彭圣致+張文中

基金項(xiàng)目：新疆財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新項(xiàng)目“‘絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶建設(shè)背景下中國(guó)與哈薩克斯坦金融脆弱性及傳導(dǎo)特征研究”（XJUFE2016K022）

中圖分類號(hào)：F726 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文采用有向無(wú)環(huán)圖（DAG）技術(shù)對(duì)SAVR模型進(jìn)行識(shí)別，并采用基于DAG的預(yù)測(cè)方差分解及脈沖響應(yīng)函數(shù)，考察了國(guó)際貿(mào)易對(duì)我國(guó)通貨膨脹的沖擊效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：國(guó)際貿(mào)易 通貨膨脹 有向無(wú)環(huán)圖

研究方法及數(shù)據(jù)說(shuō)明

（一）有向無(wú)環(huán)圖（DAG）

有向無(wú)環(huán)圖方法通過(guò)分析各變量之間的相關(guān)系數(shù)及偏相關(guān)系數(shù)來(lái)識(shí)別變量間的同期因果關(guān)系。假設(shè)存在三個(gè)變量X、Y、Z，則相關(guān)系數(shù)與變量間因果關(guān)系對(duì)應(yīng)如表1所示。

采用Spirtes（2000）設(shè)計(jì)出的PC算法，構(gòu)造Fisher′s z統(tǒng)計(jì)量，以檢驗(yàn)偏相關(guān)系數(shù)的顯著性，表達(dá)式如下：

其中，n為樣本容量，|k|為條件變量個(gè)數(shù)，ρ為偏相關(guān)系數(shù)。

首先用無(wú)方向的線將所有變量相互間進(jìn)行連接，然后分析任意兩個(gè)變量間的無(wú)條件相關(guān)系數(shù)、一階偏相關(guān)系數(shù)、二階偏相關(guān)系數(shù)…、N-2階偏相關(guān)系數(shù)（N為變量數(shù)目），若相關(guān)系數(shù)或偏相關(guān)系數(shù)為0，則移除變量之間的連線。接著進(jìn)行“定向”判定，當(dāng)變量X、Y、Z存在“Y—X—Z”這種關(guān)系時(shí)，若X不屬于Y和Z的隔離集，則可推斷出X、Y、Z三者的同期因果關(guān)系應(yīng)為“Y→X←Z”；如果已知“X→Z”，Y和Z相鄰，而X與Z不相鄰，且Y和Z間并無(wú)有向邊指向Y，則可推斷Y和Z兩者的同期因果關(guān)系應(yīng)為“Y→Z”。此外對(duì)于小樣本（樣本容量小于200），通常提高統(tǒng)計(jì)量的顯著水平（一般是20%），以達(dá)到準(zhǔn)確識(shí)別變量同期因果關(guān)系的目的。

（二）指標(biāo)及數(shù)據(jù)說(shuō)明

在綜合相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，本文選擇消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）作為我國(guó)通貨膨脹的衡量指標(biāo)，選擇國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）、國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）作為貿(mào)易進(jìn)口傳導(dǎo)機(jī)制的代表變量，以貿(mào)易順差額（NEX）作為貿(mào)易收支傳導(dǎo)機(jī)制的代表變量。

本文選擇的樣本區(qū)間為2002年1月到2015年12月的月度數(shù)據(jù)，其中貿(mào)易順差額（NEX）采用相應(yīng)月度匯率換算成人民幣標(biāo)價(jià)，數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。同時(shí)，為了消除季節(jié)因素影響，采用X11對(duì)所選變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整（由于貿(mào)易順差額存在負(fù)值，不能進(jìn)行季節(jié)調(diào)整）。

實(shí)證分析過(guò)程

（一）同期因果關(guān)系的DAG分析及SVAR識(shí)別

在建立VAR模型之前，首先要檢驗(yàn)序列的平穩(wěn)性，采用ADF檢驗(yàn)和pp檢驗(yàn)兩種方法均表明，CPI、EP、FP、NEX原序列均存在單位根，而一階差分序列均是平穩(wěn)的。根據(jù)AIC和SC最小原則，確定了VAR模型的滯后階數(shù)為2，通過(guò)對(duì)VAR（2）進(jìn)行估計(jì)，得到各變量的擾動(dòng)相關(guān)系數(shù)矩陣，如表2所示。

以變量間擾動(dòng)相關(guān)系數(shù)矩陣為基礎(chǔ)，采用有向無(wú)環(huán)圖（DAG）對(duì)變量間的同期因果關(guān)系進(jìn)行識(shí)別。圖1表示了各變量間可能存在的同期因果關(guān)系，采用TETRAD V軟件中嵌套的PC算法對(duì)變量間相關(guān)系數(shù)的顯著性進(jìn)行分析，以確定變量間的同期因果關(guān)系。

