相对价格波动和通货膨胀

相对价格波动和通货膨胀的相关性研究 彭道菊 中国人民大学经济学院1 摘要：自 70 年代以来，通货膨胀和相对价格波动之间的相关关系引起了国外学术界的普 遍关注。若通货膨胀和相对价格波动存在相关关系，则微观层面的相对价格波动将藉由通 货膨胀渠道对宏观经济产生影响。本文在国外研究的基础上，检验了中国经济中，预期到 的通货膨胀、未预期到的通货膨胀、通货膨胀变化率和相对价格波动性之间的相关关系， 并分析了其理论和实际含义。而后通过建立 VAR 模型，分析了通货膨胀-相对价格波动在 宏观经济系统内的传导关系，并分析了传导效应的持久性。 关键词：通货膨胀 相对价格波动性 VAR 第一部分 理论综述 通货膨胀和相对价格波动性之间是否具有相关系是一个古老的命题。关于他们的实证 研究最早始于 Mills（1927）和 Graham（1930）。他们发现价格离差的变动随通货膨胀的上 升而上升。此后，Daniel R vining 和 jr. Thomas C. elwertowski（1976）的文章中，他们发 现了一般价格水平在时间上维度上的方差和相对价格在产品维度上的方差存在正向的相关 性。Parks（1978）采取了新的衡量 RPV 程度的方法，赋予每个产品部门不同的权重，同 样得出了通货膨胀和 RPV 之间具有正向的相关关系，并且认为 RPV 主要受未预期到的通 货膨胀的影响。Stanley Fischer、Robert E hall、John B Taylor（1981）年的文章梳理了 RPV 和通货膨胀之间的联系渠道，将通货膨胀与 RPV 之间的关系划分为三类，这三类分别表明 相对价格波动性受通货膨胀率水平、通货膨胀变化率水平、通货膨胀预期的影响，Fischer （1982）、Cukierman(1979、1982、1984)检验了相对价格水平与通货膨胀之间的关系，也 得出了正相关的关系。 在相对价格波动性和通货膨胀之间相关关系的研究中，主要存在 3 个方面的问题。第 一个问题是什么引起了相对价格波动与通货膨胀率之间的关系？国外学者认为可以从三个 方向解释二者之间的相关关系。一是从信息的不完全，这种理论认为经济行为人对总量扰 动和特定市场的相对扰动不能进行很好的区分，从而导致相对价格波动性的上升。lucas （1973）最先提出了基于不完全信息下的信号萃取模型，Barro（1976）、Hercowitz（1981）、 Cukierman（1983）扩展了 lucas 的模型，认为不完全的信息，会导致通货膨胀的不确定性 增强，使得未预期到的通货膨胀率提高，从而造成相对价格波动性更强。在这个理论框架 内，Barro 等人重点分析了未预期到的名义冲击（货币量冲击）对相对价格造成的影响； 第二种解释是基于长期契约。Bardo（1980）、Taylor（1981）建立了契约模型，认为在不 完全信息下长期契约的存在使得经济处于一种非均衡的状态。具体来说，模型认为契约双 方都认为在长期内存在着不确定性，为了避免不确定性带来的损失，契约双方倾向于订立 长期的契约，长期契约合同的存在使得经济受到冲击时某些部门的价格调整速度快于 另外一些部分的价格调整速度，从而使得相对价格波动性增强；第三个解释是基于菜单成 本模型，Sheskinski 和 Weiss（1977）、Leif Danziger（1987）、Laurence Ball 和 N.Gregory Mankiw（1994）等人的模型认为菜单成本的存在会影响生产决策者的定价行为，使得他们 的定价呈现多次分阶段调整的特征，这种价格调整行为使得即使在通货膨胀完全被预期到 的情况下，经济也会出现相对价格波动性的变化。 1 作者联系方式：13581660620，pengdaoju@163.com，中国人民大学经济学院，邮编 100872 第二个问题是关于相对价格波动与通货膨胀率之间的因果关系，国外学者认为两者之 间的因果关系存在 3 个可能的途径，第一：微观市场遭受了外生的冲击，造成相对价格波 动性增强，相对价格波动性的增强经由某种途径引起了总量意义上的通货膨胀水平的变化， 第二：认为通货膨胀率是外生给定的，当总量的冲击造成了通货膨胀率的变化时，经由某 种机制造成相对价格水平波动性的变化，第三：外生给定的冲击同时影响相对价格变化和 通货膨胀率的变化。相对价格变化和通货膨胀变化之间的因果关系不明显。但是，对于通 货膨胀和相关价格波动性之间的因果关系，国外学者的实证研究并没有达成一致的共识。 近年的研究，越来越倾向于认为二者是在经济系统中共同决定共同影响，因果关系并不明 显。 第三个问题涉及到相对价格的变动对于实体经济的影响以及影响的持久性。对这个问 题的探讨具有更强的政策意义，如果可以证明相对价格价格波动对实体经济影响只是短期 效应，那么政府在制定政策时，可以不用考虑相对价格，而如果相对价格波动性对于实体 经济的影响具有持久性，那么政府就必须要考虑到相对价格对资源分配的扭曲作用，进而 对经济增长路径以及政策效果可能带来的扭曲。