中國地區間購買力平價研究

1、中國地區間購買力平價研究基于19902004年生產資料絕對價格數據的分析復旦大學 楊長江 胡鉅 楊長江 復旦大學國際金融系副教授 電子郵件：chjyang 手機胡鉅 復旦大學國際金融系研究生 電子郵件：0340005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據進行了一些探索。我們發現：（1）從生產資料市場看，我國地區間的市場一體化程度還較低，相當于美國20世紀7080年代

2、相應水平，并且近20年來一體化程度基本穩定，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的平穩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(1

3、996)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”，從不同的角度出發進行了大量的研究。在實證研究中，一個很重要發展方向便是將國與國

4、之間的PPP研究轉移到了一國內部的不同地區或城市之間。PPP研究領域的轉移，一方面，去除了名義匯率的劇烈波動性給商品價格帶來的擾動，一方面國與國之間的阻礙套利的貿易障礙，如關稅和非關稅壁壘不再存在。這樣，為我們更深入的研究PPP的影響因素及解釋“購買力平價之迷”提供了更好的條件。最早將國與國之間的PPP研究轉向一國內部不同城市間的研究者是Parsley和Wei(1996)。其研究了從1975年至1992年間美國48個城市的51種商品和服務價格指數的季度數據。他們運用了LL(Levin and Lin, 1993)的面板單位根檢驗的方法，對所有商品的相對價格的平穩性進行了檢驗。他們發現，80%的

5、可貿易品都能在10%的水平上拒絕單位根的假設。對于不可貿易品，仍然有50%的可以在10%基礎上拒絕單位根假設。這個結果較之國與國之間的相對PPP研究結果是比較好的。更進一步的，他們測算了相對價格指數調整的半衰期。他們發現對于可貿易品來說，半衰期大約為4-5個季度，而對于不可貿易品來講，大約為15個季度。可貿易品的半衰期是遠遠低于國際間研究的3-5年的。類似的，Chaudhuri和Sheen(2004) 運用了ADF單變量單位根檢驗和IPS(Im, Pesaran and Shin, 1997)、LL (Levin and Lin, 1993)面板單位根檢驗的方法，研究了澳大利亞內部不同城市間的

6、PPP成立情況。他們發現可貿易品比不可貿易品更好成立，半衰期為5-10個季度。Sonora(2005)研究了墨西哥城市間的相對價格指數。在運用面板單位根檢驗的情況下，城市間的相對價格全部拒絕了非平穩性的假設，半衰期為1-3年。Ekasa(2003) 運用了IPS(Im, Pesaran and Shin, 1995)以及Maddala和Wu(1999)的面板單位根檢驗的方法，研究了日本城市之間相對價格。他們發現，所有可貿易品的相對價格都是平穩的序列。對于5個不可貿易部門，有2個部門的PPP是成立的。Choi和Matsubara(2006)測算了日本城市間的相對價格的調整速度。他們發現，半衰期的

7、估計大概2年左右。盡管大多數的國內城市間PPP研究成立情況都較好，而且半衰期遠遠快于國與國之間的3-5年，但也有例外。Cecchetti、Mark和Sonora(2002)研究了美國1918-1995年間19個城市的PPP。他們發現大多數情況下，相對價格都是平穩的序列。但是他們發現調整的半衰期居然有9年。更有趣的，Chen和Devereux(2003)對美國1918-2000年城市間PPP成立情況的研究。他們發現，在此期間，所研究城市間的價格有明顯的收斂性，但是在運用單位根檢驗的時候，卻發現平穩性的成立并不好，而且代表可貿易品的食品部門比代表不可貿易品的房租部門更難拒絕單位根的假設，還擁有更長

8、的半衰期。他們指出，正是因為美國國內市場呈現出的明顯的收斂性才使相對價格平穩性難以成立。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年我國各地區的絕對價格數據，研究了我國各地區間的購買力平價成立情況。他們研究發現，商品在不同地區的相對價格的平穩性與美國、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

9、，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性，他們得出了中國商品市場的整合程度總體上呈現上升趨勢。但是，我們認為，相對價格平穩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據為基礎，研究了我國不同地區商品市場的PPP成立情況并測算了半衰期。通過絕對價格水平的分析，我們發現，從1990至2005年這期間，我國不同地區的商品市場并沒有明顯的整合趨勢。但是，絕大多數

