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中图分类号 F114 文献标识码 A
引言
随着全球经济一体化进程的不断加快以及各国间贸易关系的日趋紧密，通货膨胀在国际间的传递问题也日益引起了政策当局与学术界的广泛关注。近年来，随着中国经济的快速发展以及对外贸易的大幅增长，国外有关学者与官员相继提出“中国输出了通货紧缩”以及“中国输出了通货膨胀”的论断，指责中国是引致全球“通货紧缩”与“通货膨胀”的重要因素。其中，自1998年开始，中国经历了一定程度的通货紧缩，其物价指数逐年下降，而在2002年前后，一些国家和地区的经济增长面临下行压力，国内需求疲软，而物价水平更是呈现走低趋势，通货紧缩的风险明显增大。对此，Roach（2002）与Griffith（2003）等学者以及一些国家的政府官员则将其归因于中国，提出“中国输出了通货紧缩”的论断。该论断认为由于中国在生产领域中积累了过剩的生产能力，使其国内物价持续走低，同时也使得作为全球重要生产基地的中国，通过其出口贸易的快速增长而向其他国家和地区销售了大量廉价的商品，从而降低了进口国当地的物价水平，并由此加剧了全球性通缩的风险。而个别国家的政府官员也借此要求中国调整经济政策，加快人民币升值，以改变双边贸易现状，缓解全球通缩的压力。至此，关于“中国输出了通货紧缩”的论断引起了广泛的争论与关注，国内外许多学者也从“贸易规模”、“贸易产品结构”以及“贸易加工模式”等不同角度展开了深入分析与论证，指出中国目前尚未具备输出通货紧缩的条件与能力，并强调维持人民币汇率稳定对于促进世界经济发展的重要性。其中，代表性的包括Noland和Posen（2002）、Hu（2003）、Fels（2003）、Jenkins（2003）以及孙立坚和江彦（2003）等的研究。
近年来，随着各国“通缩”风险的逐步消退以及“通胀”风险的逐步凸显，Morrison和Swann（2003）与The Economist（2004）等国外的部分学者和媒体再次将矛头转向中国，提出了与先前截然不同的反向论断，将国内通胀问题归咎于中国，强调中国是引致全球通货膨胀的重要因素。而在2007年中国新一轮物价上涨时期，有关“中国输出了通货膨胀”的论断更是引发了人们的担忧，并再次引起学术界与政策当局的关注与讨论。该论断认为，一方面，中国国内劳动力成本的上升抬高了出口商品的价格，而出口商品价格的上升则带动了全球物价的同时上涨；另一方面，该论断强调，中国对原材料等产品的进口需求是引发全球物价上涨的另一重要因素，即伴随着中国经济的快速增长，中国对世界能源和原材料等产品的需求也随之增加，从而推动其价格的不断上涨。针对这一新的论断，张岸元（2006）、张会清和王剑（2008）等国内学者也从不同角度给予了相应的论证与反驳。
关于中国是否输出通货紧缩以及中国是否输出通货膨胀的问题，国内外相关学者已从不同角度对其进行了很好的阐述与分析，然而，现有的研究多数针对中国是否输出通货紧缩这一问题展开研究，较少同时对中国是否输出通货紧缩以及是否输出通货膨胀的问题展开系统性、综合性的分析；而且，现有的研究大多停留在定性的理论分析上，以中国实际经济条件为依据的定量研究仍然较少（Kamin等，2006）；再者，在为数不多的定量研究中，现有的大多数文献仍然沿用传统的Granger因果检验以及传统的预测方差分解分析方法，然而，现有的研究表明，由于没有考虑变量间的同期因果关系，以及过分地关注变量间因果关系的统计显著性等方面而使得传统的Granger因果检验方法存在着一定的局限性（Sims，1972；Sims，1980；Abdullah和Rangazas，1988），而传统的方差分解分析方法（如最常用的Choleski方差分解以及Bernanke方差分解）虽然考虑了经济变量的经济显著性，却在正交化（orthogonalize）过程中对扰动项施加了主观判断的关系结构（Bernanke，1986；Cooley和LeRoy，1985；Swanson和Granger，1997），并使得分析结论常常因结构关系的不同设定或变量的不同排序而发生敏感性的变化。