Mario I.Blejer 和 Leonardo Leiderman （1980）、Hiranya k.Nath（2002）、Tack Yun（2005）等对相对价格的持久性做出了有益的 探索。 总结来说，目前的研究已达成了一些基本共识，第一：相对价格的波动与通货膨胀的 不确定性、未预期到的通货膨胀率呈现正向的关系，第二：相对价格的波动性与通货膨胀 的相关关系是与某些离散点的存在联系在一起的，如遭受石油冲击的年份，粮食价格的异 常波动等。第三：二者的因果关系并不明显 本文的目的主要在于探讨中国的相对价格波动与通货膨胀率之间的相关关系。本文的 结构如下，第二部分对中国的通货膨胀率和相对价格波动性做直观上的描述，第三部分分 析相对价格波动性与通货膨胀率及其组成部分之间的关系。第四部分采用 VAR 模型分析相 对价格波动和通货膨胀率之间的动态关系。第五部分是结论。 第二部分 中国的现状 Parks(1978)年对相对价格波动性的衡量采取了一种不同于 vining 和 elwertowski （1976）（以下简称 VE 模型）的衡量方法，他对 VE 模型衡量相对价格波动性的改进之处 在于赋予了各产品部门在相对价格变动中不同的权重。本文沿袭了 Parks 对相对通货膨胀 的衡量方法。 一、对相对价格波动性的衡量： ∑ = −= n i titit DPDPwVP 1 2)( tt VPSVP = ∑ = = n i itit DPwDP 1 1,, lnln −−= titiit ppDP 其中， tVP表明 t 时刻相对价格围绕一般价格水平的波动性2， iw 为消费者支出在各产品部 门的比例， itDP 为第 i 个部门 t 期的价格对数与 t-1 期的价格对数之差，表明该产品部门的 通货膨胀率， tDP为各部门通货膨胀率的加权平均，表示一般价格水平， tip , 为第 i 个部门 在 t 时刻的价格。当所有价格上涨的幅度相同时， tVP等于零，表明没有相对价格效应。当 所有部门价格水平都上升或下降同等幅度时，相对价格不发生变动， tDP等于零。 二、中国的相对价格波动 衡量价格水平的变化一般有消费者价格指数（CPI）、生产者价格指数（PPI）、批发价 格指数（WPI）。由于中国的价格资料中消费者价格指数的统计较全，故本文选取消费者价 格指数（CPI）作为衡量价格变化的指标。国家统计局于 2001 年调整了 CPI 的一篮子商品 范围，故本文选取了调整后的样本，从 2001 年 1 月到 2009 年 2 月的月度消费者价格指数， 数据来源中经网统计库。 1、权重的获取、及各类消费品贡献率 统计局在 2004 年曾更新并公布了 CPI 八大类的权重，新的权重降低了食品类的权重， 提高了住房和服务类的权重。本文基于普通最小二乘法回归，对系数施加系数和等于 1 的 限制条件，得出 2001 年 1 月到 2009 年 2 月的平均权重，估算出的权重与官方公布的权重 基本一致。表一了各分类消费品对通货膨胀率变化的贡献率。 我国的消费者价格指数构成中，食品价格占的比重最大，达到 34.8%，粮食价格的波 动对消费者价格变化的贡献率也最大，教育和娱乐支出占价格构成的 14.2%，除了 2001 年 教育改革导致该项支出大幅增大之外，2002 年至 2008 年的教育娱乐的价格波动对总体价 格水平的贡献率起伏不大。房价占价格构成中的比例为 13.9%，并且在 2002 年之后，房价 的波动性对总体价格水平的贡献率加大，成为次于食品的又一个影响总体价格水平走势的 因素。在其他因素中。烟酒、衣着等需求弹性较小的产品价格变动幅度不大，甚至于总体 价格水平变化方向相反，这二者的价格变化对总体价格水平变化的贡献率最小，交通通信、 家庭设备支出和医疗在 2001、2002 年这两个年份价格变化率较大，对总体价格水平的贡献 率也较大。总体来说，在这八大类消费品中，除了食品、住房以外的消费品价格贡献率呈 现出逐步下降的趋势，各分类消费品之间的价格变动的不一致性加大3。 表一 中国消费者价格指数中各类消费品的权重 2 对于 parks 的衡量相对价格波动性的方程，很多学者提出了批评，VE 就认为该方程中围绕着加权的通 货膨胀率水平，没有区分出相对价格波动中哪些是由最优配置导致的，哪些是由资源的错配导致的。而加 权的通货膨胀率的处理还涉及到单个市场的加总问题。能够加总的前提是单个市场是独立的，而实际上， 市场之间可以通过某种联系渠道而相互关联，例如食品价格上涨，会使得居民对食品的支出增加，在收入 不变的情况下，会使得对其他商品的需求下降，其他商品价格下跌，从而使得相对价格的波动性增强，使 得正相关关系的可能性增大，另外一个问题是加总问题，加总后的通货膨胀率没法筛选出是哪一个市场所 受的冲击。使在衡量相对价格波动的来源时，存在一定的困难。 3 在消费者价格指数数据中，没有包含原油和成品油等价格，故本文没有考察原油和成品油价格变化对通 货膨胀率的影响。