中国对外经济关系论坛关于“通缩出口”论的检验：中、日、美三国比较，本文主要内容关键词为：中国论文,对外经济论文,关系论文,论坛论文,美三国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
根据国家统计局的调查表明，我国价格水平与世界价格水平的相互影响主要是通过货物贸易实现的。尽管经过20多年的对外开放，特别是2001年加入世界贸易组织以后，我国的对外开放度不断扩大，但目前我国经济与世界经济关联度最高的主要还是货物出口（进口），服务贸易出口（进口）还比较低。2001年货物出口（进口）总量相当于服务出口（进口）总量的近8(6)倍，决定了我国价格水平与世界价格水平的相互影响主要是通过货物出口（进口）实现的特征。
上述这种建立在贸易往来关系上的互相影响一般是通过两个渠道来传递的：首先，是价格渠道，即来自国外价格的直接影响（foreign prices pass-through，以下简称"PPT"）。当名义汇率没有发生变动的时候，根据教科书的“一物一价”原理，一国物价的变动一定会影响它的出口价格，在宏观层面上，也就可能会造成“通缩”或“通胀”进口或出口的现象(PPT)（注：本文所说的“通缩”输出，是指一国将自己较低的价格水准通过设定与此相对应的出口价格，“输出”给自己的贸易伙伴，造成对方国家的需求转向廉价的外国进口商品，从而导致外国的整体价格水准也一起下滑。）。其次，是汇率渠道。传统的国际金融理论告诉我们，当汇率发生贬值时外币计价的出口商品价格开始下降（exchange rates pass-through，以下简称"EPT"）（注：EPT表示exchange rate pass-through这一专业术语的缩写，它的基本思想是假定企业只关心以本币表示的收益，这样，汇率的波动就带来了是出口国还是进口国来承担价格相应调整的问题。因为根据“一物一价”原理（laW of one price，简称"LOOP"）p(i)=e
(i)，这里是本国商品的外币表示价格，e表示相对汇率，i代表某一商品的标记。我们用变化率来阐述汇率波动的价格转移机制(EPT):ε(i)=1+
(i)，其中，ε和分别表示汇率波动所对应的本币和外币价格波动的概念。如果上式中ε=0，表示本国（出口）的EPT完全，即汇率波动完全转移到本国商品的外币表示的价格上。相反=0，则表示外国进口的EPT完全。但更多的情况是：EPT是不完全的，而且“一物一价”原理也并不成立（参考价格传递效应理论）。），这会使得对方国家的需求发生转移，从而导致对方国家的价格也随之下滑（支出转移效应）。尽管中国目前实行的是盯住美元的固定汇率制度，但是，我们主要的贸易伙伴大多数都采用浮动汇率制度，加上进出口的货币结算方式日趋多样性和复杂性（表1），所以，和美元联动的人民币汇率就会对外国价格产生影响。近来国外有些人提出了中国“通缩”输出论的观点，也就是基于上述的“支出转移效应”的理论而作出的判断。但事实上，这样的价格传递效应并不一定成立！而且，国外的学术理论界从进出口企业商品定价能力的角度也对上述的价格传导机制提出了质疑。
表1 工业国的贸易中币种选择的比例(1992～1996)(%)
美元 马克 日元
美国 98.0 0.4 0.4
德国 9.8 76.4 0.6
日本 52.7
35.7
英国 22.0 5.0 0.7
法国 18.6 10.6 1.0
美国 88.8 3.2 3.1
德国 18.1 53.3 1.5
日本 70.4 2.8 22.5
英国 22.0 11.9 2.4
法国 23.1 10.1 1.0
注：本表来自于Tavlas(1998)。
本篇论文的目的是：总结近年来关于价格传递效应研究领域的最新成果，建立一个比较严密的考察此类问题的实证分析方法，从而来鉴别中国“通缩出口”论的真伪性。我们的研究主要在以下几个方面不同于国内外的同类研究：第一，我们所建立的价格传递链的实证模型不但能反映支出转移效应的特征，而且能揭示进出口企业商品定价能力的变化所带来的效果，从而使两国间的价格传递效应研究要比用一国出口量在对方国家或世界所占的比例这样的指标更有说服力（李晓超，2003）（注：李晓超，《中国没有输出通货紧缩》，《人民日报》，2003年3月23日第6版。）。第二，为了使检验结果更具有统计意义上的稳健性(robustness)，论文在两个方面作出了创新的努力：首先，数据处理方法的选择。不再是只依赖对数据要求苛刻的古典最小二乘法来做参数估计，以免造成“虚假回归”的问题。注意到数据本身的序列相关、异方差、结构变化和非线性等特征，我们还分别采用了工具变量(IV)、虚拟变量(DM)、一般矩(GMM)、向量自回归(VAR)和误差修正(ECM)等比较科学的方法来检验中国“通缩出口”论假说的真伪性。其次，代理变量界定及其数据的设计。由于数据本身的不稳定性、数据不全或某些重要的概念缺乏对应的数据，所以，论文运用了ARIMA的动态预测模型来完善数据，以减少其他数据加工的方法所带来的严重性的估计偏差问题。第三，在新开放经济的宏观经济学(NOEM)的微观基础理论框架下（孙立坚等，2003a），进一步阐明内生的货币政策原则对价格传递的抑制效应。其中，尤其对反映该现象的数据处理方法是本文区别于同类研究的最大贡献之一。
二、价格传递效应的微观经济学的解释
