論文：中國地區(qū)間購買力平價研究

中國地區(qū)間購買力平價研究
——基于1990—2004年生產資料絕對價格數(shù)據的分析

摘要：從一國內部角度研究購買力平價的成立情況是近10年來匯率理論的重要動向。本文圍繞著如何確認購買力平價理論的成立、如何理解實際匯率向均值回復的緩慢速度這兩大“購買力平價之迷”，利用中國1990---2004年間36個大中城市的生產資料絕對價格數(shù)據進行了一些探索。我們發(fā)現(xiàn)：（1）從生產資料市場看，我國地區(qū)間的市場一體化程度還較低，相當于美國20世紀70－80年代相應水平，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）不能簡單運用相對價格指數(shù)的平穩(wěn)性來衡量購買力平價的成立，在絕對價格趨于收斂的過程中，運用平穩(wěn)性檢驗可能得出相反的結論。（3）中國生產資料價格的半衰期偏短，其主要原因并非來自高頻數(shù)據，而是由于小樣本誤差帶來的，我們使用了RGLS方法來對半衰期進行了調整。

關鍵詞：購買力平價 平穩(wěn)性 半衰期

一、簡介
購買力平價(purchasing power parity puzzle, PPP)理論，以其簡潔的表達形式和眾多匯率決定理論的基礎性地位，在近些年來國內外的研究中，受到了很高的重視。總的看來，這些研究主要是圍繞著Rogoff(1996)提出的“購買力平價之迷(purchasing power parity puzzle)”來進行的。
Rogoff(1996)在總結了前面學者對PPP理論進行的大量實證工作的基礎上，提出了著名的“購買力平價之迷”：一方面是為什么實際匯率在短期波動劇烈，對PPP的偏離非常巨大；另一方面是為什么在實際匯率有劇烈波動的情況下，其回復均值的調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，眾多的學者圍繞著Rogoff(1996)所提出的“購買力平價之迷”，
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現(xiàn)出的明顯的收斂性才使相對價格平穩(wěn)性難以成立。
與我們的研究密切相關的是Fan和Wei(2003)以及桂琦寒，陳敏，陸銘和陳釗(2006) 的相關研究。Fan和Wei(2003)利用1990-2003年我國各地區(qū)的絕對價格數(shù)據，研究了我國各地區(qū)間的購買力平價成立情況。他們研究發(fā)現(xiàn)，商品在不同地區(qū)的相對價格的平穩(wěn)性與美國、加拿大等國家的研究結果類似，但是相對價格的調整速度要遠遠的快于其它國家相應的研究。因此同樣得出了我國不同地區(qū)間價格逐漸趨同的結論。他們認為短半衰期的原因在于使用的是高頻數(shù)據的結果。桂琦寒，陳敏，陸銘和陳釗(2006)運用我國各省的價格指數(shù)，研究了我國1985-2001相鄰省份的商品市場間的購買力平價成立情況。通過檢驗鄰省份的商品市場相對價格的平穩(wěn)性，他們得出了中國商品市場的整合程度總體上呈現(xiàn)上升趨勢。但是，我們認為，相對價格平穩(wěn)性的研究并不能說明我國商品市場是在趨于整合還是分割的。我們認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)據造成的。
本文以1990年至2005年以來我國36個大中城市生產資料市場上商品的月度絕對價格數(shù)據為基礎，研究了我國不同地區(qū)商品市場的PPP成立情況并測算了半衰期。通過絕對價格水平的分析，我們發(fā)現(xiàn)，從1990至2005年這期間，我國不同地區(qū)的商品市場并沒有明顯的整合趨勢。但是，絕大多數(shù)的生產資料的相對價格都是平穩(wěn)的時間序列。這說明，我國各地區(qū)間的相對購買力平價成立。這個結論看似矛盾，但我們指出，正是商品市場并不存在整合或分割的趨勢，才保證了商品相對價格的平穩(wěn)性。若商品市場存在明顯的整合或分割趨勢，那么地區(qū)間的PPP很有可能不成立。
另外，我們發(fā)現(xiàn)我國商品市場調整的半衰期大約在1-8個月，這是遠遠短于其他類似研究的。我們運用遞歸均值調整的廣義最小二乘法(recursive mean adjusted generalized least square, RGLS)(Choi, Mark and Sul, 2005)對我們的半衰期的小樣本偏差進行了調整，盡管半衰期有一定的提高，但仍然較短，這還有待于進一步的研究。
全文結構安排如下：第二部分，介紹我們所使用的數(shù)據來源、特點及處理方法；第三部分，我們研究了我國近十幾年來不同地區(qū)商品市場價格的整體偏離情況與變動趨勢；第四部分，我們檢驗了商品相對價格的平穩(wěn)性，并提出了解釋PPP成立之謎的一種觀點，并運用模擬的數(shù)據對我們的觀點進了進一步的檢驗。第五部分，我們測算了我國商品市場調整的半衰期，并進行了小樣本的調整。最后，我們總結了我們的結論。


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

年份 缺失數(shù)據 總數(shù)據個數(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)據缺失情況統(tǒng)計表

Fan和Wei(2003)在其的研究中使用了該價格數(shù) ……（未完，全文共19761字，當前僅顯示3554字，請閱讀下面提示信息。收藏《論文：中國地區(qū)間購買力平價研究》）