隨著新興發(fā)展中國家城市化和工業(yè)化進(jìn)程不斷加快，能源和金屬等大宗商品的需求持續(xù)增加，以及美元指數(shù)的大幅回落，2010年以來，全球原材料和能源價(jià)格出現(xiàn)全面上漲。國內(nèi)結(jié)構(gòu)性物價(jià)上漲與全球結(jié)構(gòu)性物價(jià)上漲存在內(nèi)在聯(lián)系。如果將后者視為結(jié)構(gòu)外部沖擊，那么這些外部沖擊究竟在多大程度上會影響國內(nèi)物價(jià)？是否因此而導(dǎo)致輸入性通脹？對此問題深入研究，能使我們更加準(zhǔn)確了解外部沖擊對國內(nèi)物價(jià)變動的傳導(dǎo)途徑與作用機(jī)制，有利于制定針對性政策，降低外部沖擊的影響。本文研究正是基于上述兩個方面展開。

一、文獻(xiàn)綜述

本文研究主要從實(shí)際貿(mào)易角度入手，選取IMP作為外部沖擊的主要影響變量，因而哪些因素能夠影響我國的進(jìn)口價(jià)格指數(shù)是首先要解決的問題。本文選取三個變量作為沖擊來源，即國際石油價(jià)格指數(shù)OIL、國際大宗商品價(jià)格指數(shù)CRB和匯率HL。OIL指數(shù)波動作為一種外生沖擊對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)會產(chǎn)生多種影響。直觀來看，國際油價(jià)上漲會提高我國石油進(jìn)口價(jià)格，可能引發(fā)整個國民經(jīng)濟(jì)的成本推進(jìn)型通脹（梁達(dá)，2007）。同時(shí)其替代效應(yīng)會導(dǎo)致能源價(jià)格的普遍上漲，最終強(qiáng)化由油價(jià)上漲導(dǎo)致的成本推進(jìn)型通脹。因此，對進(jìn)口石油的依賴性越大，國際油價(jià)對國內(nèi)通脹的傳遞力越強(qiáng)。王風(fēng)云（2007）認(rèn)為國際油價(jià)變化率與我國通脹率存在顯著的單向Granger因果關(guān)系；李成等（2010）認(rèn)為國際油價(jià)只在短期內(nèi)對我國通脹有顯著的單向均值溢出效應(yīng)。CRB波動主要通過進(jìn)口商品價(jià)格波動影響國內(nèi)物價(jià)，其傳遞途徑體現(xiàn)為貨物貿(mào)易和價(jià)格互動兩個方面。盧鋒等（2009）通過觀察近年大宗商品價(jià)格波動特征，認(rèn)為大宗商品價(jià)格波動對中國經(jīng)濟(jì)影響顯著。張翼（2009）利用格蘭杰因果檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)CRB對RPI、CRB對PPI的傳導(dǎo)關(guān)系明顯，而CRB對CPI的傳導(dǎo)關(guān)系不顯著。HL波動對國內(nèi)物價(jià)的傳導(dǎo)路徑主要體現(xiàn)為國際貿(mào)易傳導(dǎo)和宏觀傳導(dǎo)。Sekine（2006）通過對發(fā)達(dá)國家的研究發(fā)現(xiàn)，HL變動對進(jìn)口價(jià)格的傳遞效應(yīng)小于1，Mrshkin（2008）從微觀企業(yè)行為的角度對這一結(jié)論進(jìn)行了解釋。畢玉江、朱鐘棣（2006）使用協(xié)整-誤差修正模型研究認(rèn)為HL變動對國內(nèi)CPI的傳遞不完全；杜運(yùn)蘇、趙勇（2008）利用VAR模型研究認(rèn)為HL變動對IMP、PPI和CPI的傳遞效率非常低；陳浪南（2008）的實(shí)證研究則表明，IMP對HL波動的反應(yīng)很敏感，PPI的反應(yīng)較及時(shí)，CPI的反應(yīng)存在時(shí)滯且反應(yīng)最弱。現(xiàn)有文獻(xiàn)研究至少存在三方面的缺陷：一是利用VAR模型研究不同類型沖擊對國內(nèi)物價(jià)的影響。由于VAR模型無法區(qū)分不同類型沖擊的影響（Enders，2004），因而為將OIL沖擊、CRB沖擊和HL沖擊置于同一模型中，需對VAR模型結(jié)構(gòu)化。二是忽略不同價(jià)格指數(shù)的傳導(dǎo)過程。實(shí)際上，我國價(jià)格傳導(dǎo)是失衡的、效率遞減的，甚至存在反向傳導(dǎo)的倒逼機(jī)制（張成思，2010）。三是模型中大部分只包含PPI和CPI，無法全面反映不同階段價(jià)格指數(shù)之間的動態(tài)互動效果。從生產(chǎn)、流通、消費(fèi)的價(jià)值鏈排序角度來看，進(jìn)口價(jià)格指數(shù)IMP居于最上游，原材料購進(jìn)價(jià)格指數(shù)RMPI居于生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)PPI的上游，PPI居于企業(yè)商品交易價(jià)格指數(shù)CGPI的上游，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI和商品零售價(jià)格指數(shù)RPI則處于鏈條的下游，其中，RPI是純商品消費(fèi)領(lǐng)域的反映，而CPI還包括了服務(wù)價(jià)格并且食品比重較大，加入RPI并與CPI做比較，可以得出更加客觀的結(jié)論。本文針對上述三個缺陷，同時(shí)考慮OIL、CRB和HL三種結(jié)構(gòu)外部沖擊，以實(shí)際貿(mào)易為視角①，研究外部沖擊對國內(nèi)物價(jià)體系的傳導(dǎo)效應(yīng)。實(shí)證分析分兩步來進(jìn)行：首先，以IMP為紐帶，建立SVAR模型考察結(jié)構(gòu)外部沖擊對輸入型通脹的短期效應(yīng)和長期效應(yīng)；其次，綜合考慮六類國內(nèi)價(jià)格指數(shù)，運(yùn)用VAR和格蘭杰因果檢驗(yàn)分析受外部沖擊影響的IMP在國內(nèi)價(jià)格體系中的傳導(dǎo)路徑。