考虑到中国是主要的石油进口国之一，以及原油价格在 2007 年的至 2008 年的飞速上涨， 消费者价格指数中忽略了原油价格可能导致两个方面的结果：第一，以消费者价格指数衡量的通货膨胀率 并没有很好的反应实际的通货膨胀率水平；第二，各分类消费品对总体通货膨胀率水平的贡献率可能与实 际的通货膨胀过程并不一致。 食品 烟酒 衣着 家庭 设备 医疗 交通 通信 娱乐 教育 住房 官方权重 33.6 4.4 9 6.2 9.4 9.3 14.5 13.6 作者计算 34.8 4.2 8.0 4.3 9.5 11.1 14.2 13.9 表二 各分类消费品对价格水平的贡献率 年份 同比消 费价格 指数 同比价 格增长 率 食品 烟酒 衣着 家庭 设备 医疗 交通 通信 娱乐 教育 居住 2001 100.7 0.70 0.00 -1.81 -22.00 -14.34 0.00 -15.99 130.1 23.77 2002 99.2 -0.80 26.07 0.52 24.20 13.55 14.28 26.51 -10.58 1.73 2003 101.2 1.19 97.54 -0.70 -14.92 -9.50 7.14 -20.70 15.38 24.22 2004 103.9 3.83 85.87 1.31 -3.16 -1.58 -0.75 -4.38 4.79 17.38 2005 101.8 1.78 55.77 0.94 -7.69 -0.24 -0.53 -6.25 17.32 40.98 2006 101.5 1.49 66.34 1.69 -4.04 4.30 8.71 -0.93 -5.97 52.41 2007 104.8 4.69 86.11 1.51 -1.03 1.73 4.21 -2.14 -3.04 13.05 2008 105.9 5.73 81.14 2.09 -2.11 2.07 4.74 -1.75 -1.74 12.98 2、相对价格波动与通货膨胀率之间的关系 通过对以上各分类消费品对通货膨胀率的贡献率得出基本的结论：从 2001 至今，各分 类产品的价格调整幅度的不一致性大。依照上文提及的计量相对价格波动性的方法，计算 出 2001 年 1 月至 2009 年 2 月的相对价格波动，相对价格波动和通货膨胀如图一所示。 2001 年至 2008 年间，中国共经历了两个较大幅度的通货膨胀，一次是从 2003 年持续 到 2005 年中，这次的轻微通货膨胀主要是由于亚洲金融危机后经济刺激政策作用的结果， 2002 年以来，出口需求大幅度攀升，拉动国内投资需求，厂商对原材料等投资中间品需求 上涨，拉动原材料价格上涨，而同年粮食收成为 90 年代以来的最低点，粮食价格上涨。多 数学者认为 2003 年开始的通货膨胀应是需求拉动型。另一个通货膨胀区间出现在 2007 年 中至 2008 年底，对于这个时期的通货膨胀的性质，国内学者并没有达成共识，多数的学者 认为这个时期的通货膨胀率主要是石油、粮食局部价格上涨过快导致，是一种成本推动型 的通货膨胀。 不论这两个时期的通货膨胀出现的原因是什么，相对价格的波动性都随着通货膨胀率 的上升而上升，变动的方向基本保持一致。但是，值得注意的现象是，通货紧缩对相对价 格波动的影响非常有限，而这一点与美国、欧洲的情形完全相反。比较 2002 年 4 月到 2002 年 10 月通货紧缩时期与 2005 年 7 月到 2006 年 7 月的通货膨胀时期，二个时期通货膨胀的 向上调整和通货紧缩的向下调整二者幅度大致相同，但是通货紧缩时期的相对价格波动性 要小于通货膨胀时的相对价格波动性。目前西方主流的价格调整不对称的理论认为，价格 具有向下调整的粘性，国外学者对通货膨胀和相对价格波动性的实证研究也表明，当价格 变动相同百分比时，通货紧缩时期的相对价格波动性比通货膨胀时期的变化要更大，但是 粗略的统计图形表明，中国的数据似乎并不支持这一观点。 图一 通货膨胀水平和相对价格波动 （2001年 1月至2009年 2月） -0.04 -0.02 0 0.02 0.04 0.06 0.08 0.1 2001 -01 2001 -04 2001 -07 2001 -10 2002 -01 2002 -04 2002 -07 2002 -10 2003 -01 2003 -04 2003 -07 2003 -10 2004 -01 2004 -04 2004 -07 2004 -10 2005 -01 2005 -04 2005 -07 2005 -10 2006 -01 2006 -04 2006 -07 2006 -10 2007 -01 2007 -04 2007 -07 2007 -10 2008 -01 2008 -04 2008 -07 2008 -10 2009 -01 基于CPI的月度通货膨胀 通货膨胀的结构性差异 在分析相对价格贡献率中，已表明食品价格波动对总体价格水平的变化影响程度非常 大，故将食品价格和非食品价格分开考察是十分有必要的4。