有鉴于此，本文尝试在现有研究的基础上做一个有益的补充，结合最新发展的“有向无环图”（DAG，Spirtes等，2000；Pearl，2000）等技术方法，研究中国与贸易伙伴国（地区）物价水平的相互影响关系，并在此基础上，从动态分析的角度考察在中国通货紧缩与通货膨胀时期，中国物价变动的冲击是否对贸易伙伴国（地区）的物价水平产生显著影响，进而对“中国输出了通货紧缩”以及“中国输出了通货膨胀”的论断展开进一步的深入分析与论证。在此研究过程中，最新发展的“有向无环图”技术以及广义方差分解分析等方法的综合运用，为本文研究提供了数据驱动（data- driven）的客观依据，并在很大程度上克服了Granger因果检验等传统分析方法所存在的局限性，从而增强了本文结论分析的可靠性与合理性。
接下来，本文结构安排如下：第一部分结合最新的研究进展，对本文实证中所采用的“有向无环图”技术、广义预测方差分解方法进行简要说明；第二部分为本文的计量分析；第三部分是全文的结论。
一、方法和数据说明
1.最新发展的有向无环图分析方法
在考察变量间的相互影响关系时，现有的研究大多采取Granger因果检验方法，然而传统的Granger因果检验存在着一定的局限性①：Granger因果检验的定义是建立在“因”“果”事件发生时间的“先后”，而忽略了变量间的同期因果关系；与此同时，该方法只考虑经济变量的因果关系在统计上的显著性，而忽略了其在经济意义上的显著性（Sims，1972；Sims，1980；Abdullah和Rangazas，1988），而且，在分析变量间的因果关系时，过分依赖F检验量的统计显著性可能导致结论出现显著偏差（Sims，1972）。有鉴于此，Sims（1980）提出了预测方差分解分析方法。与传统的Granger因果检验相比较，该方法考虑了经济变量间的关系在经济意义上的显著性（Sims，1980；Abdullah和Rangazas，1988），而且借助预测方差分解分析方法，我们可对变量间的相互影响力度进行有效比较。然而，传统的方差分解分析方法同样存在着一定的局限性，这是因为以Choleski方差分解以及Bernanke方差分解为代表的传统的方差分解分析方法，在正交化（orthogonalize）过程中对扰动项施加了主观判断的关系结构（Bernanke，1986；Cooley 和LeRoy，1985；Swanson和Granger，1997），并使得分析结论常常因结构关系的不同设定或变量的不同排序而发生迥异的变化（Wang等，2005）。
最近，Swanson和Granger（1997）、Spirtes等（2000）和Pearl（2000）等结合计算机科学和人工智能的相关理论，提出了“有向无环图”（Directed Acyclic Graphs，DAG）分析方法，以对变量之间的同期因果关系进行有效识别。该图论（graph- theoretic）分析方法通过分析扰动项之间的（条件）相关系数，以正确识别扰动项之间的同期因果关系，进而为我们正确识别SVAR结构关系提供了数据驱动（data- driven）的客观依据，从而在很大程度上克服了上述传统分析方法存在的局限性。下面我们对DAG方法的基本原理进行简要说明②。
“有向无环图”技术刻画的是由以下递归乘积分解式所表示的条件独立关系，即
在DAG分析过程中，借助Spirtes等（2000）提出的PC算法，我们可对扰动项之间的相关系数与偏相关系数进行分析，并在此基础上对变量之间的同期因果关系进行有效识别。具体来说，这一PC算法首先构建了系统变量的“无向完全图”（complete undirected graph）③，以表示系统各变量之间可能存在的同期因果关系；接着，该算法从“无向完全图”出发，首先分析变量间的（无条件）相关系数，当相关系数为零，表示因果关系的连线移去；在对所有的（无条件）相关系数分析完成后，便接着分析1阶偏相关系数，2阶偏相关系数、3阶偏相关系数……与无条件相关系数分析相类似，当变量间的偏相关系数为零④，则移去两者之间的连线。对于N个变量，这一算法将持续分析到N－2阶的偏相关系数。