二、數(shù)據(jù)來源、處理與實(shí)證模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源與處理。本文選取的樣本數(shù)據(jù)從2005.1~2010.12，共72個樣本。第一步，以O(shè)IL、CRB、HL作為外部沖擊的代理變量，其中OIL來自IMF，CRB來自文華財(cái)經(jīng)期貨軟件，HL和IMP來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，以上數(shù)據(jù)都以2005.1為基期做指數(shù)化處理并取對數(shù)和差分，從而保證數(shù)據(jù)均為同比序列。第二步，考察IMP對國內(nèi)價(jià)格體系的傳導(dǎo)路徑，選用的國內(nèi)價(jià)格指數(shù)包括RMPI、PPI、CGPI、RPI和CPI，數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫，由于所有價(jià)格指數(shù)的數(shù)據(jù)均為同比增長率，因而不再對數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)性調(diào)整。

（二）實(shí)證模型構(gòu)建。SVAR模型是對VAR模型結(jié)構(gòu)化的一種方法。如果只對預(yù)測感興趣，VAR模型的信息構(gòu)成并不重要，但如果要區(qū)分不同沖擊的影響，就需要對VAR模型的信息作結(jié)構(gòu)性分解，這種方法即SVAR模型。相比無約束VAR模型，SVAR模型不僅考慮了宏觀經(jīng)濟(jì)變量的內(nèi)生性問題，而且包含了內(nèi)生變量之間的當(dāng)期關(guān)系。k個變量p階結(jié)構(gòu)向量自回歸模型SVAR(p)通常可以表示為：C0yt=Γ1yt-1+Γ2yt-2+L+Γpyt-p+ut(1)其中：C(L)yt=ut,E(utu't)=Ik，C(L)=C0-Γ1L1-Γ2L2-L-ΓpLp,C(L)是滯后算子L的k×k階參數(shù)矩陣，C0≠Ik為主對角線元素為1的矩陣，E(utu't)=Ik為結(jié)構(gòu)式殘差（結(jié)構(gòu)沖擊）ut的方差協(xié)方差矩陣，該矩陣為單位矩陣。為得到結(jié)構(gòu)參數(shù)的一致估計(jì)，首先估計(jì)SVAR的簡約式，然后設(shè)定結(jié)構(gòu)參數(shù)的約束條件，識別結(jié)構(gòu)參數(shù)。在此基礎(chǔ)上，采用結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)分析變量間的動態(tài)關(guān)系。