有关价格传递效应（pass-through，简称"PT"，包括"EPT"和"PPT"）问题，国外已经有了大量的研究。近来它们主要从产业组织理论、国际贸易的战略理论的视角对价格传递效应中供给方——进出口企业的定价能力所起的作用做了深入的分析，而批判了只重视商品需求面的支出转移效应对价格传递影响的片面解释。我们主要通过6个方面来归纳和评价这一领域的研究成果：第一，从不完全竞争的角度对汇率波动的价格传递机制进行的分析。这里就包含了对许多微观经济学定价因素的考虑，如市场结构(Dornbusch,1987)、需求弹性(Dornbusch,1987;Feenstra,1989)、成本的函数形式(Cheffert,1994)、产品的替代程度(Dornbusch,1987;Knetter,1993;Yang,1997)，等等。这些研究在考虑了边际成本的变化后，考察了进出口价格对汇率变化的调整程度。随着不完全竞争理论和贸易战略理论的发展，人们开始从产业组织理论的角度来研究“汇率波动对价格传递”(EPT)的问题。许多的实证研究都得出了这样的结论：甚至在同一个国家里，不同的产业也会对汇率的波动有不一致的反映。例如，Kuo-liang Wang和Chuang-Shu Wu(1999)考察了一个特殊的行业，石油化工业。这是一个高度垄断的行业，在其目的地市场（至少是在台湾地区），只是面对极其微弱的竞争。在对这个行业的实证分析的基础上，他们认为，市场和产业的结构在决定汇率波动的价格转移机制中起着非常重要的作用。
第二，关于“市场分割”(market segmentation)因素的研究。很多学者认为，汇率变化的影响能够被对特定目标国成本加成(markup)部分的调整所抵消，从而使价格的变化程度小于汇率的变化程度，也就是产生了汇率波动对价格的不完全传递。Charles Engel和Jone Rogers(1996)使用比较详细的关于美国和加拿大一些城市的CPI数据，对距离和国界在导致城市之间价格差异中所起的作用做了分析。结果表明，距离的确造成了城市间的价格差异，但国界也会起到很大的作用。他们从对进出口价格影响的两个传递渠道上对“国界效应”存在的原因作了很有力的解释，认为：一是贸易壁垒的影响。各个国家出于保护本国产业、本国市场等各种因素的考虑，总是设置各种显性和隐性的关税和非关税贸易壁垒，阻碍商品的进口或出口，为内外价格差异的长期存在创造了条件。二是名义汇率波动对价格的传递。当名义汇率发生波动时，由于商品价格在短期内存在J曲线效应，出口商品的价格并不能立即随之变动，从而在两国间出现了价格差异。
第三，对此的进一步研究涉及到了在国际市场上存在的“价格歧视”(price discrimination)问题（李安心等，2003），Krugman(1987)称之为“看市定价”(pricing to market，简称PTM）。Marston(1990)做了一个在国内市场和国外市场上销售商品的垄断者价格歧视的PTM模型。说明了出口价格对汇率变动的反应程度依赖于两个因素：在出口市场上的需求价格弹性和由于出口水平变化引起的边际成本的变化。利用这个思想，Knetter,M.(1989)建立了一个关于特定产业在不同的出口目标国之间设定出口价格的“固定效应模型”(fixed-effect model)，他把成本的变化从成本加成的变化中分离了出来，以区别边际成本和成本加成对于汇率变化的反应。通过这个模型，他发现，在大多数情况下，出口产品单位价值对于特定目标国的汇率波动是敏感的。这个结果与Marston的发现相一致。
第四，近年来许多的实证研究表明，由于商品价格的粘性特征从而使得名义汇率波动对价格的影响呈缓慢趋势。Campa和Goldberg(2001)对25个OECD国家在1975～1999年间汇率波动的价格转移做了分析，发现其中有22个国家在短期内不存在完全的汇率波动的价格转移，而只有9个国家长期汇率波动的价格转移现象被检验出，但其水平也是不完全的。Ghosh和Wolf(2001)在对两份世界的著名杂志在国际市场上的销售价格的变化所做的实证分析中发现，相对于策略定价和国际产品差异而言，粘性价格(sticky price)和菜单成本(menu cost)对于不完全的汇率波动价格传递效应是一个更好的解释。并且，与Campa和Goldberg(2001)的发现相一致，他们也得出了只有在长期的视角上才能找到完全的汇率波动价格传递的证据，并且该结论能够被粘性价格理论很好地解释，但不能由传统的国际产品差异理论所解释。
第五，关于厂商选择结算币种(invoice currency)的问题。Grassman(1973)从实证结果观察到国际贸易通常是以出口国的币种来结算，这一结论又被后来几位学者所证实(Black,1985)，当然也出现了背离上述结论的实证结果(Basevi,et al.,1985)，对这一现象的解释并没有引起人们太多的关心。Bilson(1983)。提供了一个宏观经济学的解释，Giovannini(1988)指出它取决于风险中立的出口商收益函数是否与汇率的凸函数和凹函数有关。Fukuda和Cong(1988)认为外国市场的需要条件揭示了当时日本出口企业结算币种选择的机制。Viaene和Vries(1992)提出了出口商和进口商之间战略的非合作博弈的解释。Bacchetta和Wincoop(2002)的最新研究成果表明，当产品在进口国的市场份额变得越大时，与同类产品的替代弹性就越低，出口商的市场地位也就越强，也就更能选择本国货币作为结算货币，把汇率风险转嫁到进口国，造成EPT水平(trade price)较高；同时，在进口国内部，进口商承担的EPT水平要高于零售商价格(retail price)，进口商成为汇率波动对国内消费水平冲击的缓冲器。