10、的生產資料的相對價格都是平穩的時間序列。這說明，我國各地區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性。若商品市場存在明顯的整合或分割趨勢，那么地區間的PPP很有可能不成立。另外，我們發現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

11、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性，并提出了解釋PPP成立之謎的一種觀點，并運用模擬的數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據作為研究對象。數據來源是中國物價1990年第1期至2005年12期。該數據包含了從1990年3月至2005年12月

12、，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、海口、重慶、成都、貴陽、昆明、西安、蘭州、西寧、銀川、烏魯木齊、拉薩。其中拉薩數據從1998年1月開始。共55種生產資料的月度絕對價格數據。我們認為，該數據主要包含了以下幾個方面的特點：首先，該數據是絕對價格數據，而不是通常研究中所采用的價格指數（如桂琦寒、陳敏、陸銘和陳釗，2006）。采用絕對價格數據有兩個很明顯的優點。一方面，絕對價格水平的數據都描述的單個商品的價格，從而

13、避免了由于構成價格指數的籃子不同而在實證檢驗中所產生的偏差(bias)。另一方面，絕對價格的數據比價格指數能更直觀的說明市場的整合度。價格指數由于是一個動態的相對指標，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，如相對價格的平穩性，但是并不能說明該地區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，該絕對價格數據不僅是高頻的月度數據，而且是按固定時間間隔(每月25日)所取得的月度價格數據。Fan和Wei(2003)指出該數據是高頻數據，有效避免了時間加總

14、的偏差(temporal aggregation bias)(Taylor, 2001)。我們想指出的是，若僅僅是月度數據，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據才能有效的克服時間加總的偏差。再次，該數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，由于該數據是單個商品在不同城市的微觀價格數據，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Devereux, 2003)或價格指數具有更強的可比性。但是，需要指出的是，該原始數據存在大量的缺失，這種情況在

15、1997年以前的數據中尤其明顯。表2是各個年份的數據缺失統計表。從表中可以看出，1990-1996年的數據缺失情況較為嚴重，缺失率在40%-50%左右。而1997-2005年，數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，缺失的數據完全是隨機的，因此盡管缺失的數據減少了我們可以利用的數據數量，但并不影響我們得出的結論(Young, 2000; Fan和Wei, 2003)。年份缺失數據總數據個數缺失率19904448910048.88%199154161092049.60%199259381092054.38%199375511344056.18%199486481690551

16、.16%199568341764038.74%199673031764041.40%199752021680030.96%199850071803227.77%199937231814420.52%200037061857619.95%200124191782013.57%200228411782015.94%200339252030419.33%200445522030422.42%200544892030422.11%表1：數據缺失情況統計表Fan和Wei(2003)在其的研究中使用了該價格數據。與他們不同的是，我們的數據延長了數據所在的時間段，最關鍵的是延長的部分中數據連續性很好，缺失較

17、少。另外，我們對數據的選擇方法與Fan和Wei(2003)不同。為了使用盡可能多的樣本數據，我們采用了兩種方法來篩選數據。法一，在單個商品的數據中，選擇盡可能多的樣本數據。假設在某一段連續的時間T內，該商品在n個城市的數據沒有缺失，那么由這n個城市與該段時間所構成的綜列數據的總數就為n*T。我們的第一種方法即選出使n*T最大的城市與時間段。法二，在保證至少有10個城市的基礎上，選取最長的時間序列數據。也就是說，對于每個商品的36個城市數據中，首先保證所選出的城市數不少于10個，然后在此基礎上選取盡可能長的時間序列數據。四、我國地區間價格總體偏離程度測算在這一部分中，我們將研究1990-2005