三、實(shí)證分析

（一）外部沖擊對IMP指數(shù)的影響。在SVAR模型中，運(yùn)用結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)函數(shù)可以分析外部沖擊對IMP的影響，進(jìn)而可以分析IMP對國內(nèi)價(jià)格體系的傳導(dǎo)路徑。為此，需要解決三個關(guān)鍵問題：一是選擇變量及確定滯后階數(shù)；二是對各變量進(jìn)行排序；三是對SVAR模型進(jìn)行穩(wěn)定性檢驗(yàn)。本文采用的OIL、CRB和HL為同比序列，這些變量均通過了ADF單位根檢驗(yàn)。設(shè)定最大滯后階數(shù)為6，當(dāng)滯后階數(shù)為2時(shí)，AIC和SC值最小，因而最優(yōu)滯后期為2。當(dāng)滯后2階時(shí)，模型通過了格蘭杰因果檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表1。對單個變量而言，P值均不顯著，表明單個沖擊不構(gòu)成IMP的格蘭杰原因，然而所有變量的聯(lián)合檢驗(yàn)結(jié)果卻在5%的水平上顯著，這表明三個變量疊加在一起構(gòu)成了IMP指數(shù)的格蘭杰原因，因而本文在構(gòu)建SVAR模型時(shí)對變量的選擇是有效的。本文對變量排序遵循如下原則：第一個變量不會同時(shí)受到所有其他變量的影響，但對第一個變量的沖擊將影響其他變量；第二個變量同時(shí)影響剩余的其他變量（除了第一個變量），但不會同時(shí)受這些變量的影響；其余類推。表2給出了各變量間的格蘭杰因果檢驗(yàn)，依據(jù)上述原則，各變量的排序?yàn)椋篐L→CRB→OIL→IMP，即排在前面的變量基本上都是排在后面變量的格蘭杰原因，這也證明了式（2）中對各變量排序的合理性。表3給出了SVAR模型的穩(wěn)定性檢驗(yàn)結(jié)果。由于所有根模的倒數(shù)均小于1，因而SVAR模型是穩(wěn)定的，可以進(jìn)行結(jié)構(gòu)脈沖響應(yīng)分析和方差分解②。圖1給出了CRB、OIL、和HL沖擊對我國IMP指數(shù)的影響。可以看出，IMP指數(shù)對這些沖擊的反應(yīng)在2期以后都是正向的，IMP指數(shù)的響應(yīng)路徑都是先快速達(dá)到一個峰值，然后逐漸衰減；對來自HL和OIL指數(shù)的沖擊，IMP指數(shù)在第2期達(dá)到峰值，而對來自CRB的沖擊則在第3期達(dá)到峰值，剛好滯后1期；長期來看，CRB沖擊對IMP指數(shù)影響最大，CRB上漲1%，IMP指數(shù)在第3期達(dá)到最大時(shí)上漲1.72%，且脈沖響應(yīng)持續(xù)時(shí)間最長，8期以后還有影響；HL沖擊對當(dāng)期IMP指數(shù)影響最大且是負(fù)值，第2期就變?yōu)檎虿⑶易畲螅琀L上漲1%，IMP指數(shù)在第2期達(dá)到最大時(shí)上漲0.83%，且脈沖響應(yīng)在第9期差不多消失；OIL沖擊與HL沖擊類似但是力度較小，OIL上漲1%，IMP指數(shù)在第2期達(dá)到最大時(shí)也只有0.38%，脈沖響應(yīng)在第5期左右開始趨于零。圖2給出了CRB、OIL和HL沖擊對我國IMP指數(shù)的傳遞率（即累積影響)。可以看出，HL沖擊的傳遞率在第7期左右達(dá)到最大，OIL沖擊的傳遞率在第8期左右達(dá)到最大，而CRB沖擊的傳遞率在第9期左右達(dá)到最大；三類結(jié)構(gòu)沖擊的傳遞都不完全，CRB、HL和OIL沖擊對IMP指數(shù)的傳遞率依次減弱。圖3給出了IMP指數(shù)的方差分解。可以看出，三類結(jié)構(gòu)沖擊對當(dāng)期IMP指數(shù)的解釋力都很小；對IMP指數(shù)的變化，OIL沖擊當(dāng)期幾乎沒有解釋力，長期也只有1.28%，HL沖擊在當(dāng)期解釋力最大，在第2期差不多開始穩(wěn)定，長期可以解釋7.1%左右，CRB沖擊的解釋力當(dāng)期很小，從第2期開始快速上升，到第5期左右趨于穩(wěn)定，長期可以解釋23%；IMP指數(shù)自身沖擊解釋力最強(qiáng)，長期穩(wěn)定達(dá)到68.6%。因而從長期綜合來看，CRB沖擊對IMP指數(shù)的解釋力較強(qiáng)，而HL和OIL沖擊的解釋力較弱。