在以上相关系数分析的基础上，依据相应的方向判别准则⑤，并借助“相邻”（adjacent）和“隔离集”（sepset）这两个概念⑥，我们可进一步识别变量间因果关系的方向。例如，当变量X、Y和Z之间的关系为X－Y－Z时，即X与Y相邻，Y与Z相邻，而X与Z不相邻，如果已知Y不属于X与Z的隔离集，我们可进一步推断出X、Y和Z三者的同期因果关系应为X→Y←Z。
2.广义预测方差分解分析
如上所述，传统方差分解方法过度依赖于扰动项结构关系的主观设定，并使得分析结论常常因结构关系的不同设定或变量的不同排序而发生敏感性变化。为了进一步克服传统研究方法的这一局限性，保证结论的可靠性与稳健性，本文采用广义预测方差分解分析方法（Pesaran和Shin，1998）展开进一步的研究。基于该方法的分析结果不会因变量排列次序的不同而发生敏感性变化。因此，在实际检验中，借助该方法可获得惟一可靠的分析结论。下面对广义预测方差分解分析方法的基本原理进行简要说明。
令误差修正模型（ECM）表达如下：
在此基础上，我们可把上述关系式进一步表述成为无限移动平均式（infinite moving average process），即
3.数据说明
在经贸往来中，作为中国的主要贸易伙伴——美国、日本、加拿大、韩国与香港地区，多年来与中国保持着紧密的经济关系，它们不仅成为了中国的主要出口市场，而且也成为了中国的主要进口来源地。因此，为了对中国是否输出通货紧缩以及是否输出通货膨胀的问题展开分析与论证，本文对中国与上述主要贸易伙伴国（地区）物价水平的相互影响关系展开深入分析，并重点考察在中国“通缩”与“通胀”的不同时期，中国物价变动的冲击是否对贸易伙伴国（地区）的物价水平产生显著影响。
本文以定基月度CPI指数（基期为2000年）⑦ 作为中国与上述贸易伙伴国（地区）物价水平的代表变量，样本区间为1988年1月至2008年9月，各国数据来源于国际货币基金组织的国际金融统计年鉴（IFS）以及中经网。考虑到数据中较强的季节因素与现有的研究相一致（如Cheung和Yuen，2002），各序列均采用X11的方法进行季节调整，并进行对数变换。
二、实证结果与分析
1.单位根检验
首先，本文采用前沿的Ng和Perron（2001）单位根检验方法，以对各变量进行单位根检验，检验结果见表1。由表1可知，当我们对各个时间序列的水平值进行检验时，检验结果均表明不能拒绝“存在单位根”的原假设；而当我们对各个时间序列的一阶差分进行检验时，检验结果则显著地拒绝“存在单位根”的原假设。由此，我们可以断定各个时间序列均为非平稳的Ⅰ（1）过程。
2.Johansen协整检验
在单位根检验的基础上，为了考察非平稳时间序列之间是否存在着协整关系，本文依据AIC信息准则选定水平VAR的最优滞后阶数，并进行协整检验，检验结果见表2。
由表2可知，无论是迹检验还是最大特征值检验，检验结果均表明在10％的显著水平下，我们无法拒绝“协整向量个数为2”的原假设，因此，各变量之间存在着协整关系，这同时也意味着ECM模型（误差修正模型）是刻画各变量关系的正确的模型形式。在此基础上，为了进一步考察中国与贸易伙伴国（地区）物价水平的相互影响关系，本文分别采用前沿的广义预测方差分解分析方法（Pesaran和Shin，1998）以及最新发展的“有向无环图”技术（Spirtes等，2000；Pearl，2000）进行研究，以对“中国输出了通货紧缩”以及“中国输出了通货膨胀”的论断展开深入的分析与论证。
3.广义预测方差分解分析