从图二可以看出，在食品和非 食品类消费品的影响分开后，二者的相对价格波动性降低，食品的相对价格波动与非食品 的价格波动方向一致，在较大通货膨胀时期，食品的价格波动比非食品的价格波动要高。 而在 2002 年 4 月到 2002 年 10 月与 2005 年 7 月到 2006 年 7 月的价格温和区间，相对价格 波动基本为零，在 2009 年初，价格水平迅速降低，随之的是相对价格水平的大幅下降。这 意味着在一定的价格变化区间内，分部门的价格变化是趋向于一致的，相对价格波动为零。 对于这一假设，需要更长的价格数据来验证。分离后的数据显示出，在 2001 年 1 月至 2001 年 5 月间，通货膨胀率和相对价格波动的变化方向相反，表明相对价格波动可能跟一般价 格水平变化的剧烈程度有关，或者与通货膨胀的不确定性有关。但总体而言，分离前后的 相对价格变动性的走势大致相同。 图二 食品类的价格波动、非食品类的价格波动和通货膨胀率水平 （2001 年 1 月-2009 年 2 月） -0.04 -0.02 0 0.02 0.04 0.06 0.08 0.1 20 01 -0 1 20 01 -0 5 20 01 -0 9 20 02 -0 1 20 02 -0 5 20 02 -0 9 20 03 -0 1 20 03 -0 5 20 03 -0 9 20 04 -0 1 20 04 -0 5 20 04 -0 9 20 05 -0 1 20 05 -0 5 20 05 -0 9 20 06 -0 1 20 06 -0 5 20 06 -0 9 20 07 -0 1 20 07 -0 5 20 07 -0 9 20 08 -0 1 20 08 -0 5 20 08 -0 9 20 09 -0 1 食品的标准差 非食品类的标准差 通货膨胀率（消费者价格指数平减） 4 计算食品的相对价格波动性的公式为：VP(food)= 2))((*)( DPfoodDPfoodw − ， VP(nonfood)= 2)(*))(1( DPDPfoodw nonfood −− , ∑∑ − = = 1 1 * n i i i i nonfood DPw wDP ，其中 i 表示非食品类消费品。 第三部分 中国的相对价格波动、通货膨胀关系检验 在本节中，作者检验了相对价格波动、通货膨胀的关系。正如在前文的文献综述所述， 预期通货膨胀是区分何种原因导致这种相关性的一个关键变量，故作者也检验了预期和非 预期通货膨胀与相对价格波动的影响。另外，基于上述统计图形表明的现象，检验通货膨 胀和通货紧缩与相对价格的关系也是十分有必要的。 目前对于这方面的实证研究方法主要有两个方面，早期的检验多集中于単方程的普通 最小二乘法检验，90 年代研究这方面问题多采用向量自回归模型，协整方法，GRACH 等方 法。为了与国外已有实证结果形成良好的对比，本文首先在単方程中考察了相对价格波动 和通货膨胀率的关系。考虑到相对价格波动可能具有的延续性，采用相对价格波动滞后一 阶的単方程形式。并且采用虚拟变量来考察中国是否价格调整的不对称性。 首先，考察相对价格波动和价格变化的绝对值的关系，以及可能存在的价格调整不对 称的影响。方程如（1）（2）所示。其中 SVP 表示相对价格波动的平方根，ADP 表示通货膨 胀（紧缩）的绝对值。 DMADP 表示虚拟变量，在通货紧缩时取 1，否则取 0。加入这样的 虚拟变量，可以允许通货紧缩和通货膨胀时期对相对价格波动的斜率不同。如果通货紧缩 时期和通货膨胀时期的相对价格波动程度没有太大的区别，可以预期 2β 的值将不显著的区 别于 0。 tttt uADPSVPSVP +++= − 1110 βαα (1) tttttt uDMADPADPADPSVPSVP ++++= − *21110 ββαα (2) 得出结果如下： 22.1,918.0 309.0839.0 2 )58.2(1)37.15( == ++= − DWR uADPSVPSVP tttt 12.1,923.0 *468.0420.0766.0 2 )27.2()30.3(1)28.12( == +−+= −− DWR uDMADPADPADPSVPSVP tttttt 接下来检验相对价格波动、通货膨胀水平、通货膨胀变化率之间的关系，并且采用同 样的方法检验正向的通货膨胀率和负向的通货膨胀率对相对价格波动性的影响。ADDP 表示 通货膨胀变化率的绝对值，DMDDP 表示虚拟变量，当 DDP 为负时，取 1。 ttttt uADDPADPSVPSVP ++++= − 11110 γβαα （3） ttttttt uDMDDPADDPADDPADPSVPSVP +++++= − *211110 γγβαα （4） 得出结果如下： 21.1,919.0 055.0312.0836.0 2 )39.0()59.2(1)09.15( == +++= − DWR uADDPADPSVPSVP ttttt 87.1,96.0 *33.1926.0115.0917.0 2 )10.10()06.7()34.1(1)40.23( == +−++= −− DWR uDMDDPADDPADDPADPSVPSVP ttttttt 最后检验相对价格变化和通货膨胀预期之间的关系，其中，EDP 表示预期到的通货膨 胀率，UDP 表示为未预期到的通货膨胀率。