18、年以來，我國不同地區商品市場價格的總體偏離程度與變動趨勢。在大多數的不同地區間市場價格偏離關系的研究中，通常有兩類指標被用于描述不同地區間的商品價格的變動關系。一類是在以價格指數為研究對象的研究中，通常是用相對價格的方差來描述不同地區間的商品價格的變動關系。相對價格的方差又有兩種計算形式。第一種是計算兩個地區相對價格在時間上的方差： (Parsley and Wei, 1996; Engel and Rogers, 1996,2001)。其中表示t時刻地區i與地區j之間的相對價格，通常采用對數的形式，即，其中，分別表示t時刻，i和j兩地的價格指數。該方差衡量的是兩個地區間的相對價格在一段時間內

19、的波動情況。第二種是計算兩個地區在某一時點上各種商品相對價格的方差 (Parsley and Wei,2000,2001; 桂琦寒，陳敏，陸銘，陳釗,2006)，其中表示t時刻i, j兩個地區商品k的相對價格。其基礎是Samuelson(1954)的“冰川成本”模型。Parsley和Wei(2000)認為刻畫的是“冰川成本”模型中所提出的地區間價格差異允許存在的區間，該區間越小，價格偏離程度越低。如果隨著時間的發展，逐漸縮小，則說明商品市場的整合性加強。 我們認為，通過價格指數所測算的兩種相對價格的方差都存在著不足。第一種相對價格的方差，由于其測算的是一段時間內不同地區相對價格的波動幅度，是一

20、個靜態的指標，不能說明商品市場的變動趨勢。第二種相對價格方差，并不是刻畫不同地區間相對價格的變動趨勢，而反映的是不同商品間相對價格變動的差異。因此我們認為這種使用相對價格方差的方法具有一定的不足之處。另一類的是在以絕對價格水平為研究對象的研究中，采用了商品在不同地點的離散系數(coefficient of dispersion)作為描述商品市場價格偏離程度的指標(Chen and Devereux; 2003)，即，其中描述的是t時刻k商品的絕對價格水平在不同地區的整體偏離程度，除以t時刻k商品的絕對價格水平在不同地區均值，剔除了商品本身的價格因素，用于衡量商品價格在不同地區的偏離程度。而且，

21、剔除了商品本身的價格因素，使得不同商品的離散系數具有了可比性。越大，表示該商品在不同城市的價格差異越大，而越小則表示該商品在不同城市的價格差異小。從時間上來講，如果隨著時間的推移逐漸變小，則說明不同城市的商品絕對價格差異在逐步減小，這正說明整個市場趨于整合收斂的狀態。 圖1：我國各城市所有商品平均變異系數圖圖2：我國各城市部份商品變異系數圖3：美國1919-2000城市CPI(左)與食品(右)部門變異系數圖上圖是1990-2005年我國各城市商品價格的離散系數趨勢圖及部分商品的系數圖。我們將每個時點上所有商品離散系數的平均值作為該時點的平均離散系數。從上圖我們可以看出，1990年至2005年以

22、來，我國不同地區間平均價格整體的偏離幅度大約為10-30%。與上圖的Chen和Devereux(2003)的研究相比較，我們的離散系數接近于美國70-80年代的城市價格水平偏離程度，而相對于可貿易的食品價格，我們則只相當于美國30-50年代，而且我們認為生產資料的可貿易性應該比食品部門更強，價格偏離度應更小。可見我們國的商品市場一體化程度還偏低。從單個商品來看，部份商品，如水泥等價格有趨于一致的趨勢，但大多數的商品變異系數的波動都集中在10-30%的區間內，雖然變動劇烈，但是并沒有明顯變大或變小的趨勢。因此，我們認為我國1990以來的商品市場并不存在明顯的整合或分割的趨勢。這結論不同于以前的大

23、多數的研究。如喻聞和黃季(1998)利用ADF單位根檢驗方法對糧食市場的共同整合程度進行檢驗和分析。研究結果表明中國糧食市場整合程度自1988 年以來不斷提高。桂琦寒，陳敏，陸銘和陳釗(2006)通過我國鄰省對之間的相對價格方差的平穩性檢驗，認為我國鄰省間的商品市場是趨于整合的。Young(2000)則認為我國的市場體制改革導致了更多的地方主義保護措施，從而我國國內市場有加劇分割的趨勢。Poncet(2002)從國內各省貿易的角度研究了我國市場的整合情況。其發現盡管我國國內市場貿易量在增加，但增加幅度落后于國外進口的增長。國內各省自己自足的傾向明顯，這推動國內市場的分割。五、地區間相對價格的平