第六，从汇率波动影响的角度，Obstfeld和Rogoff(2000),Duarte和Stockman(2001)等学者发现，在现实经济中，汇率的剧烈波动在很多情况下是与实体经济相分离的，汇率波动对商品价格影响不大，即EPT效应不明显。Devereux和Engle(2002)对此做了如下的解释：首先，出口商采用当地货币定价(local-currency pricing)策略，即在进口国市场上用进口国货币定价，造成汇率波动和当地价格相分离，直接减弱了EPT效应。其次，汇率波动有可能造成出口商的利润损失，使其本能地将汇率风险转移到进口国上，以达到尽量减少由于不完全的EPT所造成的损失；但是当远期外汇市场存在时，出口商可以通过套期保值来规避汇率风险，这样就有可能大大降低由于汇率波动带来的企业收益上的损失，即减弱了EPT效应。
以上这些有代表性的文献综述，虽然能够揭示出“支出转移”这种宏观调整机制的缺陷，但它们都把侧重点完全放在不完全的价格传递效应的微观决定要因上面，例如，汇率波动对进口价格的影响主要是通过价格需求弹性和价格歧视等因素来完成的，而把宏观经济的货币政策看作是外生的，或者不起主要作用。最多能达成共识的是：在一个价格传递效应较低的经济环境中，政府独立的货币政策可能更容易实施一些。事实上，近年又出现了一种被称为“泰勒货币原则”(Talyor,2000)的新观点，即认为保持一个低通胀经济环境的内生货币原则，能抑制进出口企业对其商品的定价能力，并在很多关于发达国家的实证研究中这一假设得到了很好的检验（注：McCarthya(2000)使用VAR模型分析了在一些发达国家中，通胀水平受汇率的波动的影响较小，而受进口价格的影响较大。同时进口占国内需求的比重越大，汇率和进口价格的波动对通胀的影响也越大。Campa和Goldberg(2001)利用许多国家的特定行业的时间序列的数据分析，研究汇率波动对进口价格的影响，即EPT水平。尽管他们发现高通胀和剧烈的汇率波动同高EPT水平相联系，但他们强调公司的价格行为与国内通胀水平没有必然的关系，相反行业特征对EPT水平更有说服力。）。孙立坚等(2003a)建立了一个分析此类问题的新开放宏观经济学(NOEM)的微观基础理论框架，不但能反映出控制通胀率的货币政策可以抑制或提高外国企业对其出口商品的定价能力，而且能揭示出这一政策对消费者的流动性需求也会产生间接影响的效果，从而使国外的价格变动和汇率波动对国内价格传递的抑制或促进作用要比只考虑供给单方面因素的Taylor原理来得更为明显（注：Taylor只讲了内生货币原则对价格传递效应的抑制作用，我们认为如果企业是追求利润最大化，即使是本国处于“通缩”状态，也会按照贸易伙伴国家的价格环境来制定自己的出口价格，以弥补自己在国内市场上的销售损失，即“按市定价(Pricing to Market)”。所以，如果贸易伙伴国的货币政策比较宽松的话，实际上是促进了出口国企业在贸易伙伴国的定价能力。这也是我们解释通缩出口论站不住脚的理论依据之一。）。
以下，我们要用实证的方法来检验上述价格传递效应理论的合理性，从而来鉴别中国“通缩出口”论的真伪性，我们主要考虑以下几个问题（注：理论依据参考孙立坚等(2003a)。）：(1)价格传递效应源泉是来自于哪一个渠道？其中，汇率波动（△e）的要因(EPT)起主要作用还是外国价格（
）的变动(PPT)起主要作用？——供给影响机制。(2)上述这种传递效应受哪些要素制约？实际情况是属于理论模型中指出的哪一种制约机制：国内需求、价格环境还是政府的货币政策？——需求和政策影响机制。(3)当受到突如其来的汇率波动和外国价格变化的冲击时，价格传递效应又会有什么样的变化？——动态影响机制。
三、价格传递链的实证模型（注：具体的推导和技术分析见Sun和Jiang(2003)。）
为了更好地论证上面的3个问题，我们决定把实证分析的焦点放在中、日、美三国关于汇率和外国出口价格对本国价格影响的传递链上（注：这种链的思维方法参考了Blanchard(1983),McCarthy(1999)。但我们没有采用误差项直接作解释变量的方法，因为我们想区分出外生变量及其冲击的不同影响机制。）：首先，外部变化（汇率波动和外国价格的不稳定）的第一个传递“站”是国内的进口价格，第二“站”是国内厂商的生产要素价格，第三“站”是到达最后的消费者商品价格。尽管每一“站”的传递效应特征和制约要素是不完全一样的，但是考虑问题的立足点——观察供给影响机制、需求影响机制和内生货币原则的制约机制这3个大环节都是一样的。当然，现实生活中相互作用的价格传递效应要比这里设想的传递链的变化逻辑更为复杂。所以，为了体现这一特点，对于外生变量除了采用因素分析中常用的“静态的”参数估计检验方法以外，这里还将用VAR的分析方法对其冲击的互动机制，再做一动态的脉冲效应分析，从而揭示出静态和动态这两种影响机制之间存在着一些不同的价格传递效应的特点。
