馬敬桂，黃 普，朱信凱

（1.長(zhǎng)江大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，湖北荊州434025；2.中國(guó)人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872）

0 引言

物價(jià)的穩(wěn)定不僅影響著宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的穩(wěn)定，更影響著國(guó)民生活福利水平的變化和購(gòu)買(mǎi)力的提升。正因?yàn)槿绱?，CPI成為公眾和決策層最關(guān)注的指標(biāo)之一。然而，CPI只是國(guó)民經(jīng)濟(jì)運(yùn)行眾多環(huán)節(jié)中的一個(gè)環(huán)節(jié)（消費(fèi)環(huán)節(jié)），所以其變化只是反映了消費(fèi)領(lǐng)域的價(jià)格走勢(shì)，是生產(chǎn)—消費(fèi)鏈上的下游價(jià)格指數(shù)。而且，它的變化也與其他價(jià)格變化密切相關(guān)。

Garner（1989）、Cody和Mills（1991）認(rèn)為，由于存在期貨市場(chǎng)，大宗商品交易往往效率很高，其價(jià)格波動(dòng)能靈活地反映經(jīng)濟(jì)變化。因此大宗商品價(jià)格可以作為通貨膨脹率的一個(gè)領(lǐng)先指標(biāo)。Garner等學(xué)者深入探討了影響通貨膨脹的大宗商品的價(jià)格，但大宗商品的價(jià)格的覆蓋面廣，難以分清是那種商品或者處于那個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈的價(jià)格對(duì)通貨膨脹的影響因素很重要，對(duì)此在宏觀調(diào)控方面我們難以把握。韓志榮（1995）利用1979～1995年的物價(jià)數(shù)據(jù)，證實(shí)了農(nóng)產(chǎn)品收購(gòu)價(jià)格對(duì)零售物價(jià)上漲有影響，但影響的程度不大。此后，盧峰、彭凱翔（2002）驗(yàn)證了我國(guó)糧價(jià)上漲和通貨膨脹的因果關(guān)系，認(rèn)為我國(guó)20世紀(jì)90年中期名義糧價(jià)的劇烈波動(dòng)是由于通貨膨脹預(yù)期導(dǎo)致的社會(huì)大規(guī)模存糧造成的。賀力平、樊綱等人(2008)專(zhuān)門(mén)研究了2001～2008年P(guān)PI與CPI的彼此驅(qū)動(dòng)方向問(wèn)題，經(jīng)驗(yàn)結(jié)果顯示處于下游的CPI是上游PPI的單向格蘭杰因果關(guān)系。張成思（2010）認(rèn)為我國(guó)上中下游價(jià)格存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，并且上中游價(jià)格對(duì)下游價(jià)格具有顯著動(dòng)態(tài)傳遞效應(yīng)，而下游價(jià)格對(duì)中游價(jià)格以及中游價(jià)格對(duì)上游價(jià)格分別存在反向傳導(dǎo)的倒逼機(jī)制。

現(xiàn)有研究文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，在對(duì)不同價(jià)格進(jìn)行動(dòng)態(tài)傳導(dǎo)分析中，價(jià)格指標(biāo)只包含PPI和CPI或者是低端的產(chǎn)業(yè)鏈的糧食價(jià)格，這可能無(wú)法全面反映不同階段價(jià)格指數(shù)之間的動(dòng)態(tài)互動(dòng)效果，從而削弱經(jīng)驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。更重要的是，產(chǎn)業(yè)鏈中各類(lèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)的影響并沒(méi)有在研究中涉及到。因此，本文利用向量誤差修正模型（VEC）分析商品零售價(jià)格指數(shù)（RPI），工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)（EPI），原材料價(jià)格指數(shù)（MPI）和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)（FPI）與居民物價(jià)指數(shù)（CPI）之間的內(nèi)在關(guān)系，并進(jìn)行相應(yīng)的弱外生性檢驗(yàn)，為制定政策措施提供實(shí)證依據(jù)。

1 模型的設(shè)定

自從Sim(1980)具有開(kāi)創(chuàng)性的利用向量自回歸模型（VAR）之后，向量自回歸模型成為計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)流行使用的實(shí)證分析的工具，之后，Engel和Granger（1987）提出非平穩(wěn)系統(tǒng)的協(xié)整關(guān)系的概念并產(chǎn)生了誤差修正模型（ECM）。Johansen（1995）和 Hendry（1995)等將協(xié)整概念應(yīng)用到VAR模型，從而發(fā)展了向量誤差修正模型（VEC）。本文也將利用VEC模型進(jìn)行實(shí)證分析。向量誤差修正模型是包含協(xié)整約束條件的VAR模型，對(duì)p階VAR模型：