首先采用广义预测方差分解分析方法（Pesaran和Shin，1998）进行研究，分析结果见表3。由对日本物价进行预测方差分解分析的结果，我们可知作为日本最大贸易伙伴国的美国以及作为日本粮食主要进口国的加拿大，对日本物价的变动均有着显著的影响。与此同时，与其形成鲜明对比的是，中国物价的变动对日本的冲击十分微小，仅为不到1％的比重。
在对加拿大物价水平的预测方差分解分析中我们发现，加拿大物价水平的波动在很大程度上可归因于美国与日本的冲击。与此同时，无论是在短期还是在中长期，中国物价水平的变动对加拿大的冲击均十分微小，其解释比重仅仅维持在2％～3％左右。
美国物价水平的预测方差分解分析结果则显示，作为美国第一以及第四大贸易伙伴国的加拿大和日本⑧，分别对美国物价的变动产生了显著的影响，而中国物价的冲击对美国影响并不显著，在中长期美国物价水平的波动仅有1.7％的比重可归因于中国物价波动的冲击。
预测方差分解分析的结果还显示，韩国物价的变动在很大程度上可归因于美国和加拿大物价的冲击，而与中国物价水平的变动并无显著关系。
最后，广义预测方差分解分析的结果也显示，香港地区物价水平的波动在很大程度上可归因于中国内地物价波动的冲击，其中，从第4个月份开始，中国内地对香港地区物价波动的解释比重高达12％左右，而在中长期，中国内地对香港物价依然保持着显著的影响，其解释比重基本稳定在21％～24％之间。此外，分析结果同时也显示，随着时间的推移，作为世界第一大经济实体的美国，对中国香港物价水平的波动同样产生了较大的影响。
4.有向无环图（DAG）分析及SVAR识别
在以上分析的基础上，为了进一步保证结论的可靠性与稳健性，本文采用最新发展的“有向无环图”技术（Spirtes等，2000；Pearl，2000），以对“中国输出了通货紧缩”以及“中国输出了通货膨胀”的论断展开进一步的深入分析与论证。
首先通过对ECM模型进行正确的估计⑨，我们可以得到以下各变量之间的“扰动相关系数矩阵”（innovation correlation matrix）。
接着，我们以“扰动相关系数矩阵”为出发点，对变量之间的同期因果关系进行DAG分析。在DAG分析过程中，我们首先画出了“无向完全图”。如图1（A）所示，各个变量均与其他变量有着无方向的连线，以表示各变量之间可能存在的同期因果关系。接着，我们运用软件TETRADⅡ（Scheines等，1994），利用其已设计好的PC算法（algorithm），通过“扰动相关系数矩阵”对各变量之间的无条件相关系数以及偏相关系数（条件相关系数）进行分析⑩，并逐步把不存在同期因果关系的变量间的连线移去；接着，我们依据相应的方向判别准则，有效地识别出变量间同期因果关系的指向性。最终，DAG分析的结果显示，在10％的显著性水平下，各变量之间的同期因果关系可表示成为图1（B），即在通货膨胀的国际传递中，存在着由美国与韩国到日本的同期因果关系，存在着由美国与中国到加拿大的同期因果关系，并且存在着由加拿大到韩国的同期因果关系。此外，“有向无环图”的结果也显示，中国内地与香港地区的物价变动存在着同期因果关系（即China- HK），然而，在目前的分析样本中，两者之间同期因果关系的指向性尚未明确。为了进一步明确中国内地与香港地区之间同期因果关系的方向，与Yang（2005）的研究相类似，本文采用先验假定的方法，并结合似然比率检验方法（Sims，1986）对其做进一步的验证。由于香港地区大约80％以上的生产、生活资料来自中国内地，中国内地在向香港地区直接供应家畜、蔬菜、燃料、原材料等资源的同时，已成为香港地区的第一大贸易伙伴，而且香港地区与中国内地密切相关、互相依托的经贸关系在回归后更是得到了极大的增强，因此，中国内地与香港地区物价水平有着紧密相关的联动关系，中国内地物价的变动将在极短时间内引发香港地区物价的敏感性变化。有鉴于此，本文先验假定在物价变动传递中，存在着由中国内地到香港地区的同期因果关系（即China→HK，在图1（B）中用虚线表示），在此基础上，本文结合似然比率检验方法（Sims，1986）对其做进一步检验，检验结果表明，当我们假定存在着由美国与韩国到日本的同期因果关系，存在着由美国与中国到加拿大的同期因果关系，并且存在着由加拿大到韩国的同期因果关系以及存在着由中国内地到香港地区的同期因果关系，LR统计检验量的p值为0.62，因此，在10％（以及5％）的显著性水平下该检验统计量无法拒绝“过度约束是‘真’”的原假设。这就充分地表明，基于DAG分析得出的结论是合理的、可靠的。
