論文：中國(guó)地區(qū)間購(gòu)買力平價(jià)研究

中國(guó)地區(qū)間購(gòu)買力平價(jià)研究
——基于1990—2004年生產(chǎn)資料絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)的分析

摘要：從一國(guó)內(nèi)部角度研究購(gòu)買力平價(jià)的成立情況是近10年來匯率理論的重要?jiǎng)酉�。本文圍繞著如何確認(rèn)購(gòu)買力平價(jià)理論的成立、如何理解實(shí)際匯率向均值回復(fù)的緩慢速度這兩大“購(gòu)買力平價(jià)之迷”，利用中國(guó)1990---2004年間36個(gè)大中城市的生產(chǎn)資料絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)進(jìn)行了一些探索。我們發(fā)現(xiàn)：（1）從生產(chǎn)資料市場(chǎng)看，我國(guó)地區(qū)間的市場(chǎng)一體化程度還較低，相當(dāng)于美國(guó)20世紀(jì)70－80年代相應(yīng)水平，并且近20年來一體化程度基本穩(wěn)定，既非走向整合亦非走向分割；（2）不能簡(jiǎn)單運(yùn)用相對(duì)價(jià)格指數(shù)的平穩(wěn)性來衡量購(gòu)買力平價(jià)的成立，在絕對(duì)價(jià)格趨于收斂的過程中，運(yùn)用平穩(wěn)性檢驗(yàn)可能得出相反的結(jié)論。（3）中國(guó)生產(chǎn)資料價(jià)格的半衰期偏短，其主要原因并非來自高頻數(shù)據(jù)，而是由于小樣本誤差帶來的，我們使用了RGLS方法來對(duì)半衰期進(jìn)行了調(diào)整。

