生产者价格指数与消费者价格指数的双向传导关系研究

崔惠民，张厚明

（1.中国人民大学 经济学院，北京 100872；2.国家工信部 工业经济研究所，北京 100800）

0 引言

PPI与CPI间的价格传导关系成为学界关注的核心。依据生产链理论很自然地就可以导出PPI向CPI传导的结论，中国经济发展的数据似乎也证实着这一规律的存在，即上游产品的价格（PPI）上涨在经过一个时滞后（3～6个月）通常会传导到下游产品的价格（CPI）上来。但是贺力平等人（2008）的研究却颠覆了这一经验规律，他们进行的格兰杰因果检验结果显示，在考察时期内，CPI是PPI变动的格兰杰原因，后者经过1～3个月左右的时滞对前者的变动作出反应，也就是说，是下游的CPI拉动上游的PPI，而反之则不成立。但也有学者如徐伟康（2010）、张成思（2010）通过格兰杰因果检验得出了PPI向CPI传导的观点。

按照引致需求理论，下游产品价格上涨确实会带来上游投入要素价格上涨，比如下游汽车价格上涨，导致上游投入品如钢材需求增加，进而致其价格上涨，可见CPI的上涨也可以倒逼PPI升高。不过应该看到的是，已有研究大多局限于PPI和CPI均值意义上的格兰杰因果性讨论，而它们的二阶矩——不确定性同样可能发生传导效应。因此，本文将借鉴Hafner and Herwartz(2004)提出的二阶矩意义的格兰杰因果检验方法，构建Wald形式的统计量对CPI和PPI不确定性传导关系进行检验，为揭示PPI与CPI间的真实传导提供一种新的分析路径。

1 研究设计

本文目的主要在于考察两类指数不确定性传递关系，因此我们将首先借助如下二元VAR模型，剔除能够预测到的条件均值成分（楚尔鸣、鲁旭、2009），仅取非预期的成分作为观测值来考察PPI与CPI不确定性传递关系。

其中，Yt=(ppi,cpi)′；π 为常数；ϕi为滞后项系数矩阵；εt=(εppi,t,εcpi,t)′为条件残差向量，假定其服从多元正态分布，记作令为条件协方差矩阵。本文Ht的参数化采用BEKK模型，具体设定如下：

其中，Γ、B和Ω都是2×2型矩阵，且Ω为下三角矩阵。

BEKK模型将截距项按Cholesky分解成两个下三角矩阵乘积的形式，确保ht的正定性质，并且极大减少了待估参数数目。利用极大似然法对上述模型参数矩阵进行估计，在多元正态分布假定下，极大释然法估计模型的对数释然函数可以写作：

其中，T为有效样本大小，θ为待估参数。

参数估计后，如(1)式所示的不存在任何(从PPI到CPI)不确定性因果关系的原假设，则可以通过对矩阵Γ和B施加如下适当的零约束，得到

下标“12”代表相应矩阵的第(1，2)要素。Hafner和Herwartz(2004)指出，检验PPI是否在二阶矩（即不确定性）意义上影响着PPI，只需检验(3)式的显著性。具体而言，在本文中，我们将模型参数向量θ用（4）来表示：

无二阶矩因果性的原假设约束条件可以进一步简化表示为H0:Rθ=0。

假设真值向量θ的一致性估计量为θ^，并且θ^服从渐进正态分布N(θ,Σθ)；另假定Σθ的一致性正定估计量为Σ^θ。因此，我们可以定义一个沃尔德的统计量WT，在原假设条件下，其极限分布是自由度为2的渐进卡方分布：

2 数据与实证

2.1 数据

本文CPI、PPI的原始数据均来自中国国家统计局，与绝大数学者保持一致，我们使用工业品出厂价格指数(Producer Prices Index for Manufactured Goods，简 称PPIMG)来充当PPI。需要注意的是，目前我国官方公布的各类价格指数统计数据一般都是基于上年同月或同期为100的结果，所以这里的价格指数实质上是价格指数增长率（即通胀率），而不是严格意义上的指数指标。

2.2 动态路径描述

不同价格彼此之间的动态驱动关系对判断总体通货膨胀走势非常重要，我们这里首先对比分析PPI和CPI的总体动态路径情况。图1显示不同价格指数的动态路径存在明显差异。在2003年之前，PPI水平一般都低于CPI，且均为负值，通货紧缩尽显，政府为此实施了积极的财政政策和扩张的货币政策，但从2002年开始，扩张性政策已经明显使经济进入了通胀的通道。

