馬敬桂，黃 普，朱信凱

（1.長江大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，湖北荊州434025；2.中國人民大學(xué) 農(nóng)業(yè)與農(nóng)村發(fā)展學(xué)院，北京 100872）

0 引言

物價的穩(wěn)定不僅影響著宏觀經(jīng)濟運行的穩(wěn)定，更影響著國民生活福利水平的變化和購買力的提升。正因為如此，CPI成為公眾和決策層最關(guān)注的指標(biāo)之一。然而，CPI只是國民經(jīng)濟運行眾多環(huán)節(jié)中的一個環(huán)節(jié)（消費環(huán)節(jié)），所以其變化只是反映了消費領(lǐng)域的價格走勢，是生產(chǎn)—消費鏈上的下游價格指數(shù)。而且，它的變化也與其他價格變化密切相關(guān)。

Garner（1989）、Cody和Mills（1991）認為，由于存在期貨市場，大宗商品交易往往效率很高，其價格波動能靈活地反映經(jīng)濟變化。因此大宗商品價格可以作為通貨膨脹率的一個領(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格，但大宗商品的價格的覆蓋面廣，難以分清是那種商品或者處于那個產(chǎn)業(yè)鏈的價格對通貨膨脹的影響因素很重要，對此在宏觀調(diào)控方面我們難以把握。韓志榮（1995）利用1979～1995年的物價數(shù)據(jù)，證實了農(nóng)產(chǎn)品收購價格對零售物價上漲有影響，但影響的程度不大。此后，盧峰、彭凱翔（2002）驗證了我國糧價上漲和通貨膨脹的因果關(guān)系，認為我國20世紀90年中期名義糧價的劇烈波動是由于通貨膨脹預(yù)期導(dǎo)致的社會大規(guī)模存糧造成的。賀力平、樊綱等人(2008)專門研究了2001～2008年P(guān)PI與CPI的彼此驅(qū)動方向問題，經(jīng)驗結(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）認為我國上中下游價格存在長期均衡關(guān)系，并且上中游價格對下游價格具有顯著動態(tài)傳遞效應(yīng)，而下游價格對中游價格以及中游價格對上游價格分別存在反向傳導(dǎo)的倒逼機制。

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

1 模型的設(shè)定

自從Sim(1980)具有開創(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量經(jīng)濟學(xué)流行使用的實證分析的工具，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模型進行實證分析。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)過變形，可將其改寫為：

其中，兩個分解矩陣的秩都是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)系的個數(shù)與形式，它的秩r就是線性無關(guān)的協(xié)整向量的個數(shù)，它的每一行構(gòu)成一個協(xié)整向量。另外，矩陣α稱為調(diào)整參數(shù)矩陣。

按照本文問題分析的需要，中國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為消費價格環(huán)比指數(shù)，EPI為工業(yè)品出廠價格環(huán)比指數(shù)，RPI為商品零售價格環(huán)比指數(shù)，MPI為原材料價格環(huán)比指數(shù)，F(xiàn)PI為固定資產(chǎn)投資價格環(huán)比指數(shù)。為消除異方差和減少數(shù)據(jù)波動，對數(shù)據(jù)分別取對數(shù)，分別表示為LCPI、LEPI、LRPI、LMPI、LFPI。因此，中國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)分析其他價格水平對通貨膨脹的沖擊效應(yīng)。

2 各價格指數(shù)間的相互作用分析

2.1 實證檢驗

較多學(xué)者通過多元線性回歸研究其他價格水平對通貨膨脹的影響，但這種影響只能適用于長期分析，對于短期沖擊效應(yīng)卻不能予與刻畫。本文在一個能代表數(shù)據(jù)生成過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)主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》和《中經(jīng)網(wǎng)》1990～2010年度相關(guān)數(shù)據(jù)，檢驗軟件為Eviews6.0。

利用向量誤差修正模型需要對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，本文采用常用的ADF單位根檢驗。檢驗結(jié)果如表1。

從表1可以看出，在1%的顯著性水平下，五個變量均為非平穩(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，滿足Johansen協(xié)整檢驗條件。

表1 數(shù)據(jù)單位根檢驗

對于VAR模型，需要選擇合適的滯后階數(shù)，LR、AIC、SC、和HQ信息準則建議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。同時利用Johansen（1965）跡檢驗（trace test）來確定協(xié)整關(guān)系個數(shù)，檢驗結(jié)果如表3所示。從表3可以看出，在5%的顯著性水平下，五個變量之間存在兩個協(xié)整關(guān)系，對協(xié)整關(guān)系進行單位根檢驗，發(fā)現(xiàn)它是平穩(wěn)序列，驗證了協(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

2.2 模型結(jié)論分析

向量誤差修正模型的設(shè)立與估計主要涉及協(xié)整向量和調(diào)整系數(shù)，前者刻畫了系統(tǒng)內(nèi)變量之間的長期均衡關(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。為便于說明，我們根據(jù)標(biāo)準的時序分析理論，對其進行誤差修正模型分析。

為表達清楚，將表4協(xié)整關(guān)系寫成數(shù)學(xué)表達式：

這一長期均衡關(guān)系（3）可以解釋為商品零售價格指數(shù)，原材料價格指數(shù)，固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)與消費價格指數(shù)長期均衡關(guān)系。第二個協(xié)整關(guān)系表示為：

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

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

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

同時，由表4的誤差修正模型估計的短期調(diào)整系數(shù)表明，在第一個協(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，零售價格指數(shù)、原材料價格指數(shù)以及固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對于長期協(xié)整關(guān)系來說是弱外生變量，說明這些價格指數(shù)是政府可以控制的外生變量。因此，政府可以通過調(diào)節(jié)商品零售價格，原材料價格以及固定資產(chǎn)投資價格來調(diào)整消費價格水平指數(shù)。在第二個協(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，說明零售價格指數(shù)、原材料價格指數(shù)以及固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對于長期協(xié)整關(guān)系來說也是弱外生變量。因此，政府可以通過調(diào)節(jié)商品零售價格，原材料價格以及固定資產(chǎn)投資價格來調(diào)整工業(yè)品品出廠價格指數(shù)。

3 結(jié)論

根據(jù)上述分析可以總結(jié)為，零售價格指數(shù)、原材料價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)分別對商品消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)具有長期穩(wěn)定關(guān)系，在零售價格指數(shù)、原材料價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)穩(wěn)定的條件下，商品消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)具有趨同性和一致性。同時，弱外生性檢驗表明，零售價格指數(shù)、原材料價格指數(shù)和固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對商品消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)在短期內(nèi)是弱外生變量，它們是可以控制變量，政府可以通過調(diào)節(jié)商品零售價格，原材料價格以及固定資產(chǎn)投資價格來調(diào)整消費價格水平和工業(yè)品出廠價格指數(shù)，從而調(diào)控通貨膨脹，促進經(jīng)濟平穩(wěn)加快發(fā)展。由于零售價格指數(shù)對商品消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)的長期彈性較大，是協(xié)調(diào)商品消費價格指數(shù)和工業(yè)品出廠價格指數(shù)長期均衡發(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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