货币主义和理性预期学派都强调预期，并认为 在价格能够自由调整的情况下，预期到的通货膨胀率并不影响相对价格的波动性，而新凯 恩斯主义认为价格调整的粘性会使得即使价格变化被充分的预期到，价格调整成本（如菜 单成本）的存在也会使得各产品部门的调整会产生差异。我们推测通货膨胀预期的方向对 相对价格波动的影响程度可能存在差别，故此处假设当通货膨胀预期为正时，其虚拟变量 取 1，反之取 0， tttt uUDPEDPSVP +++= 210 θθα （5）5 tttttt uUDPDMEDPEDPEDPSVP ++++= 2110 * θχθα （6） 对预期的处理遵从普遍的方法，采用如下的 AR（p,q）模型。 ttt eLDPLDP )()( 211 φφ += − 通过自相关函数，确定之后阶数为 2 阶。自回归残差序列为未预期到的通货膨胀，通货膨 胀与未预期到的通货膨胀之差为预期到的通货膨胀6。 结果如下： 94.0,85.0 253.0946.0 2 )09.1()80.14( == ++= DWR uUDPEDPSVP tttt 94.0,86.0 227.0*002.0946.0 2 )136.1()16.1()13.21( == +++= DWR uUDPDMEDPEDPEDPSVP tttttt 普通最小二乘法的结果显示， 1β 为 0.309，在 5%显著性水平下显著，虚拟变量加入后 1β 显著性增强。 2β 系数在 5%显著性水平下显著，说明通货紧缩时期对相对价格波动性的 影响与通货膨胀时期对相对价格波动性的影响有显著不同，但是，当检验通货紧缩对相对 价格波动性影响的显著性时，发现系数的 wald 检验不能拒绝影响为 0 的零假设。 1γ 的系 5 通货膨胀预期中包含了通货膨胀率的滞后项，故本部分模型没有采用相对价格波动滞后一期的形式。 6 本文亦检验了除去食品价格之后的 7 部门相对价格波动与通货膨胀之间的关系，与八部门的计量结果类 似，限于篇幅，文章并未列出。 数在 10%的显著性水平下不显著。但当将通货膨胀率变化方向分离后，发现正向和负向的 通货膨胀率变化对相对价格波动性有显著影响，且正向的通货膨胀率变化对相对价格波动 的影响为正，而负向的通货膨胀变化对相对价格波动的影响为父，正向的影响大于负向的 影响。当将通货膨胀率分解为预期和未预期到的通货膨胀率后，检验系数 1θ 为在 1%显著 性水平下显著，但 2θ 在 10%的显著性水平下不显著，表明预期到的通货膨胀率对相对价格 波动性有显影响。当分离出预期以及未预期到的方向后，得出预期的方向有显著影响，但 影响程度非常微弱。 上述的计量结果反映出中国通货膨胀和相对价格波动之间传导机制可能具有的特殊 性。主要体现在三个方面： （1）相对价格波动对通缩和通胀时期具有不同的反应，但是反应的方向与经典理论存 在差别。理论认为通货紧缩时期相对价格波动性增强，但是计量的结果明显违背了这一命 题。 （2）未预期到的通货膨胀率对相对价格波动的影响不显著。未预期到的通货膨胀增大 会使得相对价格波动程度加大。但是上述回归结果也同样违背了这一命题。 （3）通货膨胀变化率的变化方向对相对价格波动性十分重要。 （4）对通货膨胀率预期的方向对相对价格波动性影响不是十分显著。 上述计量模型的设立假设了通货膨胀率是外生变量，但正如在文献综述中所述，相对 价格波动和通货膨胀可能受经济中其他变量的共同影响，使得上述的结果不具有稳定性。 故文章的第四部分在 VAR 模型框架内讨论了相对价格波动和通货膨胀的关系，由于篇幅， 文章对组成通货膨胀的各个组成部分没有再继续展开讨论。 第四部分 VAR 模型的动态特征 参考 siliver(2001)的变量选择，考虑数据的可得性，本节考察了相对价格波动性、 通货膨胀率、产出增长率、货币供应增长率、汇率水平、利率之间的关系。其中产出增长 率使用的是 2001 年 1 月至 2009 年 2 月的统计局公布的以可比价格计算的同比增长率，货 币供应量增长率使用的 M2 的月度同比增长率，汇率水平使用的人民币兑美元月度加权平均 汇率，这三个变量分别以 GAR、GM2、EX 表示。 1、变量平稳性检验 ADF检验 PP检验 变量 P值 滞后阶数 P值 EX 0.105 2 0.014 GAR 0.374 2 0.403 GM2 0.913 3 0.878 SVP8 0.157 1 0.216 DP 0.273 0 0.160 EX(-1) 0.008 1 0.003 ADF，PP检验对上述这五个变量进行单位根检验，滞后阶数的选取采用schward信息准 则判断。结果表明，在5%的显著性水平下，ADF检验表明五个变量均为一阶差分平稳，PP 检验表明汇率水平平稳，五个变量一阶差分平稳。 