1.进口价格“站”的回归方程式
首先，一国的进口价格的变化原因可以认为由3部分组成：一是通过外国商品的价格传递（定价能力或支出转移），二是进口国的需求变化（收入效应），三是进口国的价格环境（政策效应），即：
这里i代表企业，因为本文的实证分析用的是宏观数据，所以实际上是表示国家。m是指进口，π表示价格的变化率。于是
就指t时刻i国家的进口价格变化率。c表示消费，X表示出口，W表示世界的生产要素价格，y表示国内经济生产总值。e表示两国的相对汇率，E表示期望算子，△表示差分算子。根据上述理论模型所揭示的经济学意义，方程(1)式的符号条件应该是：
。(1)式的经济学意义是：在这一个链上，进口价格的变化率，是由外国成品价格的变动、汇率波动和原材料价格的变动（反映定价能力和支出转移的3项指标）、再加上反映市场需求的经济增长率（收入效应指标）（注：因为没有直接关于消费的月数据，我们便用工业生产总值来反映。）和体现政府货币政策效果的国内价格环境（政策效应指标）等因素来说明。
2.关于国内生产要素市场价格“站”的回归方程式
生产要素的市场价格变化的原因也由3部分组成：一是原材料的进口价格（定价能力指标或支出转移），二是国内需求的变化（收入效应），三是国内的价格环境（政策效应），即：
（注：对于进出口同时运行的企业和国家来讲，国内要素市场价格还应受到出口价格的影响。）
这里p表示国内生产者的要素价格。根据上述的符号，(2)式表明生产要素价格的变动率将由进口价格的变动率、经济增长率和国内的价格环境等要素来说明。
3.表示国内消费者价格“站”的回归方程式
消费者价格变化的影响因素稍微复杂一些，除了受到进口价格、生产者价格的直接影响（定价能力或支出转移指标）外，它还取决于本国的景气状况（收入效应指标）和内生货币供给量的变化效果（政策效应指标）。这最后一个因素的数据生成及其效果验证是本文的最大贡献之一，也是批驳中国“通缩出口”论的依据之一。
上标c表示消费者价格。这里政府货币原则的作用究竟有没有，关键在于
的显著性及其符号上。按照Taylor原则，政府的目的是通过调整货币供应量来控制物价的上涨，所以该值应该显示为负才对。为了保证该符号判别的准确性，我们除了直接利用
的数据以外，还使用了货币原则的代理变量
来进行参数估计，它的定义式可表示如下：
其中，
，表示物价水准偏移稳定状态水准的程度，同样，
反映政府为了抑制物价水准变化所采取的货币政策上的相应调整，
表示随机的货币供给方面的冲击，μ（＞0）是衡量政策对价格变化的反应程度。显然，当前一期的物价受到外界冲击而上涨时（例如，供给方面商品突然发生意想不到的短缺时），政府会减少货币供给（M变小）以控制通货膨胀率（稳定状态为零），反之亦然。
4.实证方法的选择
以上所有的参数估计都是先从基本的回归分析方法(OLS)入手，摸索出数据自身隐含的各个变量之间的内在关系。然后，我们再分别用误差自回归模型(AR1)来修正参数估计中的序列相关问题，或用工具变量的方法(IV)以克服异方差带来的估计偏差，或增加虚拟变量以克服数据结构上的变化（注：因为所有的指标都是用变化率并取对数值，季度性的问题和趋势问题不会是主要的问题，我们曾对个别案例作了详细的调整，结果没有发现明显的变化。）。最后，为了使参数估计更具稳健性(robustness)，我们又用了一般的矩估计方法(GMM)对回归方程式的结构及其参数进行识别和估计，详细的分析步骤和实证模型的推导请参见Sun和Jiang(2003)。
这样，通过对上述的价格传递链的要素结构的考察，我们基本上能够解答第二大部分最后所提出的两个关于外生变量影响的问题。接下去，为了分析各国的价格冲击效应对相互之间价格传递的动态作用机制（第二大部分最后的那个问题），我们对各个价格传递链，再分别建立了如下要素不完全相同的VAR实证模型。
关于第一根链（进口价格“站”）：
这里本国进口价格、外国出口价格和消费者物价指数都是内生变量，为了说明问题的方便，我们仅以汇率为例，作为外生控制变量来求出它们的脉冲反应函数(VMA)，关于汇率的内生作用(EPT)，我们在后面的结构VAR分析中会再次讨论。在实际分析中，我们是通过观察葛兰杰(Granger)因果检验的结果和脉冲反应函数的收敛性来选择外生变量。而且，对所有的变量，事先都作了单位根检验，其中，对存在协整关系的变量，加入了误差修正项(ECM)，然后再作协整VAR分析，它的一般结构是：
其中，最后一个解释变量就是误差修正项。对于没有协整关系、但却存在单位根的变量，我们力图寻找它的代理变量来做分析。同时，我们还根据两两变量的相关性大小对VAR模型中的解释变量做适当的排序，以缓和估计偏差问题(Enders,1995)。通过以上这一个价格传递链的考察，主要能看出以下几个问题：第一，一国的价格环境（或货币政策）是否对进口价格的变动产生制约作用，这种制约作用有什么时间变化特点。第二，外国的出口价格对国内价格的传递效应（价格的“进出口”）是否存在，又呈什么时间态势。
关于第二根链（国内要素市场价格“站”）的VAR模型可表示如下：基本思路和方法都同第一根链，只是将第二式中的进口价格换成生产者的要素价格，主要目的还是看一下外部的这种价格传递效应到了第二个链上是否还继续存在。
最后我们检验第三根链中所反映的Taylor原理的有效性，其VAR模型为：