24、穩性按照PPP通常的研究方法，我們對地區間相對價格的平穩性進行了ADF單位根檢驗。檢驗方程如下：其中，表示t時刻i城市的k商品相對該時刻面板中所有城市該商品的平均價格的相對價格，即：，其中表示我們用上述兩種辦法選出的面板數據中，t時刻k商品在所有城市的平均價格。Froot和Rogoff(1995)指出ADF單位根檢驗具有低效的特點。即在小樣本的情況下，即使數據本身是平穩的時間序列，但ADF檢驗仍然不能拒絕單位的假設。一部分研究者就是從ADF低效的角度出發，來解釋為什么PPP難以得到實證支持，并提出了相應的面板單位根的檢驗(panel data unit root test)方法。為了克服小樣本

25、情況下ADF的低效，本文在采用ADF檢驗的同時，采用了IPS(Im, Pesaran and Shin, 1995, 1997)的面板單位根檢驗的方法。與Levin和Lin(1993)所提出的LL面板單根檢驗的方法相比，考慮了面板內部序列之間的異質性，因此比LL面板單位根檢驗具有更高的效力。該方法是先對面板中的所有城市做ADF單位根檢驗，然后由每個單位根檢驗的t值計算IPS檢驗的。Im, Pesaran和Shin(1997)用Monte Carlo方法給出了的臨界值。商品名稱1%5%10%常數顯著性IPS熱軋普碳元鋼7/2011/2011/2010/20-3.66234*熱軋普碳中厚板4/20

26、13/2015/205/20-3.18386*熱軋普碳角鋼9/2011/2012/209/20-3.51823*熱軋普碳線材9/1711/1711/172/17-4.54085*普碳熱軋薄板4/187/1811/181/17-2.81820*螺紋鋼(18，Q235）11/2216/2218/2212/22-4.03579*螺紋鋼(22，Q235）7/2614/2616/2610/26-3.57727*普碳冷軋薄板4/1510/1513/154/15-3.51539*鍍鋅板3/247/248/245/24-2.33713*松原木3/184/185/186/18-2.38023*電解鋁0/182/

27、186/182/18-2.41502*鋅0/171/173/178/17-2.53003*鉛5/209/2011/2013/20-2.76569*錫13/1514/1515/158/15-5.84586*煙煤一般用0/181/181/188/18-1.66273柴油0#輕柴油9/1912/1912/197/19-4.12263*純堿一級品5/217/218/219/21-2.80506*聚乙稀高壓工業用0/190/192/193/19-1.96781*聚丙稀均聚一級6/2510/2511/254/25-3.27292*硫酸(濃度>98%）1/192/194/1910/19-2.00128

28、*燒堿(固體含量>98%）3/226/227/2213/22-2.39617*水泥(425#硅酸鹽）3/176/176/1711/17-2.79794*小轎車天津夏利0/161/162/167/16-4.25369*中型貨車解放5噸CA10922/112/112/112/11-2.70404*中型貨車東風5噸EQ10927/128/129/122/12-4.10546*輕型載貨車北京BJ10415/136/136/139/13-3.65684*表2：最大樣本數據單位根檢驗結果商品名稱1%5%10%常數顯著性IPS熱軋普碳元鋼5/107/107/105/10-4.75912*熱軋普碳中厚板

29、5/108/109/103/10-4.09701*熱軋普碳角鋼3/106/107/104/10-3.22273*熱軋普碳線材4/106/109/104/10-4.91874*普碳熱軋薄板1/107/108/101/10-3.02279*螺紋鋼(18，Q235)9/1010/1010/106/10-5.02550*螺紋鋼(22，Q235)8/1813/1813/187/18-3.68732*普碳冷軋薄板3/105/106/100/10-3.41127*鍍鋅板4/106/106/101/10-5.49510*松原木2/105/105/103/10-2.84648*電解鋁1/101/104/100/