首先分析無(wú)條件相關(guān)系數(shù)。在20%的顯著水平下，F(xiàn)P與NEX的相關(guān)系數(shù)為-0.06512，其對(duì)應(yīng)的P值為40.2%，無(wú)法拒絕兩者無(wú)條件相關(guān)系數(shù)為0的假設(shè)，可以認(rèn)為FP與NEX同期獨(dú)立，則移除兩者之間連線，而其它變量之間的無(wú)條件相關(guān)系數(shù)均顯著不為0。接著對(duì)偏相關(guān)系數(shù)進(jìn)行分析，當(dāng)以FP擾動(dòng)為條件變量時(shí)，CPI與EP之間的偏相關(guān)系數(shù)為0.00300，其概率值達(dá)到95.7%，在20%的顯著水平下，可以認(rèn)為CPI與EP不存在同期因果關(guān)系，將兩者之間連線移除；當(dāng)以FP擾動(dòng)為條件變量時(shí)，EP與NEX之間的偏相關(guān)系數(shù)為-0.05623，P值達(dá)到30.7%，同樣不顯著，移除兩者之間連線；而其它偏相關(guān)系數(shù)均顯著不為0，可以得到變量間的同期因果關(guān)系如圖2所示。

其次對(duì)同期因果關(guān)系進(jìn)行方向的確定。由偏相關(guān)系數(shù)的分析可以看出，CPI不屬于FP與NEX的隔離集，可推斷出CPI、FP、NEX三者間同期因果關(guān)系應(yīng)為“FP→CPI←NEX”， 即在同一時(shí)期，貿(mào)易順差（NEX）及國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）的變動(dòng)會(huì)引起消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的變動(dòng)；又由于ρ（CPI，EP）顯著不為0，而ρ（CPI，EP | FP）顯著為0，則CPI、FP、EP三者之間又存在“EP←FP→CPI”的因果關(guān)系，即國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）的變動(dòng)又會(huì)引起國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）變動(dòng)。最終確定的變量間的同期因果關(guān)系如圖3所示。

根據(jù)DAG分析的結(jié)果，可以對(duì)同期系數(shù)矩陣進(jìn)行識(shí)別，對(duì)沒(méi)有同期因果關(guān)系的施加零約束，即：

根據(jù)該系數(shù)約束矩陣建立SVAR模型，并利用Eviews 6.0軟件對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，得到的系數(shù)矩陣為：

對(duì)估計(jì)結(jié)果進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量（2.551）對(duì)應(yīng)概率值為0.64，在5%的顯著水平下不能拒絕“過(guò)度約束為真”的假設(shè)，說(shuō)明基于DAG方法所添加的約束是合理的。

（二）基于DAG的預(yù)測(cè)方差分解

為了進(jìn)一步探索貿(mào)易進(jìn)口傳導(dǎo)、貿(mào)易收支傳導(dǎo)對(duì)國(guó)內(nèi)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)沖擊效應(yīng)，在DAG分析的基礎(chǔ)上，我們對(duì)建立的SVAR模型進(jìn)行預(yù)測(cè)方差分解，結(jié)果如表3所示。

從表3可以看出，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）主要受到自身變化的沖擊，其它變量的解釋相對(duì)較小。隨著預(yù)測(cè)期的延長(zhǎng)，國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）、國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的沖擊效應(yīng)逐漸增強(qiáng)，而貿(mào)易順差額（NEX）的沖擊效應(yīng)則逐漸減弱；國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）對(duì)我國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的影響相對(duì)較大，12期以后，其對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的解釋力達(dá)到4.451%，而國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）、貿(mào)易順差額（NEX）的解釋力只有0.013%、0.945%?？傮w來(lái)說(shuō)，我國(guó)的通貨膨脹主要受自身慣性的推動(dòng)而形成的，基于貿(mào)易進(jìn)口傳導(dǎo)、貿(mào)易收支傳導(dǎo)方式的輸入型通貨膨脹相對(duì)較小。endprint

此外，從EP、FP、NEX的預(yù)測(cè)方差分解結(jié)果來(lái)看，對(duì)國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）、貿(mào)易順差額（NEX）解釋力最大的部分均來(lái)自于變量本身，12期以后國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）對(duì)自身波動(dòng)的解釋力為90.99%，而貿(mào)易順差額（NEX）對(duì)自身波動(dòng)的解釋力也達(dá)到87.16%。國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）對(duì)自身波動(dòng)的解釋只有40.14%，而國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）對(duì)其的沖擊效應(yīng)卻達(dá)到58.81%；相反，國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）對(duì)國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）的解釋力只有8.342%，即國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的波動(dòng)更容易推動(dòng)國(guó)際能源價(jià)格的上漲。而我國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）對(duì)國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）、國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）的影響相對(duì)較小，解釋力分別為0.73%、0.39%，表明我國(guó)并不存在對(duì)外輸出通貨膨脹的現(xiàn)象。