其中，△M就是政府控制的货币供给的增长量。在这里，我们将分析货币政策的冲击对价格传递效应的动态影响机制。通过建立脉冲反应函数，我们能够看到这种机制随时间变化的特点（注：同时，论文又依据Blanchard and Quah(1989)的方法做了Cholesky的方差分解，从中能够了解到，在“突发性”的冲击条件下，货币原则对价格传递效应的动态影响机制，也能够比较出各个国家的出口价格针对同一国家的价格链（即进口价格、生产者价格和消费者价格）影响力的相对大小。）。
四、数据和样本的选择
为了揭示Taylor内生货币原则的有效性，这次研究采用的是宏观月数据，根据数据的可取性和所讨论的问题的性质，时间范围都定在1986年1月开始至2001年7月为止（注：在对中国的进口价格传递效应的研究中，因为主要数据都不稳定，所以又分析了中国宏观经济变量之间的协整关系。此时，根据数据的可得性，我们选择的时间范围是1995年2月开始至2003年3月为止。）。绝大多数的数据都来源于IMF公开发行的国际金融统计年鉴。尽管如此，微观经济的要素，比如市场的供需条件等指标（如世界原油价格、金属价格等生产要素价格指标）也被放入在实证模型中。
我们首先选择对中国的价格传递效应作为首要研究对象，但是，因为中国的进口价格指数的月数据不对外公布，所以，我们就用进口总额作为价格的代理变量，考虑到中国进口的绝大部分商品在很长一段时间内都是生产的必需品，这样的代替估计不会产生较大的偏差。尽管如此，我们还是发现中国的生产要素价格指数的变化率、消费者物价指数的变化率、工业生产总值的增长率和货币供给的增长率，均是不稳定的数据，存在单位根。通过Johansen协整检验，也没有发现它们之间存在任何的协整关系。故在第二根和第三根的价格链上，我们只能选择日本和美国作为重点分析对象。同时，对他们各自的主要贸易伙伴国也作了必要的选择。比如对于日本，选择了中、美、韩、印尼、泰等主要贸易伙伴国的出口价格和相对名义汇率指标及工业国家、亚洲国家的整体出口价格指标；对于美国，选择了中、日和北美贸易区的加拿大、墨西哥等主要贸易伙伴国的出口价格和相对名义汇率指标及亚洲国家、发达国家的整体出口价格指标。但是，因为中国和墨西哥的出口价格都没有被IMF收录，考虑到这些发展中国家的出口产品价格弹性较低，所以同样就用出口额来代替出口价格（注：根据微观经济学的原理，对于需求弹性较低的商品，当价格上升时，不会引起需求数量较大的变化，而价格的上升会带动出口额的增加，呈正相关关系，反之亦然。）。另外，泰国的出口价格指数有几个缺损值，为了尽量不产生过多的估计偏差，我们用SARIMA模型推出的估计值来代替它们。
关于国内的主要经济指标，因为需要的是月数据，所以就用工业批发价指数(WPI)来代替生产者价格指数，用工业生产指数(IPI)来代替GDP。而且，中国的工业生产指数、M1、CPI和PPI数据都不全，IMF的统计口径与中国自己公布的有些出入，所以，我们采用了新华网公布的月数据（注：网址是http://www.xinhuaonline.com/index.shtml。）。另外，关于美国的货币供给量（），IMF只公布了季度数据，所以，就用了美国FBR公布的月数据。
本篇论文的另一个重要特色是建立了一个明确地衡量Taylor原理的政策代理指标
。与实际货币供给量并用，来检验内生货币政策（原则）的效果。我们用ARIMA非线性参数估计方法先模拟出通货膨胀率的目标值的时间序列，再用实际值与其估计值相减便可得到货币政策的代理变量数据（孙立坚，2003b）。
五、实证结果和意义
1.外生性要素分析
根据第三大部分的计量模型，我们先检验价格传递效应在样本国（中、美、日）进口价格中存在与否的问题。在第一个链上，我们发现除了日本以外，各个地区整体的价格传递效应要比各个国家的对中国影响更为显著，而且中国的进口价格还受到它本身的惯性制约，这在一定程度上反映了我国的进口商品价格弹性较低的特征。尽管中国实行的是实际上盯住美元的汇率制度，人民币对美元的汇率有显著性，这意味着对中国的EPT存在。但是，在后面我们可以注意到人民币汇率的影响没有传递给美国的进口价格，所以，可以推测中美之间的贸易结算都是以美元计价的（表2A）（注：因为篇幅的原因，我们只将统计结果最好的案例罗列出来，至于对各个案例的详细结果和有关统计方法的论述，请参看Sun和Jiang(2003)。）。另外，中国的需求因素（支出转移效应）不起作用，中国的物价环境也没有显著性（所以，在最后的回归方程式中没有将其列入在右边的解释变量的集合中）。这说明中国的进口商品，一定程度上受到国家的管制，整体上是属于价格弹性较低的必需品，它与中国消费者的购买力无直接关系。而且，中国的货币政策并没有显示通过稳定物价环境来制约外国企业对其出口商品价格的定价能力这一内在机制。其次，对于日本进口价格的直接影响（即从定价能力上）却没有发现这样的“地区效应”，相反贸易伙伴国的影响举足轻重（表2B）。在这里，我们能发现，美国对日本的价格传递效应，无论是从汇率波动的角度(EPT)还是从出口价格变化的角度(PPT)都要比其他贸易伙伴国来得更为突出，相反，我们却发现人民币对日元的汇率也不显著，可能中国出口企业大都选择美元结算的缘故，而且即使是从出口价格的调整对日本的影响的角度来看，也是在贸易伙伴国中位居后面的。同样，有趣的是日本的支出效应和货币政策与我国一样也不起作用。但是，问题的性质却不同。