30、10-2.86564*鋅0/100/103/101/17-3.31288*鉛4/107/107/106/10-4.76519*錫11/1111/1111/116/11-6.47532*煙煤一般用1/102/103/105/10-2.22669*柴油0#輕柴油7/1010/1010/106/10-4.72426*純堿一級品1/101/103/103/10-3.03501*聚乙稀高壓工業用3/104/106/104/10-3.51107*聚丙稀均聚一級6/108/108/101/10-3.76591*硫酸(濃度>98%）0/100/101/103/10-1.80962燒堿(固體含量>9

31、8%）2/104/107/105/10-3.21284*水泥(425#硅酸鹽）0/104/105/103/10-2.37084*小轎車天津夏利2/103/103/104/10-2.03512*中型貨車解放5噸CA10922/102/102/103/10-2.80353*中型貨車東風5噸EQ10925/106/107/100/10-4.58959*輕型載貨車北京BJ10412/103/103/106/10-2.88298*表3：最長時間序列單位根檢驗結果從上面的檢驗結果可以看出，無論哪種方法選取數據，其結論都類似，那就是大多數的商品都能拒絕非平穩性的假設，不同地區商品的相對價格是平穩的時間序列，

32、這與Fan和Wei(2003)的研究結果類似。從單變量單位根ADF檢驗來看，以最大的樣本數量的研究結果為例。在10%的水平上，最差的商品是一般用的煙煤，18個城市樣本中，只有一個城市的相對價格能在10%的水平上拒絕非平穩的假設。而最好的商品是金屬錫，15個城市的相對價格全部能在10%水平上拒絕單位根假設。而整體來看，50%的商品都有一半以上的城市相對價格能在10%的水平上拒絕單位根假設。從IPS面板單位根檢驗來看 其中*、*、*分別在1%、5%、10%水平上拒絕單位根的假設。，全部的26種商品中，有24種商品都能在1%的水平上拒絕非平穩的假設，25種商品都能在5%的水平上顯著。只有一種商品完全

33、不能拒絕非平穩的假設。那么，平穩性的結論與我們前面所提出的中國商品市場并不存在明顯的整合或分割趨勢看似是相矛盾的結論。但我們正是想通過這樣一個看似矛盾的結論來解釋第一個PPP成立之迷。在通常的PPP研究中，大量的研究者通常認為相對價格或者說實際匯率的平穩性成立說明PPP成立（如Froot and Rogoff, 1995; Taylor and Taylor, 2004）。從根本上來講，這是由于大量的PPP研究都是基于價格指數，并無法判斷絕對價格水平的差距，因此只能用平穩性來說明相對PPP的成立情況。而使用價格指數數據的原因，主要是由于很難以獲得長時期的絕對價格數據。我們認為，僅僅用相對價格的

34、平穩性檢驗PPP的成立與否是不恰當的。特別是在對市場調整比較劇烈，或者說逐漸成熟的市場中的PPP研究，很有可能因為這些市場在逐漸趨于整合，而體現出實際匯率的非平穩性，如Chen和Devereux(2003)的研究。這是因為，在一個逐漸趨于整合的市場中，其商品在不同地區價格在一段時期來看，會由于市場的不斷整合，而逐漸由最初的差距較大，向絕對PPP所要求的方向逐漸的趨近。從絕對價格水平的角度來講，這是符合PPP理論的要求的，但從相對價格的角度來講，絕對價格向一致趨近的過程就很有可能導致了非平穩性的產生。因此我們認為，以前的PPP平穩性的研究中不能拒絕單位根的假設，很有可能就是因為在研究的時間段中，

35、商品市場在逐漸趨于整合，從而導致了非平穩性的產生。但在這種情況下，我們應該認為絕對PPP是成立的，或者說是趨于成立的。更進一步的，我們試圖用一個隨機生成的例子來說明。圖4：模擬價格數據上圖是一個我們構造的帶有隨機性質的價格序列圖。在前一段時間中，兩個價格序列相差較大。隨著市場整合程度的提高，價格逐漸趨于一致，并最終在一定的價差范圍內隨機波動。我們對上面的價格序列分時段的進行了ADF單位根檢驗，結果如下：序列t-Stat序列t-Stat序列t-Stat1-5000-2.05551401-5000-2.20782801-5000-28.297*101-5000-2.19061501-5000-1.