式中，yt是m維非平穩(wěn)I（1）序列；xt是d維確定型變量；εt是新息向量。經(jīng)過(guò)變形，可將其改寫(xiě)為：

其中，兩個(gè)分解矩陣的秩都是r。將式（2）代入式（1）后不難發(fā)現(xiàn)，β'yt-1中每行都有一個(gè)I（0）組合變量，即每一行都是使得變量y1,t-1,y2,t-2,…,ym,t-1具有協(xié)整關(guān)系的一種線性組合形式，因此β'決定了協(xié)整關(guān)系的個(gè)數(shù)與形式，它的秩r就是線性無(wú)關(guān)的協(xié)整向量的個(gè)數(shù)，它的每一行構(gòu)成一個(gè)協(xié)整向量。另外，矩陣α稱(chēng)為調(diào)整參數(shù)矩陣。

按照本文問(wèn)題分析的需要，中國(guó)通貨膨脹模型中的內(nèi)生變量集設(shè)定為：

Xt=(CPIt,EPIt,RPIt,MPIt,FPIt)

其中，CPI為消費(fèi)價(jià)格環(huán)比指數(shù)，EPI為工業(yè)品出廠價(jià)格環(huán)比指數(shù)，RPI為商品零售價(jià)格環(huán)比指數(shù)，MPI為原材料價(jià)格環(huán)比指數(shù)，F(xiàn)PI為固定資產(chǎn)投資價(jià)格環(huán)比指數(shù)。為消除異方差和減少數(shù)據(jù)波動(dòng)，對(duì)數(shù)據(jù)分別取對(duì)數(shù)，分別表示為L(zhǎng)CPI、LEPI、LRPI、LMPI、LFPI。因此，中國(guó)通貨膨脹模型中的內(nèi)生變量集設(shè)定為：

X't=(CPIt,EPIt,RPIt,MPIt,FPIt)

因此，可以利用該系統(tǒng)分析其他價(jià)格水平對(duì)通貨膨脹的沖擊效應(yīng)。

2 各價(jià)格指數(shù)間的相互作用分析

2.1 實(shí)證檢驗(yàn)

較多學(xué)者通過(guò)多元線性回歸研究其他價(jià)格水平對(duì)通貨膨脹的影響，但這種影響只能適用于長(zhǎng)期分析，對(duì)于短期沖擊效應(yīng)卻不能予與刻畫(huà)。本文在一個(gè)能代表數(shù)據(jù)生成過(guò)程的五變量向量自回歸模型（VAR）基礎(chǔ)上建立包含變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期沖擊效應(yīng)的向量誤差修正模型（VEC）。本文數(shù)據(jù)主要來(lái)源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中經(jīng)網(wǎng)》1990～2010年度相關(guān)數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)軟件為Eviews6.0。

利用向量誤差修正模型需要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，本文采用常用的ADF單位根檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如表1。

從表1可以看出，在1%的顯著性水平下，五個(gè)變量均為非平穩(wěn)序列，但是一階差分為平穩(wěn)序列，即LCPI、LEPI、LRPI、LMPI、LFPI為I(1)序列，滿(mǎn)足Johansen協(xié)整檢驗(yàn)條件。

表1 數(shù)據(jù)單位根檢驗(yàn)

對(duì)于VAR模型，需要選擇合適的滯后階數(shù)，LR、AIC、SC、和HQ信息準(zhǔn)則建議VAR模型滯后階數(shù)選擇2階。如表2。

根據(jù)VEC模型的滯后階數(shù)選擇原則，VEC模型的滯后階數(shù)應(yīng)為1階。同時(shí)利用Johansen（1965）跡檢驗(yàn)（trace test）來(lái)確定協(xié)整關(guān)系個(gè)數(shù)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，在5%的顯著性水平下，五個(gè)變量之間存在兩個(gè)協(xié)整關(guān)系，對(duì)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)它是平穩(wěn)序列，驗(yàn)證了協(xié)整關(guān)系是正確的。

表2 滯后階數(shù)選擇

表3 Johansen協(xié)整檢驗(yàn)

2.2 模型結(jié)論分析

向量誤差修正模型的設(shè)立與估計(jì)主要涉及協(xié)整向量和調(diào)整系數(shù)，前者刻畫(huà)了系統(tǒng)內(nèi)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，后者反映了出現(xiàn)偏離均衡狀態(tài)后協(xié)整系統(tǒng)的修正特征。為便于說(shuō)明，我們根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)的時(shí)序分析理論，對(duì)其進(jìn)行誤差修正模型分析。

為表達(dá)清楚，將表4協(xié)整關(guān)系寫(xiě)成數(shù)學(xué)表達(dá)式：

這一長(zhǎng)期均衡關(guān)系（3）可以解釋為商品零售價(jià)格指數(shù)，原材料價(jià)格指數(shù)，固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)與消費(fèi)價(jià)格指數(shù)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。第二個(gè)協(xié)整關(guān)系表示為：