日本是浮动汇率制国家，支出转移效应低主要是因为日本消费者收入弹性较低的缘故，而90年代初日本泡沫经济的崩溃是迄今为止（占我们实证分析所截取时间段的一大部分）导致其货币政策无法正常发挥作用的根本因素。然而，在对美国进口价的个案分析中，我们却得到一个混合的效应（表2C）：北美贸易区中加拿大的影响和亚洲整体对美的价格传递效应都非常突出，高于其他国家或地区。其中，中国的影响相对而言还是处于后位。不过，反映供需变化和货币政策效果的物价环境（第三根链的分析上得到证实），确实发挥了对外国企业在美国定价能力的制约作用（注：因为这些回归的LM值和DW值都不通过，为了得到统计意义上稳健性(robustness)结果，我们又对回归方程式进行了误差修正，其中，加拿大对美国的价格传递效应的改善最为明显，结果再次表明，加拿大对美国的进口价格传递效应非常突出。另外，LM值偏低说明可能有参数制约过渡和非线性的结构问题，故我们又利用了GMM的参数估计方法进行了识别和检验，结果发现，在涉及对日本进口价格的传递效应中，中、美案例的效果颇为显著。）。通过比较可以看出，无论是汇率对日本进口价格的传递效应(EPT)还是出口价格(PPT)，美国都比中国的显著性好，影响程度高。
表3A 单位根检验（p值）
注：这里，我们只给出了没有通过检验的变量，关于其他变量的检验结果，请参考Sun and Jiang(2003)。另外，括弧内的数值为扰动项的滞后阶数。
在第二个链——即对生产者价格的传递效应分析中，我们发现，分别用中国的生产者价格指数和中国的消费者物价指数衡量的价格变化率、用中国的工业生产总值衡量的经济增长率和用日本的消费者物价指数衡量的价格变化率，以及用美国的工业生产指数衡量的美国经济增长率都存在单位根（表3A）（注：我们分别用了3种不同的方法，即：权重对称(WS)检验法(Pantula et al.,199a)，DF检验法和Phillips检验法，对计量模型中涉及到的各个变量可能出现的TSP、DSP和误差项高阶自相关的不稳定问题作了单位根检验。）。于是，便对中国的生产者价格指数与消费者物价之间作了Johansen协整检验，结果没有发现协整关系（表3B）（注：有人认为这种现象是因为中国市场化不完全所造成的。）。所以，这一环节的分析就主要是针对日、美两国。另外，日本的消费者物价指数有单位根，我们就用工业生产指数的变化率和货币供给量来代替，因为它们能反映市场需求和货币政策以及由它们引起的价格变化。通过回归分析，发现日本的贸易伙伴国对日本的批发价格传递效应要比“地区”整体明显得多。尽管如此，中国的出口价格在这里没有显著性。的确，人民币对日元的汇率对日本批发价格的传递效应(EPT)是存在的，但相对其他国家而言，同样，并不起主要作用（表3B）。值得注意的是，日本的货币供给量和景气指数都有了相当大的显著性，符号条件也满足。但这并不说明，日本的支出转移效应和政策制约效果发生了作用（与前面的事实发生了冲突）。实际上，我们后面将检验出日本的批发价与其消费者物价存在着明显的协整关系，而不是可由其他因素来长期左右的。所以这里的显著性恰恰表明日本泡沫经济崩溃的特征：经济萧条、国内价格破坏、货币政策迈入流动性陷阱。不过在该表中，我们不难看出DW值偏低（序列相关）的问题，尽管用了同第一根链分析中一样的修正或参数估计方法，但改善效果很不明显。最后，我们认为，用日本WPI衡量的物价变化率，其单位根检验没有通过95%的显著性可能是导致参数估计效果不好的主要原因。果然，在第三根链的分析中，我们确实验证了这一想法。关于美国，我们意外地发现，对它的第二根链——即美国批发价的传递效应上，亚洲地区和各国的影响都不大或没有显著性，而是北美贸易区的加拿大和墨西哥存在“显著”的影响。其中，加拿大的影响依然很大（表3C）。这也可能和两个地区的贸易结构和市场垄断力的不同有关，即：一种可能性是亚洲各国的最终消费品出口于美国的形式比较普遍，相对而言，加拿大和墨西哥的生产材料的出口可能更为明显；第二种可能性是，亚洲各国在美国内外有别的定价(PTM)所致（外界普遍认为是这样）；还有另外一种可能就是存在文献综述中所提到的“国界效应”(Engel & Rogers,1996)。同样，反映供需变化和货币政策效果的物价环境起了不可忽视的作用。
关于第三根链——即消费者价格传递效应的问题，因为中、日两国的CPI存在单位根，事实上回归出来的效果也很差。不得已我们对日本的CPI和日本的WPI作了协整检验，结果意外地发现，它们之间在90%的置信区间内存在着协整关系（表4），而中国没有被确认。这意味着WPI的调整是受到本国CPI变化制约的，和本国CPI保持共同的“趋势”，一起达到“长期意义上”的协整均衡，而不会受到外部的价格传递效应和货币政策的持续影响。关于美国消费者物价的传递效应分析，因为根据我们的理论模型，重点是要检验货币政策的内生性，所以我们在着手分析这个问题之前，需要根据方程式(4)，构建一个反映依存价格的、内生货币政策的控制变量。具体的想法是，假定央行是一个理性的决策人，她会利用以往关于市场对货币供给量的消化程度的所有信息（观察实际的通货膨胀率与自己预期的通货膨胀率的偏差）来作出下一阶段市场的货币需求的调整方向，从而保持物价的相对稳定。为此，我们先用非线性的ARIMA(1,0,3)时间序列模型来逐期测算通货膨胀率的预期值，其计量方程式和参数估计的结果如下［方程式(8)］（注：ARIMA的结构识别是先利用ACF和PACF函数、和Q值的显著性来判别。然后再根据Box-Jenkin的“节约”原则，观察损失函数AIC和SBIC值的大小，选择结构。因为篇幅缘故，不能把所有的结果都罗列出来，这里我们给出了其中一个最好的结果，即：ARIMA(1,0,3)，具体展开，见Sun和Jiang(2003)。）。
