中國物價水平變動傳導(dǎo)機制的實證分析

許 湖

（西安財經(jīng)學(xué)院，西安710061）

0 引言

物價水平的變化不僅影響著我國居民的生活水平，而且會引起我國市場經(jīng)濟發(fā)展的各個領(lǐng)域的變化。國務(wù)院總理溫家寶在政府工作報告中提出，要把穩(wěn)定物價總水平作為宏觀調(diào)控的首要任務(wù)。為此，把握和研究我國物價的變動規(guī)律、分析其變動特征有著極為重要的現(xiàn)實意義。

國外學(xué)者對此做了很多研究。例如Gordon（1988）分析了美國1954～1987年間PPI和CPI之間的關(guān)系指出這兩者在統(tǒng)計上沒有顯著的關(guān)系。Clark（1995）認(rèn)為，初級產(chǎn)品、中級產(chǎn)品和最終產(chǎn)品三個價格指數(shù)所構(gòu)成的生產(chǎn)者物價指數(shù)和消費者物價指數(shù)是生產(chǎn)鏈上不同階段的價格，因此上游產(chǎn)品的價格會以一個比例加成定價的方式進(jìn)入到下游產(chǎn)品價格，于是生產(chǎn)者價格指數(shù)會影響到消費者物價指數(shù)。

國內(nèi)學(xué)者也進(jìn)行了大量研究，并依據(jù)其樣本期間和研究方法得出了不盡相同的結(jié)果。宋金奇、舒曉惠（2008）研究了我國1996年10月～2008年7月CPI和PPI同比增長率的關(guān)系，運用協(xié)整和誤差修正模型指出PPI與CPI同比增長率存在協(xié)整關(guān)系。從長期來看PPI與CPI存在雙向因果關(guān)系，但短期只存在CPI對PPI的單向因果關(guān)系。袁建文、童霆（2009）使用廣東省2000～2008年的月度數(shù)據(jù)，擬合向量自回歸模型來反映CPI與PPI的傳導(dǎo)關(guān)系，以廣東數(shù)據(jù)實證分析表明，CPI和PPI存在協(xié)整關(guān)系，且相互影響的最長滯后期為6個月。孫紅英、劉向榮、解玲麗（2010）采用1994～2009年各月的原材料、燃料、動力購進(jìn)價格指數(shù)、PPI以及CPI為基礎(chǔ)，運動差分回歸分析建立傳導(dǎo)模型，說明我國PPI與CPI間的傳導(dǎo)關(guān)系。

從原有的理論和實證結(jié)果來看，我們不能得出CPI與PPI之間的確切關(guān)系。為了更好地探明CPI與PPI間的關(guān)系，并據(jù)此為宏觀經(jīng)濟決策提供理論支撐，本文擬采用協(xié)整檢驗及誤差修正模型來進(jìn)行研究。

1 理論模型的構(gòu)建

經(jīng)典計量經(jīng)濟學(xué)建模過程中，通常假定經(jīng)濟時間序列是平穩(wěn)的，而且主要以某種經(jīng)濟理論或者對某種經(jīng)濟行為的認(rèn)識來確立計量經(jīng)濟模型的理論關(guān)系形式。而本文所采用的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，不能夠確定其是否平穩(wěn)。如果直接將其當(dāng)做平穩(wěn)時間序列進(jìn)行回歸分析，可能會出現(xiàn)偽回歸。所以在分析時不能直接采用OLS對回歸模型進(jìn)行估計。本文擬首先采用ADF檢驗來檢驗所用數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，再采用協(xié)整檢驗格蘭杰因果檢驗以及誤差修正模型對數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步分析，以期得到較為準(zhǔn)確的結(jié)論。

本文選取1993年1月～2010年12月CPI與PPI的月度數(shù)據(jù)作為計量分析的樣本，數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》。