2、协整关系检验 对该系统进行协整检验，结果表明在5%的显著性下，可拒绝没有协整关系的原假设。 表明产出增长率、货币供应增长率、汇率、相对价格波动、通货膨胀率具有稳定的经济关系。 同时应却确定是相对价格波动引起了通货膨胀率还是通货膨胀引起了相对价格波动的 变动。如果相对价格是格兰杰原因表明mankiw模型中所认为的存在菜单成本情况下，厂商 面临相对价格冲击时的价格调整行为可以导致通货膨胀率上升的理论逻辑可能对中国适用 的，如果通货膨胀率是格兰杰原因，则表明lucas、barro等人的信号萃取模型以及传统的菜 单成本模型是合适的。对这两个变量进行格兰杰因果检验，检验结果表明在10%的显著性水 平下可拒绝相对价格不是通货膨胀格兰杰原因的原假设，相对价格波动是通货膨胀的格兰杰 原因。 原假设 F统计量 P值 通货膨胀不是相对价格波动的格兰杰原因 1.097 0.338 相对价格波动不是通货膨胀的格兰杰原因 2.591 0.080 对于是采用协整方法还是VAR方法进行估计，Cochrane(2005)指出如果经济理论不能 确定变量组合是否存在协整关系或者协整向量的形式，那么水平值向量自回归模型将优于 误差修正模型的估计。Sims、Stock、Watson（1990）也提出非平稳的时间序列仍然可以 用于VAR模型的估计中。故在以下动态分析中，本文采用的是VAR模型。 3、VAR模型 上文指出相对价格波动是通货膨胀率的格兰杰原因，表明mankiw和fiscal等人的理论 可能是合适的，他们均认为是供给层面的相对价格波动影响了总量的通货膨胀水平。同时 考虑到货币政策对厂商面临的相对价格冲击的影响，以及货币政策可能受到经济发展速度、 汇率冲击等方面的影响，并在结构向量自回归模型中，假定外生冲击对当期变量只存在单 向的传递关系。综合考虑，建立如下向量自回归模型， GAR(-1) 0.000 0 0.000 GM2(-1) 0.000 0 0.000 SVP8(-1) 0.000 0 0.000 DP(-1) 0.008 11 0.000 协整个数 迹统计量 P值 没有协整关系 79.670 0.007 最多一个 50.298 0.029 t it it it it it n i i t t t t t dp svp gm ex gar dp svp gm ex gar εβα + ⎥⎥ ⎥⎥ ⎥⎥ ⎦ ⎤ ⎢⎢ ⎢⎢ ⎢⎢ ⎣ ⎡ += ⎥⎥ ⎥⎥ ⎥⎥ ⎦ ⎤ ⎢⎢ ⎢⎢ ⎢⎢ ⎣ ⎡ − − − − − = ∑ 8 2 8 2 1 0 通过LR、FPE、AIC、SC、HQ信息准则，并按照多数原则确定该向量自回归模型的滞 后阶数为2阶。回归该模型，结果如表三所示。结果表明滞后的相对价格波动对通货膨胀率 的影响不显著，滞后一阶的通货膨胀率对相对价格波动的影响显著，系数为正。其他的变量 中，滞后一期的产出增长率和货币供应量增长率对相对价格波动的影响为正，滞后一期的汇 率对相对价格波动的影响为负，滞后一期的汇率对通货膨胀率的影响为正。 为了考察经济系统的动态变化，使用累积的脉冲响应函数来分析。脉冲响应的见图三， 图中可以看出，通货膨胀对相对价格波动的响应为正值，并且在15个月后达到最大值。通 货膨胀对产出冲击、自身通货膨胀冲击的累积响应与对相对价格波动的冲击响应极为类似。 通货膨胀对货币供应量冲击的响应较慢并具有持久性。通货膨胀率对汇率的冲击在15个月 内的累积响应为负，反映出汇率的升值导致外国资本流入，央行的外汇市场干预会推高通货 膨胀，但长期内，其影响基本消失。故我们可以得出，货币供应量冲击对通货膨胀有持久的 影响。短期内相对价格波动、产出增长率、汇率、自身冲击对通货膨胀率具有的影响具有同 步性，且相对价格波动对通货膨胀率的影响要大于其对自身的影响。相对价格波动对变量冲 击的响应类似于通货膨胀率的响应，所不同的是，相对价格波动对其自身的响应要更为强烈， 而对通货膨胀率冲击的响应在36个月内基本消失，相对价格波动对汇率波动的冲击具有持 久的负向响应。 文章也同时报告了相对价格波动和通货膨胀率的方差分解，见图四，方差分解的图示表 明，在初始时刻，通货膨胀波动方差中有68%是来自于相对价格波动的方差，相对价格方差 基本完全来自自身的波动。随后产出波动和货币供应量波动对通货膨胀方差和相对价格波动 方差的贡献逐渐增强，汇率波动对通货膨胀率和相对价格波动的方差基本没有贡献，而通货 膨胀率除了在初始时刻对其自身的波动有一定的贡献外，基本没有贡献。由此可以看出，影 响相对价格波动和通货膨胀率的共同受货币供应量增长率、产出增长率的影响，并且相对价 格波动对通货膨胀率的影响非常显著。 