图1（A） 无向完全图
图1（B） 10％显著性水平下的有向无环图
在以上分析的基础上，我们接着以DAG分析所得的结论为依据，对VAR扰动项进行结构性分解（识别SVAR），并在此基础上展开方差分解分析，以考察在国际价格传递中，各变量之间的相互影响关系。基于“有向无环图”的预测方差分解分析的结果见表4。
由表4的分析结果我们可知，基于“有向无环图”（DAG）的预测方差分解分析与广义预测方差分解分析所得的结论相一致。表4的分析结果显示，各国（地区）价格水平的变动在很大程度上可归因于来自美国物价的冲击，其中，在中长期，美国对日本、加拿大、韩国等国家以及中国香港地区物价变动的解释比重分别高达20％、56％、8％以及10％左右。与此同时，由表4的分析结果我们可知，中国因特殊的经济环境、地理位置等因素而对香港地区的物价水平产生了显著的影响，其解释比重高达24％左右，而对其他四国的物价变动均不产生明显影响，其影响力度大多维持在不到1％的比重。因此，基于“有向无环图”（DAG）的预测方差分解分析与广义预测方差分解分析所得的结论相一致，由此我们可以断定，在通货膨胀的国际传递中，作为世界第一大经济实体的美国发挥着主导作用，随着时间的推移，其物价的冲击对日本、加拿大等国家和中国香港地区价格水平的变动均产生了显著的影响。与其形成鲜明对比的是，中国物价变动的冲击只对香港地区的物价水平产生较为显著的影响，而对其他国家物价的变动均不具有解释力度，这就意味着有关“中国输出了通货紧缩”以及“中国输出了通货膨胀”的论断在此无法获得经验支持。
5.“通缩”与“通胀”区间的递归动态分析
自20世纪90年代以来，中国经历了几次明显的通货紧缩与通货膨胀，因此，为了进一步对“中国输出了通货紧缩”以及“中国输出了通货膨胀”的论断进行检验，本文运用前沿的“递归预测方差分解分析方法”（Yang等，2006），从动态分析的角度，深入考察在中国“通货紧缩”以及“通货膨胀”时期，中国物价的冲击对其余各国价格水平的影响。在动态分析过程中本文对各个样本期进行广义预测方差分解分析，并分别把第16个预测期的分析结果列于图2～图6，而且，为了进行有效地对比分析，在各递归分析图中本文分别报告了中国与美国对各贸易伙伴国（地区）价格水平影响的分析结果。
由图2～图5我们可知，无论是在中国“通货紧缩”时期还是在“通货膨胀”时期（见图中阴影处），中国对日本、加拿大、美国以及韩国的物价水平的影响均很小，基本稳定在1％左右；与此同时，各国物价水平的波动在很大程度上可归因于美国物价的冲击，因此，在国际价格传递中美国处于主导地位，这与Jeong和Lee（2001）对G7国的研究结论相一致。此外，图6的动态分析则表明，中国内地对香港地区的物价水平有着显著的影响，其影响力度基本保持在25％左右，而且该影响力度在香港回归之后港澳经济一体化进程中更是得到了极大的增强。
基于以上动态分析我们可知，无论是在中国“通货紧缩时期”还是在“通货膨胀时期”，中国对各主要贸易伙伴物价水平的冲击均十分微小，因此，中国并非引致全球通货紧缩或通货膨胀的重要因素，中国既没有输出通货膨胀，也没有输出通货紧缩，这与前面的分析结论相一致。
6.对“中国输出通缩论”与“中国输出通胀论”的进一步讨论分析
