四、實(shí)證結(jié)果

（一）數(shù)據(jù)說明

為了與國內(nèi)同類研究的結(jié)論進(jìn)行比較，我們直接使用了賀力平等（2010）附錄中計算的CPI和PPI的可比定基指數(shù)，時間跨度為2001年1月到2009年12月，共計108筆數(shù)據(jù)。我們認(rèn)為，直接使用同比序列數(shù)據(jù)問題很多，其經(jīng)濟(jì)含義也十分模糊。以CPI序列為例，它是與上一年同月物價水平相比，相鄰兩個同比指標(biāo)不具備直接可比性。因此利用相鄰兩個月同比序列進(jìn)行差分，將會失去經(jīng)濟(jì)含義。賀力平等（2010）同樣也認(rèn)識到這種用法是有缺陷的，在回復(fù)徐偉康的文獻(xiàn)中選擇使用了可比定基指數(shù)。但國內(nèi)其他一些文獻(xiàn)（如張成思，2010）則習(xí)慣直接利用同比數(shù)據(jù)，并沒有計算定基比數(shù)列，這就導(dǎo)致了一些實(shí)證結(jié)論有待商榷。

本文中M2和GDP原始數(shù)據(jù)來自Wind宏觀數(shù)據(jù)庫。鑒于產(chǎn)出（GDP）沒有月度數(shù)據(jù)，所以采用“工業(yè)企業(yè)增加值”作為月度GDP的代理變量。在這里需要說明的是，根據(jù)現(xiàn)行統(tǒng)計制度，國家統(tǒng)計局自從2007年起不再對工業(yè)增加值進(jìn)行統(tǒng)計，僅公布工業(yè)增加值同比增速（包括累計增速），筆者按增速推估了2007年之后的工業(yè)增加值，實(shí)際值則按CPI進(jìn)行調(diào)整得出。在實(shí)證分析中，所有變量經(jīng)過了季節(jié)調(diào)整后，均以自然對數(shù)的形式出現(xiàn)，主要變量時序圖，如圖4-1所示。

（二）計量檢驗(yàn)過程

我們將分別估計CPI和PPI的二元VAR模型和包括貨幣政策傳導(dǎo)的四元VAR模型，以進(jìn)一步確認(rèn)二元模型的傳導(dǎo)模式是否為虛假傳導(dǎo)。其中，二元VAR模型中yt=[ppit cpit′]，而在四元VAR中yt=[m2 t gdpt ppitcpit′]。

為保證結(jié)論的穩(wěn)健性，本章同時采用了ADF、PP及KPSS進(jìn)行檢驗(yàn)進(jìn)而確定最大單整數(shù)d。ADF和PP檢驗(yàn)對小樣本數(shù)據(jù)可能缺乏效力，而KPSS平穩(wěn)性檢驗(yàn)在選擇較低的滯后截斷參數(shù)（lag truncation parameters）時，對小樣本較為有效。與ADF與PP檢驗(yàn)不同，KPSS檢驗(yàn)的原假設(shè)是序列平穩(wěn)的，備擇假設(shè)為非平穩(wěn)序列。具體檢驗(yàn)結(jié)果見表4-1, ADF、PP和KPSS檢驗(yàn)均表明，這四個變量滿足一階單整過程的統(tǒng)計特征，由此確定d=1。

真實(shí)最優(yōu)滯后階p由AIC和SIC聯(lián)合確定，若二者出現(xiàn)矛盾，同時估計分別確定的最優(yōu)階數(shù)。在最大滯后階為8內(nèi)來選擇最優(yōu)階，二元模型AIC選擇p為3，而具有小樣本傾向的SIC選擇了2；四元模型的AIC和SIC均指向了2為最佳階。

二元模型的信息準(zhǔn)則并未給出明確的答案，出于實(shí)證穩(wěn)健性考慮，我們同時估計了p為2和3的情形。在具體檢驗(yàn)中，Bootstrap次數(shù)為10000次，我們發(fā)現(xiàn)Bootstrap經(jīng)驗(yàn)臨界值相對理論漸近臨界值保守，說明以理論臨界值為依據(jù)，MWALD統(tǒng)計量更加傾向于拒絕不存在格蘭杰因果關(guān)系的原假設(shè)，而依Bootstrap得到的經(jīng)驗(yàn)臨界值進(jìn)行格蘭杰因果推斷也是相對穩(wěn)健的。

由p=2和d=1確定了二元LAVAR（3）模型，格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果見表4-2。如表4-2所示，CPI和PPI間格蘭杰的因果關(guān)系只是從CPI到PPI方向的。而由p=3和d=1確定二元LAVAR（4）模型也得出了一致的結(jié)論，隨著滯后階的增大，拒絕CPI到PPI方向因果性的伴隨概率由0.033減小到0.008，這意味著CPI到PPI的傳導(dǎo)過程可能存在滯后效應(yīng)；至于PPI到CPI方向的因果性的伴隨概率隨滯后階的增加而變大，進(jìn)一步確認(rèn)了PPI到CPI方向無因果性。總的來說，CPI與PPI的傳導(dǎo)關(guān)系是單向的，即從CPI到PPI方向的。

以上結(jié)論是否正確取決于是否遺漏了第三方驅(qū)動因素，因此引入貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制在四變量LAVAR系統(tǒng)下進(jìn)行檢驗(yàn)（結(jié)果見表4-3）就顯得尤為必要。從檢驗(yàn)結(jié)果來看，四元LAVAR模型仍舊僅顯示了CPI到PPI方向的格蘭杰因果關(guān)系，這與二元LAVAR模型檢驗(yàn)的結(jié)果是一致的。然而，遺漏變量M2和GDP均構(gòu)成了PPI或CPI的格蘭杰原因，這意味著基于二元VAR模型的因果檢驗(yàn)并沒有基于有效的漸近理論（valid asymptotics）, Caporale et al.（1997）導(dǎo)出因果結(jié)論不變的條件并不能得以滿足，二元模型得到的因果性結(jié)論存在“虛假傳導(dǎo)”之嫌。其中，“遺漏變量”M2構(gòu)成了CPI的格蘭杰原因，但并未如我們所期望的那樣同樣也驅(qū)動PPI變動，究其原因是因?yàn)橹袊?dāng)前價格體系并不健全，特別是上游的一些資源價格（如電力、煤炭等能源價格）存在嚴(yán)格的政府管制。“遺漏變量”GDP同時構(gòu)成了PPI和CPI的格蘭杰原因。這并未動搖二元條件下CPI到PPI方向的單格蘭杰因果性結(jié)論，仍然支持了CPI向PPI單向傳導(dǎo)的關(guān)系。這種檢驗(yàn)情況同樣也出現(xiàn)在Guglielmo et al.（2002）的實(shí)證檢驗(yàn)中，他們對法國數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，“遺漏”的貨幣因素M1同時構(gòu)成了PPI和CPI的格蘭杰原因，這意味著PPI和CPI因果檢驗(yàn)估計過程中的轉(zhuǎn)移矩陣的確受到了影響，但還未改變二元模型和五元模型得到的PPI到CPI的單向格蘭杰因果關(guān)系模式。