隨著新興發展中國家城市化和工業化進程不斷加快，能源和金屬等大宗商品的需求持續增加，以及美元指數的大幅回落，2010年以來，全球原材料和能源價格出現全面上漲。國內結構性物價上漲與全球結構性物價上漲存在內在聯系。如果將后者視為結構外部沖擊，那么這些外部沖擊究竟在多大程度上會影響國內物價？是否因此而導致輸入性通脹？對此問題深入研究，能使我們更加準確了解外部沖擊對國內物價變動的傳導途徑與作用機制，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、文獻綜述

本文研究主要從實際貿易角度入手，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口價格指數是首先要解決的問題。本文選取三個變量作為沖擊來源，即國際石油價格指數OIL、國際大宗商品價格指數CRB和匯率HL。OIL指數波動作為一種外生沖擊對國內經濟會產生多種影響。直觀來看，國際油價上漲會提高我國石油進口價格，可能引發整個國民經濟的成本推進型通脹（梁達，2007）。同時其替代效應會導致能源價格的普遍上漲，最終強化由油價上漲導致的成本推進型通脹。因此，對進口石油的依賴性越大，國際油價對國內通脹的傳遞力越強。王風云（2007）認為國際油價變化率與我國通脹率存在顯著的單向Granger因果關系；李成等（2010）認為國際油價只在短期內對我國通脹有顯著的單向均值溢出效應。CRB波動主要通過進口商品價格波動影響國內物價，其傳遞途徑體現為貨物貿易和價格互動兩個方面。盧鋒等（2009）通過觀察近年大宗商品價格波動特征，認為大宗商品價格波動對中國經濟影響顯著。張翼（2009）利用格蘭杰因果檢驗發現CRB對RPI、CRB對PPI的傳導關系明顯，而CRB對CPI的傳導關系不顯著。HL波動對國內物價的傳導路徑主要體現為國際貿易傳導和宏觀傳導。Sekine（2006）通過對發達國家的研究發現，HL變動對進口價格的傳遞效應小于1，Mrshkin（2008）從微觀企業行為的角度對這一結論進行了解釋。畢玉江、朱鐘棣（2006）使用協整-誤差修正模型研究認為HL變動對國內CPI的傳遞不完全；杜運蘇、趙勇（2008）利用VAR模型研究認為HL變動對IMP、PPI和CPI的傳遞效率非常低；陳浪南（2008）的實證研究則表明，IMP對HL波動的反應很敏感，PPI的反應較及時，CPI的反應存在時滯且反應最弱。現有文獻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物價的影響。由于VAR模型無法區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模型結構化。二是忽略不同價格指數的傳導過程。實際上，我國價格傳導是失衡的、效率遞減的，甚至存在反向傳導的倒逼機制（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格指數之間的動態互動效果。從生產、流通、消費的價值鏈排序角度來看，進口價格指數IMP居于最上游，原材料購進價格指數RMPI居于生產者價格指數PPI的上游，PPI居于企業商品交易價格指數CGPI的上游，居民消費價格指數CPI和商品零售價格指數RPI則處于鏈條的下游，其中，RPI是純商品消費領域的反映，而CPI還包括了服務價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論。本文針對上述三個缺陷，同時考慮OIL、CRB和HL三種結構外部沖擊，以實際貿易為視角①，研究外部沖擊對國內物價體系的傳導效應。實證分析分兩步來進行：首先，以IMP為紐帶，建立SVAR模型考察結構外部沖擊對輸入型通脹的短期效應和長期效應；其次，綜合考慮六類國內價格指數，運用VAR和格蘭杰因果檢驗分析受外部沖擊影響的IMP在國內價格體系中的傳導路徑。

二、數據來源、處理與實證模型構建

（一）數據來源與處理。本文選取的樣本數據從2005.1~2010.12，共72個樣本。第一步，以OIL、CRB、HL作為外部沖擊的代理變量，其中OIL來自IMF，CRB來自文華財經期貨軟件，HL和IMP來自中經網統計數據庫，以上數據都以2005.1為基期做指數化處理并取對數和差分，從而保證數據均為同比序列。第二步，考察IMP對國內價格體系的傳導路徑，選用的國內價格指數包括RMPI、PPI、CGPI、RPI和CPI，數據來源于中經網統計數據庫，由于所有價格指數的數據均為同比增長率，因而不再對數據進行季節性調整。