表4 Johansen协整分析
中国案例 日本案例
滞后阶数(p)
最佳：5
最佳：3
特征根1 0.52171
0.074327
特征根2 0.20791
0.014988
特征根3 0.17042
特征根4 0.02661
:r=0 40.27042 15.97415
P-valAsy 0.24926
0.09115
:r≤1 15.19416 2.61261
P-valAsy 0.78426
0.47354
:r≤2 7.26958
P-valAsy 0.68341
:r≤3 0.91711
P-valAsy 0.70631
样本数
58 181
被检验的变量
工业生产指数
批发价指数
货币供给量消费者物价指数
生产者物价指数
消费者物价指数
方程式：
注：特征根是指Johansen为识别单位根所建立起来的多元VAR模型中关于系数矩阵(A)的特征方程式的解。r代表原始假设中的独立的特征根的个数。
这样，我们就可以得到(4)式中的
（经单位根检验它是稳定的），再与反映需求面的工业生产指数、外国的汇率与价格等要素一起，对被解释变量消费者物价指数进行回归分析。如果，(4)式所标示的Taylor货币原则起作用的话，回归模型(3)式中的应该为正才对，因为用变化率直接进行回归的话，则该系数符号应该为负。不过这里，美国的经过检验发现存在单位根，不能直接拿来回归（注：实际上我们用也做了回归，虽然符号条件都满足，但效果（如决定系数，LM值等）不如代理变量。）。值得重申的是，在这一根传递链上，美国货币政策的内生性得到了充分的验证，而且作用很大，甚至能控制住国内景气带来的物价上升的趋势（工业生产指数前的符号是负的），这和许多美国的经济学家指出的现象是吻合的(Choudhri & Hakura,2001)，具体的结果见表5。当然，从表中我们也可以看到，中国确实影响了美国消费者物价（尽管我们对美批发价的影响不存在），但是与日本的汇率和出口价格对美消费者物价的传递程度相比，我们还是很小的（注：我们用同样的方法对日本的案例作了研究，发现中国的出口额不影响日本的消费者物价指数（没有显著性），这再次说明日本的批发价与其消费者物价的协整关系“阻碍”了外国对其价格的影响。）。
2.冲击反应分析
因为中国的数据不稳定，日本的WPI和CPI又有着协整关系，所以，对这两个国家的脉冲反应函数(VMA)分析只限于第一根链。尽管如此，为了验证日本的协整关系，使统计检验更加具有稳健性(robustness)，我们还进一步对其做了（误差修正后的）协整向量自回归模型(Cointegration-VAR)的回归。
从关于第一根链的冲击反应函数图上（图1），我们发现日本和美国出口价格的冲击都不会引起我国价格的剧烈调整，关于美国不起作用的这个结论，是和前面在回归分析中指出的对中国价格传递效应具有地区特征的观点相吻合的，但是对于日本，却出现了与前面相反的结论（注：事实上在方差分解中，我们却重新又看到了日本对中国进口价格传递效应不可低估的影响力。这里之所以会出现日本的效果不明显的结论，主要是脉冲函数的系数是反映各个冲击项影响力的合成效果，而不是其独立效果，所以有可能存在自己的作用被其他因素所抵消(Sun & Jiang,2003)。）。另外，葛兰杰外生性检验的结果告诉我们：我国和日本的出口价格的冲击也对美国的进口价格没有显著性的影响。事实上，这里的脉冲反应函数图也表明：美国的通货膨胀与中国的出口价呈反向变化，这说明美国的物价环境制约了中国对其进口价格的传递效应，这一点加拿大也是这样，不过加拿大的出口价格却影响了美国的进口价格，而日本对美国进口价格的传递效应中没有发现这些特征。至于中美出口价格对日本进口价格的传递效应，因为日本的消费者物价存在单位根，所以我们用工业生产指数来代替它做VMA分析。结果表明：中美出口价格对日本进口价格的影响非常小或不具有显著性。中国的结果是和前面回归分析中的结论相吻合的，但是，美国的情况就有些特殊，在上述做外生性回归分析时，美国对日的影响举足轻重，不过在这里却不是这样，这表明当美国的出口价格发生突然的调整时，日本方面对进口价格却没有随之作相应的调整，这一特点在考察其他国家的冲击对日本进口价格的传递效应时，也都基本不变。
图1 价格传递链(1)中的脉冲反应
图2 价格传递链(2)中的脉冲反应和协整分析
注：纵轴表示脉冲反应函数的系数大小，横轴表示观察的时间长度。
表5 美国(US-OLS)
在考察外部冲击对第二根链（批发价）的传递效应中，我们发现中国出口价的冲击对美国批发价的影响没有显著性，对日本更没有，因为日本的批发价与它的消费者物价保持着厂种长期的协整关系（图2）。但是，日本和加拿大都对美国的批发价有显著的传递效应(PPT)，其中加拿大的传递效应还受到美国消费者物价环境的制约，而日本还是没有。这表明日本的产品在美国市场上具有相当大的垄断能力。关于日本的批发价和自身的消费者物价之间动态的协整关系，这里我们引进了误差修正项，同样对其作了脉冲反应函数的分析，回归结果见表6。显然，从脉冲图上可以清楚地看到，它们之间的短期调整是比较快的，这说明它们互相的制约效果是很明显的。