36、93412901-5000-27.635*201-5000-2.15111601-5000-1.91873001-5000-27.11*301-5000-2.25641701-5000-1.70443101-5000-26.377*401-5000-2.08271801-5000-8.9894*3201-5000-25.707*501-5000-2.4071901-5000-10.23*3301-5000-24.89*601-5000-2.05742001-5000-31.948*3401-5000-23.727*701-5000-2.14532101-5000-31.665*3501-500

37、0-22.925*801-5000-2.6415*2201-5000-31.518*3601-5000-22.16*901-5000-2.7368*2301-5000-30.744*3701-5000-21.609*1001-5000-2.47562401-5000-30.26*3801-5000-20.751*1101-5000-2.49092501-5000-29.713*3901-5000-20.246*1201-5000-2.9483*2601-5000-29.233*4001-5000-19.226*1301-5000-2.44232701-5000-28.907*表4：模擬數據的A

38、DF檢驗從上面的檢驗結果可以看出，整個序列長度是非平穩的序列，但是這時，價格明顯是朝著絕對PPP趨近的。在前面一段市場趨于整合的過程中，只有極個別的序列能在10%的基礎上拒絕單位根的假設。隨著剔除掉前面的樣本，序列逐漸變為平穩序列，特別是后面價格在一定的價差范圍內隨機波動的過程中。六、地區間PPP的調整速度測算更進一步的，我們研究了我國不同地區商品市場相對價格調整的半衰期 商品相對價格調整的半衰期為，其中為相對價格ADF檢驗的回歸系數。我們將所有城市相對價格的調整半衰期的平均值作為該商品調整的半衰期。半衰期反應了商品相對價格回復其均值的整度。商品名稱半衰期(月)商品名稱半衰期(月)熱軋普碳元鋼

39、2.28錫0.467熱軋普碳中厚板1.93煙煤一般用5.83熱軋普碳角鋼1.82柴油0#輕柴油1.34熱軋普碳線材1.83純堿一級品2.88普碳熱軋薄板2.39聚乙稀高壓工業用5.65螺紋鋼(18，Q235）1.51聚丙稀均聚一級3.04螺紋鋼(22，Q235）1.49硫酸(濃度>98%）6.04普碳冷軋薄板2.67燒堿(固體含量>98%）2.56鍍鋅板5.97水泥(425#硅酸鹽）3.62松原木5.73小轎車天津夏利8.92電解鋁5.61中型貨車解放5噸CA10925.20鋅2.65中型貨車東風5噸EQ10921.74鉛4.27輕型載貨車北京BJ10412.45表5：最大樣本數據

40、測算的半衰期商品名稱半衰期商品名稱半衰期熱軋普碳元鋼1.40錫5.07 熱軋普碳中厚板2.37煙煤一般用5.98 熱軋普碳角鋼2.81柴油0#輕柴油2.00 熱軋普碳線材1.37純堿一級品1.22 普碳熱軋薄板2.46聚乙稀高壓工業用1.81 螺紋鋼(18，Q235）1.76聚丙稀均聚一級3.07 螺紋鋼(22，Q235）3.02硫酸(濃度>98%）7.52 普碳冷軋薄板2.85燒堿(固體含量>98%）2.08 鍍鋅板3.23水泥(425#硅酸鹽）3.13 松原木4.28小轎車天津夏利4.26 電解鋁2.14中型貨車解放5噸CA10923.79 鋅4.04中型貨車東風5噸EQ109

41、23.77 鉛2.23輕型載貨車北京BJ10412.26 表6：最長時間序列數據測算的半衰期 我們發現大多數商品的半衰期范圍為1-8個月，所有商品的平均半衰期為3.5個月。這個結論驗證了Fan和Wei(2003)的研究。但必須指出的是，這與其他國家的一國內部PPP半衰期相比是非常低的。研究者研究國家數據頻率半衰期Parsley and Wei(1996)美國1975-1992季度可貿易品:4-5個季度 不可貿易品:15個季度Cecchetti,Mark and Sorona(2002)美國1918-1995年度CPI:約8年 可貿易品:約5年 不可貿易品:約15年Chaudhuri and S