表三 var模型回归结果 相对价格波动 通货膨胀率 相对价格波动(-1) 0.931172[ 5.48193] 0.196926[ 1.38047] 相对价格波动(-2) -0.086817[-0.53319] 0.033616[ 0.24584] 通货膨胀率(-1) 0.413792[ 1.95784] 0.909996[ 5.12688] 通货膨胀率(-2) -0.367825[-1.95576] -0.274364[-1.73708] 产出增长率(-1) 0.000764[ 3.35185] 0.001308[ 6.83833] 产出增长率(-2) -0.000269[-1.03026] 0.000133[ 0.60444] 汇率(-1) -0.006064[-0.21500] 0.010350[ 0.43694] 汇率(-2) 0.004857[ 0.16765] -0.013767[-0.56590] M2增长率(-1) 0.000213[ 0.29901] -0.000803[-1.34313] M2增长率(-2) -0.000215[-0.29704] 0.000445[ 0.73121] 常数 0.005793[ 0.31049] 0.012575[ 0.80253] R-squared 0.942707 0.965864 F-statistic 126.6957 217.8709 Log likelihood 342.8986 358.2616 Akaike AIC -7.543150 -7.892310 Schwarz SC -7.233483 -7.582643 图三 脉冲响应图 -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 .04 .05 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 GAR EX GM2 SVP8 DP Accumulated Response of SVP8 to Cholesky One S.D. Innovations -.02 -.01 .00 .01 .02 .03 .04 .05 .06 5 10 15 20 25 30 35 40 45 50 55 60 GAR EX GM2 SVP8 DP Accumulated Response of DP to Cholesky One S.D. Innovations 图四 方差分解图 0 20 40 60 80 100 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 GAR EX GM2 SVP8 DP Variance Decomposition of SVP8 0 10 20 30 40 50 60 70 2 4 6 8 10 12 14 16 18 20 22 24 GAR EX GM2 SVP8 DP Variance Decomposition of DP 第五部分 结论以及启示 文章通过的考察相对价格波动和通货膨胀中的事实，表明中国的通货膨胀与相对价格 波动之间的确具有正向的相关关系。并且通过VAR模型纳入了可能影响通货膨胀和相对价格 波动相关关系稳健性的因素，表明这种相关关系是稳定存在的，并且相对价格的波动是通货 膨胀变动的原因。对通货膨胀的组成部分进行考察时发现，通货膨胀时期通货膨胀水平和相 对价格波动性的相关程度更强，表明中国没有价格向下调整的粘性，可能的原因有二，一是 中国对价格的管制，尤其是对于通货膨胀中波动水平加大的粮食价格，政府一直实行政府指 导价、保护价等多重价格体系。价格管制的存在使得在通货膨胀时期一部分的价格上涨，而 另一部分的价格却只能按照政府规定的价格进行市场交易，只是相对价格的波动性增强。二 是消费者价格指数中没有包含石油价格的数据，而在文章考察的时间段内，石油价格的大幅 剧烈波动是通货膨胀水平发生变化的一个原因。 由于数据的不可获得性，文章只考察了需求因素对通货膨胀和相对价格波动的影响，为 考察技术进步、劳动力、工资水平、知识资本等供给方因素对二者关系的影响。由于相对价 格波动更多的是源于厂商对市场的反应，这些供给因素可能是至关重要的。 参考文献： 1、Mick Siliver, christos Ioannidis,2001，“intercountry difference in the relationship between relative price variability and average prices”，the journal of political economy 109,355-374 2、Daniel R. vining, Jr.; Thomas C. Elwertowski，1976，“The Relationship between relative prices and the general price level”, the American economic review, vol.66,No.4. 699-708 3、Richard w. parks,1978, “inflation and relative price variability”, the journal of political economy,vol.86,No.1. 