關(guān)鍵詞：購(gòu)買力平價(jià) 平穩(wěn)性 半衰期

一、簡(jiǎn)介
購(gòu)買力平價(jià)(purchasing power parity puzzle, PPP)理論，以其簡(jiǎn)潔的表達(dá)形式和眾多匯率決定理論的基礎(chǔ)性地位，在近些年來國(guó)內(nèi)外的研究中，受到了很高的重視�？偟目磥�，這些研究主要是圍繞著Rogoff(1996)提出的“購(gòu)買力平價(jià)之迷(purchasing power parity puzzle)”來進(jìn)行的。
Rogoff(1996)在總結(jié)了前面學(xué)者對(duì)PPP理論進(jìn)行的大量實(shí)證工作的基礎(chǔ)上，提出了著名的“購(gòu)買力平價(jià)之迷”：一方面是為什么實(shí)際匯率在短期波動(dòng)劇烈，對(duì)PPP的偏離非常巨大；另一方面是為什么在實(shí)際匯率有劇烈波動(dòng)的情況下，其回復(fù)均值的調(diào)整速度仍然非常緩慢，通常的半衰期為3-5年，而且這是很難用名義價(jià)格的粘性來解釋的。
在近十年來的PPP理論的研究中，眾多的學(xué)者圍繞著Rogoff(1996)所提出的“購(gòu)買力平價(jià)之迷”，
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現(xiàn)出的明顯的收斂性才使相對(duì)價(jià)格平穩(wěn)性難以成立。
與我們的研究密切相關(guān)的是Fan和Wei(2003)以及桂琦寒，陳敏，陸銘和陳釗(2006) 的相關(guān)研究。Fan和Wei(2003)利用1990-2003年我國(guó)各地區(qū)的絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)，研究了我國(guó)各地區(qū)間的購(gòu)買力平價(jià)成立情況。他們研究發(fā)現(xiàn)，商品在不同地區(qū)的相對(duì)價(jià)格的平穩(wěn)性與美國(guó)、加拿大等國(guó)家的研究結(jié)果類似，但是相對(duì)價(jià)格的調(diào)整速度要遠(yuǎn)遠(yuǎn)的快于其它國(guó)家相應(yīng)的研究。因此同樣得出了我國(guó)不同地區(qū)間價(jià)格逐漸趨同的結(jié)論。他們認(rèn)為短半衰期的原因在于使用的是高頻數(shù)據(jù)的結(jié)果。桂琦寒，陳敏，陸銘和陳釗(2006)運(yùn)用我國(guó)各省的價(jià)格指數(shù)，研究了我國(guó)1985-2001相鄰省份的商品市場(chǎng)間的購(gòu)買力平價(jià)成立情況。通過檢驗(yàn)鄰省份的商品市場(chǎng)相對(duì)價(jià)格的平穩(wěn)性，他們得出了中國(guó)商品市場(chǎng)的整合程度總體上呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。但是，我們認(rèn)為，相對(duì)價(jià)格平穩(wěn)性的研究并不能說明我國(guó)商品市場(chǎng)是在趨于整合還是分割的。我們認(rèn)為這兩篇文章在這方面還有所欠缺。而且，很短的半衰期并不是高頻數(shù)據(jù)造成的。
本文以1990年至2005年以來我國(guó)36個(gè)大中城市生產(chǎn)資料市場(chǎng)上商品的月度絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，研究了我國(guó)不同地區(qū)商品市場(chǎng)的PPP成立情況并測(cè)算了半衰期。通過絕對(duì)價(jià)格水平的分析，我們發(fā)現(xiàn)，從1990至2005年這期間，我國(guó)不同地區(qū)的商品市場(chǎng)并沒有明顯的整合趨勢(shì)。但是，絕大多數(shù)的生產(chǎn)資料的相對(duì)價(jià)格都是平穩(wěn)的時(shí)間序列。這說明，我國(guó)各地區(qū)間的相對(duì)購(gòu)買力平價(jià)成立。這個(gè)結(jié)論看似矛盾，但我們指出，正是商品市場(chǎng)并不存在整合或分割的趨勢(shì)，才保證了商品相對(duì)價(jià)格的平穩(wěn)性。若商品市場(chǎng)存在明顯的整合或分割趨勢(shì)，那么地區(qū)間的PPP很有可能不成立。
另外，我們發(fā)現(xiàn)我國(guó)商品市場(chǎng)調(diào)整的半衰期大約在1-8個(gè)月，這是遠(yuǎn)遠(yuǎn)短于其他類似研究的。我們運(yùn)用遞歸均值調(diào)整的廣義最小二乘法(recursive mean adjusted generalized least square, RGLS)(Choi, Mark and Sul, 2005)對(duì)我們的半衰期的小樣本偏差進(jìn)行了調(diào)整，盡管半衰期有一定的提高，但仍然較短，這還有待于進(jìn)一步的研究。
全文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分，介紹我們所使用的數(shù)據(jù)來源、特點(diǎn)及處理方法；第三部分，我們研究了我國(guó)近十幾年來不同地區(qū)商品市場(chǎng)價(jià)格的整體偏離情況與變動(dòng)趨勢(shì)；第四部分，我們檢驗(yàn)了商品相對(duì)價(jià)格的平穩(wěn)性，并提出了解釋PPP成立之謎的一種觀點(diǎn)，并運(yùn)用模擬的數(shù)據(jù)對(duì)我們的觀點(diǎn)進(jìn)了進(jìn)一步的檢驗(yàn)。第五部分，我們測(cè)算了我國(guó)商品市場(chǎng)調(diào)整的半衰期，并進(jìn)行了小樣本的調(diào)整。最后，我們總結(jié)了我們的結(jié)論。