（三）穩(wěn)健性分析——遞歸的預(yù)測(cè)方差分解

首先選擇以2002年1月到2010年12月為基期，并在DAG分析的基礎(chǔ)上進(jìn)行第一方差分解。接著選擇2000年1月到2011年1月為第二期，進(jìn)行第二次方差分解，以此類推直到選取2002年1月到2015年12月整個(gè)樣本區(qū)間進(jìn)行方差分解，并把每次方差分解第12期的結(jié)果繪成如圖4所示。

從圖4可以看出，在遞歸期內(nèi)我國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）主要受到自身波動(dòng)的影響，對(duì)自身的解釋基本穩(wěn)定在93%左右，變化幅度不大；而其它指標(biāo)中，國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的影響相對(duì)較大，沖擊效應(yīng)由2011年（第一期）的4.02%變化到2015年（最后一期）的4.451%，總體穩(wěn)定在5%左右；貿(mào)易順差額（NEX）對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的影響相對(duì)較小，解釋力由2011年（第一期）的0.52%變化到2015年（最后一期）的0.946%，總體維持在1%以內(nèi)；國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）影響最小，基本維持在0.1%以內(nèi)，變化幅度不大。

從遞歸預(yù)測(cè)方差分解的結(jié)果中可以看出，各指標(biāo)對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的解釋隨著樣本期的改變基本保持穩(wěn)定，因此本文基于DAG方法研究得出的結(jié)論是穩(wěn)健的。

（四）基于DAG的脈沖響應(yīng)函數(shù)

由于DAG方法的研究結(jié)論是有效的，因此在遞歸預(yù)測(cè)方差分解的基礎(chǔ)上，我們進(jìn)一步考察短期內(nèi)國(guó)際貿(mào)易對(duì)我國(guó)通貨膨脹的沖擊效應(yīng)。通過(guò)構(gòu)建脈沖響應(yīng)函數(shù)，分析國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）、國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）及貿(mào)易順差額（NEX）隨機(jī)誤差項(xiàng)一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的當(dāng)前值和未來(lái)值所產(chǎn)生的影響，結(jié)果如圖5所示。

從圖5可以看出，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）受到自身一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小沖擊的影響最大，沖擊效應(yīng)在第5、6、7、8、9、10期均超過(guò)1，其中在第7期達(dá)到最大為1.0051，12期后的累計(jì)沖擊效應(yīng)達(dá)到11.9222；國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格指數(shù)（FP）一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差大小的沖擊對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的影響效果呈現(xiàn)遞增的趨勢(shì)，沖擊效應(yīng)從第1期的0.1增加到第12期的0.2706，12期后的累計(jì)沖擊效應(yīng)達(dá)到2.5133，明顯高于國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）及貿(mào)易順差額（NEX）的影響；國(guó)際能源價(jià)格指數(shù)（EP）對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的沖擊效應(yīng)相對(duì)保持穩(wěn)定，不同時(shí)期基本維持在0.1左右，12期后的累計(jì)沖擊效應(yīng)達(dá)到1.1919；而貿(mào)易順差額（NEX）對(duì)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（CPI）的沖擊效應(yīng)幾乎為0，影響效果甚微。可以看出，脈沖響應(yīng)函數(shù)與預(yù)測(cè)方差分解的研究結(jié)果是一致的。

綜上，本文的研究結(jié)論對(duì)于我國(guó)通貨膨脹的控制有著重要啟示。首先，由于我國(guó)通貨膨脹更容易受到自身波動(dòng)的影響，因此宏觀政策的制定需重視通貨膨脹慣性問(wèn)題，關(guān)注通貨膨脹的動(dòng)態(tài)變化，避免價(jià)格水平的大幅波動(dòng)。其次，重視國(guó)際貿(mào)易進(jìn)口傳導(dǎo)方式的輸入型通貨膨脹，建立完善的價(jià)格監(jiān)測(cè)及預(yù)警機(jī)制，特別關(guān)注國(guó)際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格波動(dòng)的影響。

參考文獻(xiàn)：

1.蘇明政，張慶君.國(guó)際大宗商品價(jià)格、有效匯率與輸入型通貨膨脹——基于國(guó)際貿(mào)易視閾下的狀態(tài)空間模型研究[J].統(tǒng)計(jì)與信息論壇，2011（3）

2.郭其友，陳銀忠.人民幣匯率升值下的輸入型通貨膨脹——基于遞歸SVAR模型的經(jīng)驗(yàn)分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)家，2011（8）

3.張志敏，鄒燕，崔延劍.輸入型通貨膨脹傳導(dǎo)條件分析與影響因素測(cè)度——基于中國(guó)1996-2011年月度數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].管理評(píng)論，2014（4）

4.黃安仲，謝海蓉.我國(guó)通貨膨脹是輸入型的嗎？——基于2006-2008年數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，2011（4）

5.陳玉財(cái).國(guó)際大宗商品價(jià)格波動(dòng)與國(guó)內(nèi)通貨膨脹——基于中國(guó)數(shù)據(jù)的實(shí)證分析[J].金融評(píng)論，2011（5）endprint