圖1 1993年1月～2010年12月我國CPI、PPI走勢圖

由圖1看出，PPI總是領(lǐng)先于CPI變化。1993～2010年的17年間，CPI與PPI的波動均比較大。PPI最高點出現(xiàn)在1993年8月，為125.9，最低點出現(xiàn)在2009年7月，為91.8。而CPI的最高點出現(xiàn)在1994年10月，為127.5，最低點出現(xiàn)在2009年8月，為92.1。PPI其他高點出現(xiàn)在2000年7月（104.5），2003年3月（104.6），2004年10月（108.4），2008年8月（110.1），2010年5月（107.1）。CPI其他高點分別為2001年5月（101.7），2004年7月（105.3），2008年2月（108.7）。由此初步推斷出PPI對CPI具有正向傳導(dǎo)作用，并且具有時滯效應(yīng)在14個月左右。

2 實證檢驗

2.1 單位根檢驗

由于本文所采用的CPI以及PPI均為時間序列，不確定其是否平穩(wěn)，故應(yīng)該首先檢驗序列的平穩(wěn)性。所謂穩(wěn)定的時間序列是指，隨著時間的推移，一個隨機過程的均值和方差保持常數(shù)，并且在任何兩期之間的協(xié)方差值僅依賴于該兩時期的距離或者時滯，而不依賴于計算這個協(xié)方差的實際時間。為了在統(tǒng)計上推測這種可能性，我們對CPI和PPI分別進(jìn)行單根檢驗。這里運用增廣迪基富勒檢驗（以下簡稱ADF檢驗）來進(jìn)行單位根檢驗。其基本假設(shè)是：CPI或者PPI不存在單位根，如果ADF檢驗值小于不同水平的臨界值，則不能拒絕CPI或者PPI存在單位根；如果ADF檢驗值大于不同水平的臨界值，則拒絕零假設(shè)即CPI或者PPI不存在單位根。

表1 CPI、PPI的單位根檢驗

由表1可知，變量CPI和PPI的ADF檢驗值均大于臨界值，表明序列均非平穩(wěn)，存在單位根。

表2 對CPI、PPI一階差分后的單位根檢驗

DCPI表示對CPI進(jìn)行一階差分所得序列，DPPI表示對PPI進(jìn)行一階差分所得序列。由表2知，DCPI以及DPPI的ADF統(tǒng)計量小于臨界值，表明序列平穩(wěn)。由此得知，CPI、PPI為非平穩(wěn)序列，但其一階差分序列平穩(wěn)，故CPI、PPI均為一階單整變量。

2.2 協(xié)整檢驗

協(xié)整分析是把非平穩(wěn)變量的長期均衡和短期動態(tài)的變化有機結(jié)合起來，是一種有效的分析方法。這里采用EG兩步法進(jìn)行檢驗，先用OLS法對數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，得到殘差序列et。

表3 殘差A(yù)DF檢驗結(jié)果

由表3知殘差的ADF統(tǒng)計量小于臨界值，表明殘差序列平穩(wěn)，由此說明CPI與PPI存在協(xié)整關(guān)系，即二者存在一個長期穩(wěn)定的關(guān)系。

3 模型的建立

通過之前的檢驗，我們已基本確立PPI與CPI間存在著一定的因果關(guān)系?？紤]到PPI可能為CPI的先導(dǎo)變量，故將CPI作為因變量，PPI作為自變量進(jìn)行回歸。由圖1給出的信息知，PPI對CPI的影響存在時滯，故初步建立分布滯后模型：

根據(jù)圖1的信息，初步擬定滯后期k為14。此時回歸后結(jié)果并不理想，聯(lián)合分布F-統(tǒng)計量不能通過檢驗，在5%的統(tǒng)計水平上也不顯著(見表4)。

由于經(jīng)濟活動的前后繼起性，經(jīng)濟變量的滯后期之間通常存在較強的聯(lián)系，因此，分布滯后模型中滯后解釋變量觀測值之間通常會存在嚴(yán)重的多重共線性問題。此時使用最小二乘估計，則至少有些參數(shù)的估計會有較大的偏差，可能導(dǎo)致一些重要的滯后變量被剔除。而滯后長度增加后，有效樣本容量變小，會導(dǎo)致自由度過分損失，致使估計偏差增大，統(tǒng)計顯著性檢驗失效。

為了消除多重共線性的影響，我擬定采用阿爾蒙法重新估計。通過阿爾蒙多項式變換，新模型中的變量個數(shù)少于元分布滯后模型中的變量個數(shù)，從而自由度得到保證，并在一定程度上緩解了多重共線性。