因为日本存在着上述的协整关系，所以外国对本国第三根链（消费者物价）的传递效应就只要分析美国便可以了。有趣的是美国货币政策对中、日出口价格的突然调整的反应机制却是不一样的。对于日本，一开始就作出了敏感的反应，与通胀率同向变化，抑制住出口价对消费者物价的价格传递效应；但是对于中国，却滞后两期才呈现出抑制性的效果，而加拿大的抑制效果几乎没有，尽管这样，加拿大的出口价格也和中国、日本一样最终对美国消费者物价的传递效应不显著（图2）。这可能与加拿大出口到美国的商品的规模和价格竞争能力与中、日两国不一样这个因素有关，也就是它的最终消费品的市场垄断能力或价格弹性优势相对中、日两国消费品和相对它自己出口的生产投入商品而言要低很多（注意到它对美国WPI的回归系数是0.44，而对美国的CPI则是0.052，需要指出的是，中、日两国对美国WPI的回归系数都不显著）。
六、结论
本文针对外国价格、相对名义汇率的波动对一国价格的传递效应(pass-through)做了实证的分析。论文的特色在于，从静态的外生性要素回归分析和从动态的冲击效应分析这两个不同的层面，按照价格传递链的逻辑，对中、日、美三国的案例进行了比较严密的实证分析。结果表明，三国的情况，无论是相互之间还是自身的静、动态特征之间都显示出较大的差异性（见表7A，表7B）。
表6 协整VAR回归分析（方程式6）
被解释变量
日本批发价的差分
日本消费者物价的差分
常数项-0.730136E-02 -0.425232E-02
(0.000) (0.000)
批发价滞后项
0.144480
-0.512558
(0.000) (0.000)
消费者物价滞后项
-0.229569
0.814421
(0.000) (0.000)
误差修正项(ECM)
0.845725
0.547308
(0.000) (0.000)
R-squared
0.998228
0.950815
DW 1.895591.89559
LM 0.421786
0.699252E-04
(0.516)
(0.993)
F
1287.92112.514
(0.000)
(0.000)
对于中国，进口价格的影响中，地区效应要比两国间的影响更为明显，尽管如此，日本的作用不可忽视。还有一个值得一提的特点是，尽管美国对中国进口价格的影响没有起作用，但是人民币对美元汇率在分析中具有显著性（EPT存在），而放到美国的案例中就失去了显著性，这表明中美贸易的绝大部分都是以美元计价的。而且，商品在中国的定价方式都是利用了中国的价格环境（PTM现象）。可能正因为如此，在脉冲反应分析中我们没有发现中国进口价格随着外部（包括美、日在内）的突发性的出口价格的变化而发生调整的迹象。
关于美国，加拿大的影响特别显眼，而中国出口价对美进口价格的实际影响微乎其微，这在一定程度上也表明中国企业的商品定价能力也依存于美国的物价环境，而与本国的价格水准没有直接的联系（PTM现象）。尤其需要指出的是，尽管美国的进口价格和工业批发价在不同层面上受到了与其他贸易伙伴国的相对汇率(EPT)和价格变动(PPT)因素的影响，但是，美国的消费者物价却没有发现这种价格传递效应，这主要归功于美国稳定物价的货币政策，而正是这种政策下的低价格环境或通胀环境，制约或促进了中国和日本企业在美国对其出口商品的定价能力（或转嫁市场风险的能力），即美国价格环境偏低时我们就要承担利益上的损失（当然，美国价格环境较高时就对我们有利了）。
注：表7a和表7b是实证研究部分的成果的概括，所以都用了简略表示形式，如：“＞”表示程度的比较，“日价”代表日本出口价格，“数据问题”则表示因为数据的缺乏或稳定性问题，同时又找不到合适的代理变量，所以这次研究没有对此问题作进一步实证分析等，具体的请参看本文的有关章节。
就日本而言，人民币的作用（EPT效应）相对中国出口价格（PPT效应）而言，可能显得更为重要一些，但是它比起美国、泰国、印尼等国的出口价格对日本的传递效应来讲，作用还是很小的。值得指出的是，日本的批发价和消费者物价存在着协整关系，而且短期的均衡调整十分明显，这意味着日本的价格体系比较特殊，由本国的要素所决定，另一方面，也在一定程度上反映了泡沫经济崩溃的特点。
当然，本文还有一些有待改进的地方，比如，数据的改善，包括获取单个进出口商品价格的数据、双边贸易的数据等。尽管如此，建立在本文比较严密的理论和实证分析的基础上，我们还是得到了一些令人信服的政策含义：
首先，实证结果表明，中国的汇率和出口价格对美、日的价格传递效应（无论是EPT还是PPT）都是很弱的，甚至不存在。因为像许多国外企业一样，中国企业对其出口商品的定价是依存于进口国的价格环境的，而与本国的价格水平没有必然的关系（PTM特征）。所以，主张中国“通缩”输出论是没有科学根据的，至少在我们所研究的这段较长的样本期间内。
其次，一国的货币政策可以制约或促进外国出口价格对本国价格的传递效应。这一点尤其在美国运用得非常明显。这意味着美国贸易伙伴国的价格水准并不能同方向地左右美国的消费者物价水准。
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