42、heen(2004)澳大利亞1972-1999季度CPI5-10個季度Sonora(2005)墨西哥1982-2000月度CPI1-3年Ceglowski(2003)加拿大1976-1993半年度平均零售價格0.1-2.1年,平均0.5年Fan and Wei(2003)中國1990-2003月度商品價格1-5月Choi and Matsubara(2006)日本1970-2002月度CPI0.5-2年表7：國內外半衰期相關研究結果匯總表上表是一國內部PPP半衰期研究的簡單匯總表。從上表可以看出，除美國外，大多數國家內部PPP測算的半衰期都低于通常國與國之間所測算的3-5年的時間，為1-2年左

43、右。但是我們測算的中國內部地區間商品的相對價格半衰期遠遠短于了類似的研究。Fan和Wei(2003)并沒有對這個問題進行深入的研究，只是認為采用的是月度數據而不是年度數據所造成的。我們認為這樣的解釋是不夠的，因為同樣類似的研究中，如Sonora(2005)同樣使用了月度的CPI數據，但是半衰期有1-3年。在測算的PPP動態調整速度半衰期中，有學者指出了三類引起測算的半衰期與實際半衰期存在偏差的可能。第一是時間加總的偏差(temporal aggregation bias)。Taylor(2001)指出在PPP半衰期的研究中，若使用的是按照固定間隔所獲取的每日數據，盡管這樣的數據頻率不高，但在實

44、際匯率的半衰期中不會產生偏差。但是一旦采用的是跨時平均的數據，那么估計結果就必然會產生與真實半衰期的偏差。時間加總的偏差使得測算的半衰期高于實際調整的半衰期。 第二是部門加總的偏差(sectoral aggregation bias)。Imbs, Mumtaz, Ravn和Rey（2002）指出，在計量中使用了對各個部門價格指數加總的CPI等指數時，忽略了部門數據在動態調整方面的異質性，就會出現測算半衰期與實際半衰期的偏差。部門加總的偏差同樣使測算的半衰期高于實際調整的半衰期。第三是小樣本偏差(small sample bias)。Nickell(1981)指出,在小樣本的情況下，用一般方法測

45、算的半衰期也會與實際調整的半衰期產生偏差。而于時間加總和部門加總的偏差不同的是，小樣本情況下測算的半衰期低于實際的半衰期。正如我們前面數據部分所介紹的，由于我們使用的是按固定時間間隔所采集的月度高頻數據，我們的半衰期并不存在加總的偏差。也由于我們使用的單個商品的價格數據，并不存在商品的異質性，因此也不存在部門加總的偏差。因此，沒有產生這兩個偏差，可以使得我們測算的半衰期較小。但同樣如我們前面所指出的，由于數據的缺失情況，我們可供研究的連續面板時間序列數據樣本并不大，可能存在小樣本的偏差。我們采用Choi, Mark和Sul(2005) 提出的遞歸均值調整的廣義最小二乘法(recursive m

46、ean adjusted generalized least square, RGLS)方法來處理我們的數據。Choi, Mark和Sul(2005)指出，RGLS可以有效的減小樣本帶來的半衰期測算的偏差。商品名稱半衰期商品名稱半衰期熱軋普碳元鋼1.91 錫0.40 熱軋普碳中厚板2.73 煙煤一般用24.95 熱軋普碳角鋼2.08 柴油0#輕柴油1.57 熱軋普碳線材1.39 純堿一級品5.82 普碳熱軋薄板2.76 聚乙稀高壓工業用7.79 螺紋鋼(18，Q235）1.64 聚丙稀均聚一級3.40 螺紋鋼(22，Q235）1.33 硫酸(濃度>98%）11.64 普碳冷軋薄板2.76

47、 燒堿(固體含量>98%）11.04 鍍鋅板0.87 水泥(425#硅酸鹽）5.88 松原木2.13 小轎車天津夏利12.10 電解鋁6.19 中型貨車解放5噸CA10923.22 鋅2.09 中型貨車東風5噸EQ10921.55 鉛7.50 輕型載貨車北京BJ10411.17 表8：RGLS測算的最大樣本數據的半衰期商品名稱半衰期商品名稱半衰期熱軋普碳元鋼2.01錫0.35熱軋普碳中厚板2.06煙煤一般用7.29熱軋普碳角鋼4.15柴油0#輕柴油1.58熱軋普碳線材1.66純堿一級品5.36普碳熱軋薄板3.44聚乙稀高壓工業用3.10螺紋鋼(18，Q235）1.30聚丙稀均聚一級1.8