79-95 4、Alex cukierman,1979, “the relationship between relative prices and the general price level: a suggested interpretation” the American economic review, vol.69,No.3.,444-447 5、William A. bomberger; gail e. makinen,1993, “inflation and relative price variability: parks’study reexamined ”, journal of money, credit and banking, vol.25,No.4,854-861 6、Carlos felipe Jaramillo,1999, “inflation and relative price variability: reinstating parks’results”, journal of money, credit and banking, vol.31,No3,375-385 7、Richard Hartman,1991, “relative price variability and inflation”, journal of money, credit and banking, vol.23,No.2,185-205 8、Michael Aarstol,1999, “inflation, inflation uncertainty, and relative price variability”, southern economic journal, vol.66,No.2,414-423 9、kevin b. grier, mark perry,1996, “inflation, inflation uncertainty and relative price dispersion: evidence from bivariate GARCH-M model”, journal of monetary economics38, 391-405 10、mick silver; christos Ioannidis, 2001, “intercountry differences in the relationship between relative price variability and average prices”, the journal of political economy, vol.109.No.2,355-374 11、guy debelle; owen lamont, 1997, “relative price variability and inflation: evidence from U.S. cities”, the journal of political economy, vol.105,No.1, 132-152 12、lsurence ball, N.gregory mankiw, 1994, “asymmetric price adjustment and economic fluctuations”, the economic journal, vl.104,No.423,247-261 13、eytan sheshinski, yoram weiss, 1977, “inflation and costs of price adjustment” ,the review of economic studies, vol.44,No.2, 287-303 14、scott roger,2000, “relative prices, inflation and core inflation”, IMF working paper 15、Nathan s. balke, mark a. wynne, 2000, “an equilibrium analysis of relative price changes and aggregate inflation”, journal of monetary economics 45, 269-292 16、tack yun, 2005, “optimal monetary policy with relative price distortions”, the American economic review, vol.95,No.1,89-109 17、stanley Fischer；Robert E.hall; John taylor，1981, “relative shocks, relative price variability, and inflation”, brooking paper on economic activitiy, vol.1981,No2,381-441