中國物價水平變動傳導機制的實證分析

許 湖

（西安財經學院，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濟發展的各個領域的變化。國務院總理溫家寶在政府工作報告中提出，要把穩定物價總水平作為宏觀調控的首要任務。為此，把握和研究我國物價的變動規律、分析其變動特征有著極為重要的現實意義。

國外學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之間的關系指出這兩者在統計上沒有顯著的關系。Clark（1995）認為，初級產品、中級產品和最終產品三個價格指數所構成的生產者物價指數和消費者物價指數是生產鏈上不同階段的價格，因此上游產品的價格會以一個比例加成定價的方式進入到下游產品價格，于是生產者價格指數會影響到消費者物價指數。

國內學者也進行了大量研究，并依據其樣本期間和研究方法得出了不盡相同的結果。宋金奇、舒曉惠（2008）研究了我國1996年10月～2008年7月CPI和PPI同比增長率的關系，運用協整和誤差修正模型指出PPI與CPI同比增長率存在協整關系。從長期來看PPI與CPI存在雙向因果關系，但短期只存在CPI對PPI的單向因果關系。袁建文、童霆（2009）使用廣東省2000～2008年的月度數據，擬合向量自回歸模型來反映CPI與PPI的傳導關系，以廣東數據實證分析表明，CPI和PPI存在協整關系，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、動力購進價格指數、PPI以及CPI為基礎，運動差分回歸分析建立傳導模型，說明我國PPI與CPI間的傳導關系。

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

1 理論模型的構建

經典計量經濟學建模過程中，通常假定經濟時間序列是平穩的，而且主要以某種經濟理論或者對某種經濟行為的認識來確立計量經濟模型的理論關系形式。而本文所采用的數據均為時間序列數據，不能夠確定其是否平穩。如果直接將其當做平穩時間序列進行回歸分析，可能會出現偽回歸。所以在分析時不能直接采用OLS對回歸模型進行估計。本文擬首先采用ADF檢驗來檢驗所用數據的平穩性，再采用協整檢驗格蘭杰因果檢驗以及誤差修正模型對數據進行進一步分析，以期得到較為準確的結論。

本文選取1993年1月～2010年12月CPI與PPI的月度數據作為計量分析的樣本，數據來源于《中國統計年鑒》。

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最高點出現在1993年8月，為125.9，最低點出現在2009年7月，為91.8。而CPI的最高點出現在1994年10月，為127.5，最低點出現在2009年8月，為92.1。PPI其他高點出現在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具有正向傳導作用，并且具有時滯效應在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，故應該首先檢驗序列的平穩性。所謂穩定的時間序列是指，隨著時間的推移，一個隨機過程的均值和方差保持常數，并且在任何兩期之間的協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方差的實際時間。為了在統計上推測這種可能性，我們對CPI和PPI分別進行單根檢驗。這里運用增廣迪基富勒檢驗（以下簡稱ADF檢驗）來進行單位根檢驗。其基本假設是：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，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進行一階差分所得序列，DPPI表示對PPI進行一階差分所得序列。由表2知，DCPI以及DPPI的ADF統計量小于臨界值，表明序列平穩。由此得知，CPI、PPI為非平穩序列，但其一階差分序列平穩，故CPI、PPI均為一階單整變量。

2.2 協整檢驗

協整分析是把非平穩變量的長期均衡和短期動態的變化有機結合起來，是一種有效的分析方法。這里采用EG兩步法進行檢驗，先用OLS法對數據進行回歸，得到殘差序列et。

表3 殘差ADF檢驗結果

由表3知殘差的ADF統計量小于臨界值，表明殘差序列平穩，由此說明CPI與PPI存在協整關系，即二者存在一個長期穩定的關系。

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系。考慮到PPI可能為CPI的先導變量，故將CPI作為因變量，PPI作為自變量進行回歸。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：

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

由于經濟活動的前后繼起性，經濟變量的滯后期之間通常存在較強的聯系，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，則至少有些參數的估計會有較大的偏差，可能導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，會導致自由度過分損失，致使估計偏差增大，統計顯著性檢驗失效。

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少于元分布滯后模型中的變量個數，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 滯后期長度的調整

將PDL項的參數依次設定為：PDL(PPI,13,2)、PDL(PPI,14,2)、PDL(PPI,15,2)、PDL(PPI,16,2)，其調整的判定系數、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，當滯后期由14增加至16時，AIC和SC值均減小。當滯后期由16增大到17時，調整的判定系數減小，AIC值、SC值增大。由于AIC準則可以權衡所估計模型擬合數據的優良性，根據AIC最小原則，應將滯后期確定為16期。

表6 Almon法分析結果 （滯后期為14）

最終模型為：

由表6知，R-Squared為0.893169，相關程度較高。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，故以上模型已經可以說明問題。

5 結論

研究的結果表明，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的影響變為負向，PPI上漲導致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的影響重新變為正向，此時影響力度又逐漸增強。具體影響為，當期PPI每上漲1%，拉動當期CPI上漲0.243%，上期PPI每上漲1%，拉動當期CPI上漲0.183%，以此類推。

控制PPI的張動幅度，能夠對CPI起到抑制作用，進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的變動難以在當期就傳導到CPI上，所以僅考慮CPI的變動而不考慮對應期PPI的變動難以全面反映物價總體水平的變動趨勢。PPI對CPI的正向傳導作用不是非常明顯，究其原因，可能是由于價格在生產鏈中的傳導需要一段時間，短期內這種傳導關系表現不明顯。其次是由于CPI和PPI在統計口徑上并無完全對應關系，所以價格傳導只是部分傳導。

金融全球化乃大勢所趨，我國經濟亦愈來愈多地融入國際經濟之中，穩定對于我國經濟的可持續發展與成長至關重要，經濟穩定的主要基礎和表現是物價之穩定，若想穩定物價，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的變動來判斷總體通貨膨脹的走勢，及時采取適當的貨幣調控政策，控制總體物價上漲水平。在此基礎上，研究價格體系中某種商品或服務價格變化引起其它商品或服務相應變化的內在規律是非常有意義的。

[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傳導關系實證研究[J].價格理論與實踐,2009.

[4]孫紅英；劉向榮；解玲麗.基于傳導模型的2010年價格指數預測[J].遼寧工程技術大學學報,2010.

[5]李倩；李東濤.淺談PPI與CPI的傳導路徑分析[J].中國經貿,2008.

[6]龐皓.計量經濟學[M].北京：科學出版社，2008.

[7]易丹輝.數據分析與eviews應用[M].北京：中國人民大學出版社，2008.