三、數(shù)據(jù)
本文采用了我國(guó)36個(gè)大中城市從1990年至2005年的生產(chǎn)資料絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。數(shù)據(jù)來源是《中國(guó)物價(jià)》1990年第1期至2005年12期。該數(shù)據(jù)包含了從1990年3月至2005年12月，我國(guó)36個(gè)大中城市[ 36個(gè)大中城市包括了省會(huì)城市與計(jì)劃單列市：北京、天津、石家莊、太原、呼和浩特、沈陽(yáng)、長(zhǎng)春、大連、哈爾濱、上海、南京、杭州、寧波、合肥、福州、廈門、南昌、濟(jì)南、青島、鄭州、武漢、長(zhǎng)沙、廣州、深圳、南寧、�？�、重慶、成都、貴陽(yáng)、昆明、西安、蘭州、西寧、銀川、烏魯木齊、拉薩。其中拉薩數(shù)據(jù)從1998年1月開始。]共55種生產(chǎn)資料的月度絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)。我們認(rèn)為，該數(shù)據(jù)主要包含了以下幾個(gè)方面的特點(diǎn)：
首先，該數(shù)據(jù)是絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)，而不是通常研究中所采用的價(jià)格指數(shù)（如桂琦寒、陳敏、陸銘和陳釗，2006）。采用絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)有兩個(gè)很明顯的優(yōu)點(diǎn)。一方面，絕對(duì)價(jià)格水平的數(shù)據(jù)都描述的單個(gè)商品的價(jià)格，從而避免了由于構(gòu)成價(jià)格指數(shù)的籃子不同而在實(shí)證檢驗(yàn)中所產(chǎn)生的偏差(bias)。另一方面，絕對(duì)價(jià)格的數(shù)據(jù)比價(jià)格指數(shù)能更直觀的說明市場(chǎng)的整合度。價(jià)格指數(shù)由于是一個(gè)動(dòng)態(tài)的相對(duì)指標(biāo)，忽略了絕對(duì)水平，因此只能用于說明不同地點(diǎn)的總的價(jià)格水平在一段時(shí)間內(nèi)的波動(dòng)是否具有某種意義上的關(guān)系，如相對(duì)價(jià)格的平穩(wěn)性，但是并不能說明該地區(qū)間的價(jià)格之間到底存在多大的差距。換句話說，絕對(duì)價(jià)格水平能更直接地刻畫不同地區(qū)的同一商品在同一時(shí)點(diǎn)上在絕對(duì)水平上是否接近或相差很大。
其次，該絕對(duì)價(jià)格數(shù)據(jù)不僅是高頻的月度數(shù)據(jù)，而且是按固定時(shí)間間隔(每月25日)所取得的月度價(jià)格數(shù)據(jù)。Fan和Wei(2003)指出該數(shù)據(jù)是高頻數(shù)據(jù)，有效避免了時(shí)間加總的偏差(temporal aggregation bias)(Taylor, 2001)。我們想指出的是，若僅僅是月度數(shù)據(jù)，并不能克服加總的偏差，而只有按固定時(shí)間間隔所取得的數(shù)據(jù)才能有效的克服時(shí)間加總的偏差。
再次，該數(shù)據(jù)在不同的城市具有很強(qiáng)的同質(zhì)性與可比性。一方面，由于使用的是生產(chǎn)資料數(shù)據(jù)，而生產(chǎn)資料本身是具有很強(qiáng)同質(zhì)性的。另一方面，由于該數(shù)據(jù)是單個(gè)商品在不同城市的微觀價(jià)格數(shù)據(jù)，而不是所有商品價(jià)格加總而來的價(jià)格水平，因此不同城市的價(jià)格比一般研究中所采用的加總的價(jià)格水平(如Chen和Devereu*, 2003)或價(jià)格指數(shù)具有更強(qiáng)的可比性。
但是，需要指出的是，該原始數(shù)據(jù)存在大量的缺失，這種情況在1997年以前的數(shù)據(jù)中尤其明顯。表2是各個(gè)年份的數(shù)據(jù)缺失統(tǒng)計(jì)表。從表中可以看出，1990-1996年的數(shù)據(jù)缺失情況較為嚴(yán)重，缺失率在40%-50%左右。而1997-2005年，數(shù)據(jù)缺失情況有所好轉(zhuǎn)，基本控制20%左右。還需要指出的一點(diǎn)是，缺失的數(shù)據(jù)完全是隨機(jī)的，因此盡管缺失的數(shù)據(jù)減少了我們可以利用的數(shù)據(jù)數(shù)量，但并不影響我們得出的結(jié)論(Young, 2000; Fan和Wei, 2003)。

年份 缺失數(shù)據(jù) 總數(shù)據(jù)個(gè)數(shù) 缺失率
1990 4448 9100 48.88%
1991 5416 10920 49.60%
1992 5938 10920 54.38%
1993 7551 13440 56.18%
1994 8648 16905 51.16%
1995 6834 17640 38.74%
1996 7303 17640 41.40%
1997 5202 16800 30.96%
1998 5007 18032 27.77%
1999 3723 18144 20.52%
2000 3706 18576 19.95%
2001 2419 17820 13.57%
2002 2841 17820 15.94%
2003 3925 20304 19.33%
2004 4552 20304 22.42%
2005 4489 20304 22.11%
表1：數(shù)據(jù)缺失情況統(tǒng)計(jì)表

Fan和Wei(2003)在其的研究中使用了該價(jià)格數(shù) ……（未完，全文共19761字，當(dāng)前僅顯示3554字，請(qǐng)閱讀下面提示信息。收藏《論文：中國(guó)地區(qū)間購(gòu)買力平價(jià)研究》）