（二）實證模型構建。SVAR模型是對VAR模型結構化的一種方法。如果只對預測感興趣，VAR模型的信息構成并不重要，但如果要區分不同沖擊的影響，就需要對VAR模型的信息作結構性分解，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濟變量的內生性問題，而且包含了內生變量之間的當期關系。k個變量p階結構向量自回歸模型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階參數矩陣，C0≠Ik為主對角線元素為1的矩陣，E(utu't)=Ik為結構式殘差（結構沖擊）ut的方差協方差矩陣，該矩陣為單位矩陣。為得到結構參數的一致估計，首先估計SVAR的簡約式，然后設定結構參數的約束條件，識別結構參數。在此基礎上，采用結構脈沖響應函數分析變量間的動態關系。

三、實證分析

（一）外部沖擊對IMP指數的影響。在SVAR模型中，運用結構脈沖響應函數可以分析外部沖擊對IMP的影響，進而可以分析IMP對國內價格體系的傳導路徑。為此，需要解決三個關鍵問題：一是選擇變量及確定滯后階數；二是對各變量進行排序；三是對SVAR模型進行穩定性檢驗。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。設定最大滯后階數為6，當滯后階數為2時，AIC和SC值最小，因而最優滯后期為2。當滯后2階時，模型通過了格蘭杰因果檢驗，檢驗結果如表1。對單個變量而言，P值均不顯著，表明單個沖擊不構成IMP的格蘭杰原因，然而所有變量的聯合檢驗結果卻在5%的水平上顯著，這表明三個變量疊加在一起構成了IMP指數的格蘭杰原因，因而本文在構建SVAR模型時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；第二個變量同時影響剩余的其他變量（除了第一個變量），但不會同時受這些變量的影響；其余類推。表2給出了各變量間的格蘭杰因果檢驗，依據上述原則，各變量的排序為：HL→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模型的穩定性檢驗結果。由于所有根模的倒數均小于1，因而SVAR模型是穩定的，可以進行結構脈沖響應分析和方差分解②。圖1給出了CRB、OIL、和HL沖擊對我國IMP指數的影響。可以看出，IMP指數對這些沖擊的反應在2期以后都是正向的，IMP指數的響應路徑都是先快速達到一個峰值，然后逐漸衰減；對來自HL和OIL指數的沖擊，IMP指數在第2期達到峰值，而對來自CRB的沖擊則在第3期達到峰值，剛好滯后1期；長期來看，CRB沖擊對IMP指數影響最大，CRB上漲1%，IMP指數在第3期達到最大時上漲1.72%，且脈沖響應持續時間最長，8期以后還有影響；HL沖擊對當期IMP指數影響最大且是負值，第2期就變為正向并且最大，HL上漲1%，IMP指數在第2期達到最大時上漲0.83%，且脈沖響應在第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指數在第2期達到最大時也只有0.38%，脈沖響應在第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期左右達到最大，OIL沖擊的傳遞率在第8期左右達到最大，而CRB沖擊的傳遞率在第9期左右達到最大；三類結構沖擊的傳遞都不完全，CRB、HL和OIL沖擊對IMP指數的傳遞率依次減弱。圖3給出了IMP指數的方差分解。可以看出，三類結構沖擊對當期IMP指數的解釋力都很小；對IMP指數的變化，OIL沖擊當期幾乎沒有解釋力，長期也只有1.28%，HL沖擊在當期解釋力最大，在第2期差不多開始穩定，長期可以解釋7.1%左右，CRB沖擊的解釋力當期很小，從第2期開始快速上升，到第5期左右趨于穩定，長期可以解釋23%；IMP指數自身沖擊解釋力最強，長期穩定達到68.6%。因而從長期綜合來看，CRB沖擊對IMP指數的解釋力較強，而HL和OIL沖擊的解釋力較弱。