這是工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)，商品零售價(jià)格指數(shù)，原材料價(jià)格指數(shù)與固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)長(zhǎng)期均衡關(guān)系。從（3）式可以看出，從長(zhǎng)期來(lái)說(shuō)，零售價(jià)格價(jià)格指數(shù)對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)影響為正，其長(zhǎng)期彈性為1.92；其次為原材料價(jià)格指數(shù)對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)影響為負(fù)，其長(zhǎng)期彈性為-0.98；固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)FPI對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)具有負(fù)效應(yīng)，其長(zhǎng)期彈性分別為-0.03，表明原材料價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)CPI為長(zhǎng)期負(fù)效應(yīng)。從（4）同樣可以得出，零售價(jià)格價(jià)格指數(shù)對(duì)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)影響為正，其長(zhǎng)期彈性為1.38；其次為原材料價(jià)格指數(shù)對(duì)工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)影響為負(fù)，其長(zhǎng)期彈性為-0.51；固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)FPI對(duì)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)具有負(fù)效應(yīng)，其長(zhǎng)期彈性分別為-0.08。從模型整體來(lái)看，在零售價(jià)格價(jià)格指數(shù)、原材料價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)變化趨同的情況下，商品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)具有趨同性和一致性。

表4 識(shí)別出的長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系和相應(yīng)的短期調(diào)整系數(shù)

該結(jié)論表明了消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)確實(shí)受到商品零售價(jià)格指數(shù)，原材料價(jià)格指數(shù)與固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)的影響，因此具有一定的內(nèi)生性質(zhì)。政府可以通過(guò)調(diào)節(jié)商品零售價(jià)格，原材料價(jià)格以及固定資產(chǎn)投資價(jià)格來(lái)調(diào)整消費(fèi)價(jià)格水平和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)，使商品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)正確反映商品出廠價(jià)格，同時(shí)也可以調(diào)控通貨膨脹，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展。

同時(shí)，由表4的誤差修正模型估計(jì)的短期調(diào)整系數(shù)表明，在第一個(gè)協(xié)整關(guān)系可以看出，在DLRPIt、DLMPIt和DLRFPIt方程中，短期調(diào)整系數(shù)為-0.528828（t=-0.25612）、-3.244434（t=-1.08005）和-3.720775（t=-2.37122）不顯著，因此，零售價(jià)格指數(shù)、原材料價(jià)格指數(shù)以及固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)于長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系來(lái)說(shuō)是弱外生變量，說(shuō)明這些價(jià)格指數(shù)是政府可以控制的外生變量。因此，政府可以通過(guò)調(diào)節(jié)商品零售價(jià)格，原材料價(jià)格以及固定資產(chǎn)投資價(jià)格來(lái)調(diào)整消費(fèi)價(jià)格水平指數(shù)。在第二個(gè)協(xié)整關(guān)系可以看出，DLRPIt、DLMPIt和DLRFPIt方程中，短期調(diào)整系數(shù)為-1.281937（t=-0.14163）、0.062093（t=0.02322）和0.874079（t=0.62589）不顯著，說(shuō)明零售價(jià)格指數(shù)、原材料價(jià)格指數(shù)以及固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)于長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系來(lái)說(shuō)也是弱外生變量。因此，政府可以通過(guò)調(diào)節(jié)商品零售價(jià)格，原材料價(jià)格以及固定資產(chǎn)投資價(jià)格來(lái)調(diào)整工業(yè)品品出廠價(jià)格指數(shù)。

3 結(jié)論

根據(jù)上述分析可以總結(jié)為，零售價(jià)格指數(shù)、原材料價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)分別對(duì)商品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)具有長(zhǎng)期穩(wěn)定關(guān)系，在零售價(jià)格指數(shù)、原材料價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)穩(wěn)定的條件下，商品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)具有趨同性和一致性。同時(shí)，弱外生性檢驗(yàn)表明，零售價(jià)格指數(shù)、原材料價(jià)格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)商品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)在短期內(nèi)是弱外生變量，它們是可以控制變量，政府可以通過(guò)調(diào)節(jié)商品零售價(jià)格，原材料價(jià)格以及固定資產(chǎn)投資價(jià)格來(lái)調(diào)整消費(fèi)價(jià)格水平和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)，從而調(diào)控通貨膨脹，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)加快發(fā)展。由于零售價(jià)格指數(shù)對(duì)商品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)的長(zhǎng)期彈性較大，是協(xié)調(diào)商品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)長(zhǎng)期均衡發(fā)展的重要環(huán)節(jié)，應(yīng)是宏觀調(diào)控中的重要方面。

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