèi)價(jià)格水平變動(dòng)對(duì)糧食價(jià)格的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于糧食價(jià)格變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格水平的影響。雖然糧食價(jià)格上漲是普遍現(xiàn)象，但并不是直接引起居民消費(fèi)價(jià)格水平產(chǎn)生變動(dòng)的原因。

3.糧食價(jià)格與居民消費(fèi)價(jià)格水平間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，且在VECM模型中得出了長(zhǎng)期內(nèi)兩者之間互為因果關(guān)系的結(jié)論，這與格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)論一致；當(dāng)系統(tǒng)偏離長(zhǎng)期均衡時(shí)，誤差修正項(xiàng)將會(huì)發(fā)揮反向修正作用機(jī)制，將系統(tǒng)拉回長(zhǎng)期均衡狀態(tài)。

（二）對(duì)策建議

1.當(dāng)前全球尚處于新冠肺炎疫情持續(xù)蔓延、經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇乏力階段，經(jīng)濟(jì)下行壓力較大。在居民收入水平?jīng)]有得到顯著提升的情況下，政府應(yīng)繼續(xù)大力穩(wěn)定糧食價(jià)格，加強(qiáng)供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，讓市場(chǎng)充分發(fā)揮資源配置的決定性作用，多措并舉穩(wěn)定居民消費(fèi)價(jià)格水平。

2.加大對(duì)居民消費(fèi)商品價(jià)格的監(jiān)測(cè)力度，同時(shí)增加食品消費(fèi)補(bǔ)貼，解決低收入群體的生活困難。加強(qiáng)動(dòng)物養(yǎng)殖和植物種植，保障市場(chǎng)基本消費(fèi)品供給，避免糧食價(jià)格劇烈波動(dòng)。

3.加強(qiáng)對(duì)糧食價(jià)格和居民消費(fèi)價(jià)格的監(jiān)管，著力打擊惡意囤積、哄抬價(jià)格、變相漲價(jià)及合謀漲價(jià)等違法行為，建立健全價(jià)格信息披露機(jī)制，科學(xué)引導(dǎo)居民消費(fèi)，切實(shí)維護(hù)市場(chǎng)價(jià)格秩序。

4.適當(dāng)調(diào)整糧食類商品在CPI中的占比。隨著經(jīng)濟(jì)社會(huì)的發(fā)展，食品類中糧食商品的消費(fèi)占比呈下降趨勢(shì)，包括現(xiàn)有CPI分類結(jié)構(gòu)均已難以充分反映中國(guó)居民消費(fèi)的實(shí)際情況。適當(dāng)調(diào)整糧食類商品在CPI中的占比，能夠更好地反映宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行情況。