4 滯后期長度的調(diào)整

將PDL項的參數(shù)依次設(shè)定為：PDL(PPI,13,2)、PDL(PPI,14,2)、PDL(PPI,15,2)、PDL(PPI,16,2)，其調(diào)整的判定系數(shù)、SC、AIC值如表5所示。

表5 Almon估計法滯后期確定

從表5中可以看出，當(dāng)滯后期由14增加至16時，AIC和SC值均減小。當(dāng)滯后期由16增大到17時，調(diào)整的判定系數(shù)減小，AIC值、SC值增大。由于AIC準(zhǔn)則可以權(quán)衡所估計模型擬合數(shù)據(jù)的優(yōu)良性，根據(jù)AIC最小原則，應(yīng)將滯后期確定為16期。

表6 Almon法分析結(jié)果 （滯后期為14）

最終模型為：

由表6知，R-Squared為0.893169，相關(guān)程度較高。DW為0.1223，DW值偏低，說明除了PPI外，還有其他因素影響CPI的變化。但是本文重點研究PPI對CPI的影響，故以上模型已經(jīng)可以說明問題。

5 結(jié)論

研究的結(jié)果表明，CPI的變動受PPI變動的影響。并且這個影響具有明顯的滯后性，滯后期大約為16個月。在滯后1-5期時，PPI上漲拉動CPI上漲，且影響力度逐漸減弱；滯后9-11期時，PPI對CPI的影響變?yōu)樨?fù)向，PPI上漲導(dǎo)致CPI下降，影響力度逐漸增強，到滯后11期時稍減弱；滯后12-16期時，PPI對CPI的影響重新變?yōu)檎?，此時影響力度又逐漸增強。具體影響為，當(dāng)期PPI每上漲1%，拉動當(dāng)期CPI上漲0.243%，上期PPI每上漲1%，拉動當(dāng)期CPI上漲0.183%，以此類推。

控制PPI的張動幅度，能夠?qū)PI起到抑制作用，進(jìn)而對通貨膨脹的上漲幅度起到抑制作用。PPI對CPI的影響具有滯后性說明PPI的變動難以在當(dāng)期就傳導(dǎo)到CPI上，所以僅考慮CPI的變動而不考慮對應(yīng)期PPI的變動難以全面反映物價總體水平的變動趨勢。PPI對CPI的正向傳導(dǎo)作用不是非常明顯，究其原因，可能是由于價格在生產(chǎn)鏈中的傳導(dǎo)需要一段時間，短期內(nèi)這種傳導(dǎo)關(guān)系表現(xiàn)不明顯。其次是由于CPI和PPI在統(tǒng)計口徑上并無完全對應(yīng)關(guān)系，所以價格傳導(dǎo)只是部分傳導(dǎo)。

金融全球化乃大勢所趨，我國經(jīng)濟亦愈來愈多地融入國際經(jīng)濟之中，穩(wěn)定對于我國經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展與成長至關(guān)重要，經(jīng)濟穩(wěn)定的主要基礎(chǔ)和表現(xiàn)是物價之穩(wěn)定，若想穩(wěn)定物價，就必須對貨幣供給能有很好的控制。中央銀行通常可以通過觀察商品價格指數(shù)的變動來判斷總體通貨膨脹的走勢，及時采取適當(dāng)?shù)呢泿耪{(diào)控政策，控制總體物價上漲水平。在此基礎(chǔ)上，研究價格體系中某種商品或服務(wù)價格變化引起其它商品或服務(wù)相應(yīng)變化的內(nèi)在規(guī)律是非常有意義的。

[1]Gordon,R.J.The Role of Wages in the Inflation Process[J].American Economic Review,1988,(5).

[2]宋金奇；舒曉惠.PPI與CPI的關(guān)系——基于誤差修正模型的研究[J].價格理論與實踐，2008.

[3]袁建文；童霆.CPI與PPI傳導(dǎo)關(guān)系實證研究[J].價格理論與實踐,2009.

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[7]易丹輝.數(shù)據(jù)分析與eviews應(yīng)用[M].北京：中國人民大學(xué)出版社，2008.