引人注目的动态演进出现在2003年以后。2003年至2007年初，CPI的上升一般都在PPI之后，但CPI的回落似乎要先行于PPI。值得注意的是，在2009年以后上游价格PPI的回落态势先行于CPI。从波动幅度来看，PPI的涨幅与跌幅都要明显大于CPI，似乎暗含着PPI并不是CPI一个较好的先行指表。遭遇2008年国际金融危机后，两大指数在2009年跌入谷底，随着政府保增长的过度反应（扩张性财政投资4万亿与宽松的货币政策），PPI引领CPI再度冲高。

PPI与CPI价格指标的差异性动态路径反映不同商品在不同阶段的价格变化状况。从总体趋势上看，其动态演进过程比较接近，都在1999、2002、2006和2009年出现波谷，而在2000、2003、2005、2008、2010年出现波峰，整体上呈现出波动的一致性。但单从走势图来看，还难以对PPI和CPI间的真正传导关系作出确切判定，科学的判断仍需进行严谨的计量分析。

图1 中国价格指数通胀率:2000年1月—2011年3月

2.3 计量分析

我们令Yt=(ppi,cpi)′，依据AIC准则，确定最优滞后阶为6。进一步，运用OLS估计VAR模型，获得非预期的通胀率。鉴于本文的建模对象是非预期通胀率，我们有必要对其统计特征给出描述，见表1。

表1 非预期通胀率的主要特征描述

从Q（4）统计量来看，非预期通胀率不存在自相关性，这表明一阶矩VAR设定正确，且已经捕捉通胀率的自相关性。从分布属性来看，非预期通胀率均呈现高峰状，且均为右偏状，表明实际非预期的通胀率高于平均非预期通胀率。由J-B统计量可知，非预期通胀率是非正态的，这时二阶矩BEKK模型的（拟）最大似然估计量并不是有效的，且其渐进协方差矩阵注定不是最小的，需要使用Bollerslev-Woldridge稳健标准误进行修正。最后，从ADF检验结果来看，非预期通胀率均为平稳序列。

在迭代过程中我们采用估计多元GARCH模型参数常用的BFGS算法，收敛准则为0.0001，即若最近迭代的两次系数估计值的最大百分比变化小于0.001%，收敛就将达到。参数估计及不确定性传导关系的检验结果见表2。

表2 BEKK模型的估计及二阶矩因果关系检验结果

依据Hafner和Herwartz(2004)所构建的Wald检验进行二阶矩意义的因果推断，我们发现，在5%的显著性水平下显示PPI与CPI存在双向不确定性传导关系。不过，具体的传导机制有所差异，即PPI与CPI间不确定性双向传导效应主要体现在短期(Γ(1,2),Γ(2,1)均是显著的)，而不确定的传导累计（长期）效应仅存在于CPI到PPI方向（B(2,1)显著，B(2,2)并不显著）。显然，CPI到PPI传导方向构成二者不确定性传导的主体路径。

3 政策启示

PPI与CPI存在双向不确定性传导关系，但不确定传导的占优路径依然是CPI到PPI方向，PPI到CPI仅起到相对较弱的反馈效应，因此降低通胀率不确定性对实体经济的影响，必须从需求方入手。因此我们建议：

首先，应先从控制银根入手来降低通胀。无论如何，通胀本质上是一种货币现象，管住货币就意味着抑制通胀成功了一半。因此，央行应切实实施好稳健的货币政策，综合运用公开市场操作、存款准备金率、利率等多种价格和数量型工具，将社会融资规模控制在合理范围内。

其次，应保持政策的透明性与公信力，合理引导市场行为，以提高微观经济主体对未来通货膨胀的预测能力，这可成为减小物价波动的有效手段。在通胀预期较强的情况下，要给市场相对稳定的政策信号，而不能单纯按照市场想象的空间和幅度来调整货币政策，从而使人们相信政府抑制通胀的决心与能力。

再次，从汇率角度看，由于大量的外汇占款需要基础货币的投放来对冲，这些高能货币通过货币乘数效应形成巨大的流动性，推高了CPI，继而倒逼PPI上涨。因此，应继续通过各种货币政策工具控制外汇占款的投放，将汇率政策纳入货币政策框架内，并使之从属于货币政策。

[1] 贺力平,樊纲.消费者价格指数与生产者价格指数[J].谁带动谁.经济研究,2008,(11).

[2] 徐伟康.对《消费者价格指数与生产者价格指数谁带动谁》一文的质疑[J].经济研究,2010,(6).

[3] 张成思.长期均衡、价格倒逼与货币驱动——我国中下游价格传导机制研究[J].经济研究,2010,(6).

[4] 楚尔鸣，鲁旭.基于VECM-BEKK-二元GARCH模型的沪市A、B股市信息传导关系研究[J].经济评论,2009,(2).