48、6螺紋鋼(22，Q235）1.66硫酸(濃度>98%）11.47普碳冷軋薄板3.43燒堿(固體含量>98%）3.70鍍鋅板2.62水泥(425#硅酸鹽）5.00松原木4.96小轎車天津夏利4.95電解鋁5.73中型貨車解放5噸CA10925.18鋅4.48中型貨車東風5噸EQ10921.58鉛6.99輕型載貨車北京BJ10415.02表9：RGLS測算的最長時間序列的半衰期重新測算的半衰期范圍大約為2-24個月，有部分商品的半衰期在1-2年，相對于調整前，有了一定的提高，接近于Parsley and Wei(1996), Chaudhuri and Sheen(2004), Cho

49、i and Matsubara(2006)的研究。因此我們認為，小樣本的偏差也是導致我國半衰期偏短的重要原因之一。另外我們還猜測，有可能測算的序列所在年份較短，從而導致小的半衰期。但這一猜測的檢驗，還有待于數據的完善。七、總結Rogoff(1996)提出了兩個“購買力平價之迷”：第一是“PPP成立之謎”，也就是說為什么PPP理論在大量的實證研究中難以證明其成立；第二是“PPP調整速度之謎”，也就是說即使由PPP測算的實際匯率的調整呈現出了平穩性，為什么其回復均值的調整速度非常緩慢，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。近年來大量的學者圍繞著這兩個迷進行了大量的研究。我們

50、根據對中國36個大中城市商品資料市場1990-2005年的絕對價格數據的研究，指出了對第一個PPP成立之迷的一種解釋。我們認為，相對價格或實際匯率的在檢驗中的非平穩性很有可能是因為地區間絕對價格水平在向絕對PPP所要求的方向趨近的結果。并且我們指出，由于以前大量的研究都是基于價格指數，從而無法判斷絕對價格的變動狀態，從而忽略了絕對PPP的成立情況。另一方面，我們測算了中國商品市場價格調整的半衰期。我們發現測算出來的半衰期偏短，而且在使用RGLS克服小樣本偏差的情況下，仍然較短。我們猜測這很有可能是因為由于數據缺失所造成的樣本時間較短造成的，這一點還需要在更加完善的數據情況下進行進一步的研究。參

51、考文獻：桂琦寒、陳敏、陸銘、陳釗, 2006：中國國內商品市場趨于分割還是整合：基于相對價格法的分析，世界經濟第2期。喻聞、黃季，1998：從大米市場整合程度看我國糧食市場改革，經濟研究第3期。Poncet, S. 2002. 中國市場正在走向“非一體化”？中國國內和國際市場一體化程度的比較分析，世界經濟文匯第1期。Cecchetti, S.G., Mark, N.C., Sonora, R.J., 2002. Price index convergence among United States cities. International Economic Review 43(4), 108

52、1-1099.Chaudhuri, K., Sheen, J., 2004. Purchasing power parity across states and goods within Australia. The Economic Record 80(250), 314-329.Chen, L.L., Devereux, J., 2003. What can US city price data tell us about purchasing power parity? Journal of International Money and Finance 22, 213-222.Choi

53、, C.Y., Mark, N.C., Sul, D., 2005. Bias reduction by recursive mean adjustment in dynamic models for panel data. Working paper. University of Notre Dame.Choi, C.Y., Matsubara, K., 2006. Heterogeneity in the persistence of relative prices: What do the Japanese cities tell us? Journal of the Japanese

54、and International Economics.Engel, C., Rogers, J.H., 1996. How wide is the border? American Economic Review 86, 1112-1125.Engel, C., Rogers, J.H., 2001. Deviations from purchasing power parity: causes and welfare costs. Journal of International Economics 55, 29-57.Esaka, T., 2003. Panel unit root tests of purchasing power parity between Japan