由图7和图8我们可知，作为世界第一大经济实体的美国，在全球进出口总量中占有最大的比重，其中，美国进口总额在世界进口总量中所占的比重基本稳定在16％以上，与其形成鲜明对比的是，中国出口总额所占的比重多年稳定在3％～5％，尽管近年来有所提升，然而最大比重也仅为5.5％。与此相类似的是，美国出口总额在世界出口总量所占的比重基本稳定在12％以上，而中国所占的最大比重也仅为5.7％。由此可见，尽管中国近年来的经济与对外贸易均得到了较快的增长，然而进出口总额在世界进出口总量所占的份额仍然较小，目前尚未具备影响全球物价水平的能力。
三、结论
随着全球经济一体化进程的不断加快以及各国间贸易关系的日趋紧密，通货膨胀在国际间的传递问题也日益引起了政策当局与学术界的广泛关注。近年来，随着中国经济的快速发展以及对外贸易的大幅增长，国外有关学者与官员相继提出了“中国输出了通货紧缩”以及“中国输出了通货膨胀”的论断，强调中国是引致全球“通货紧缩”与“通货膨胀”的重要因素。个别国家也据此要求中国调整汇率政策，以改变双边贸易现状，而相关论断在2007年中国新一轮物价上涨时期更是引发了人们的担忧。有鉴于此，本文结合最新发展的“有向无环图”（DAG）等技术方法，研究中国与贸易伙伴国（地区）物价水平的相互影响关系，并从动态分析的角度考察在中国通货紧缩与通货膨胀时期，中国物价水平的冲击是否对贸易伙伴国（地区）的物价水平产生显著的影响，进而对“中国输出了通货紧缩”以及“中国输出了通货膨胀”的论断展开进一步的深入分析与论证。
研究结果表明，在通货膨胀的国际传递中，作为世界第一大经济实体的美国发挥着主导作用，其物价的冲击对日本、加拿大等国家和中国香港地区价格水平的变动均产生了显著的影响。与其形成鲜明对比的是，无论是在“中国通货紧缩”时期，还是在“中国通货膨胀”时期，中国对美国、日本等主要贸易伙伴国物价水平的冲击均十分微小。这就充分地表明，中国并非引致全球通货紧缩或通货膨胀的重要因素，在国际物价传递中，中国既没有输出通货紧缩，也没有输出通货膨胀。
与此同时，本文还发现，由于香港大约80％以上的生产、生活资料均来自中国内地，中国内地因特殊的地理位置、经济环境等因素而对香港地区的物价水平产生了显著的影响，此外，递归动态分析则显示，该影响力度在香港回归之后港澳经济一体化进程中更是得到了极大的增强。
此外，我们还需进一步指出，随着国际金融危机的加深与蔓延，中国对外贸易受到了较大的冲击，进出口规模呈现明显下滑。为了应对国际金融危机的冲击、促进经济平稳较快发展，现阶段中国政府审时度势地实施了旨在促进消费、扩大内需的宏观调控政策。由此可见，通过扩大内需来促进经济平稳发展已成为中国一项长期的战略性选择，因此，未来中国通过进出口贸易向全球输出“通货紧缩”或“通货膨胀”的可能性也并不高。
注释：
① 关于Granger因果检验等传统分析方法所存在的局限性的详细论述和深入讨论，有兴趣的读者可参阅本人拙作（杨子晖，2008）第82页～83页。
② 在本人另外一项研究中，已对DAG方法的基本原理进行了详细的说明和深入的讨论，有兴趣的读者可参阅本人拙作（杨子晖，2008）第84页～85页，在这里我们只对DAG方法的基本原理做简单说明。此外，关于DAG方法的其他相关细节以及其他方面的深入讨论，有兴趣的读者可进一步参阅Spirtes等（2000）和Pearl（2000）等的研究。
③ 在“无向完全图”中，系统中各个变量均与其他变量有着无方向的连线，以表示各变量之间可能存在的同期因果关系。
④ 为了考察偏相关系数是否显著为零，与现有大部分研究相一致，本文采用Fisher's z统计检验量（Spirtes等，2000）进行检验。
⑤ 关于DAG分析的方向判别准则的介绍与说明，请参阅Spirtes等（2000）以及Yang等（2006）等的研究。
⑥ 在完全图中，X与Y之间有边相连时，则称X和Y是相邻的；X与Y的隔离集是指使得X与Y的偏相关系数为零的条件变量的集合，如ρ（X，Y｜K）＝0，则称K属于X与Y的隔离集。
⑦ 由于我国尚未公布居民消费物价的月度定基指数，因此，与杨子晖（2008）等的研究相一致，本文利用我国公布的消费物价的月同期比指数和环比指数构造我国居民消费物价的月度定基比指数。
⑧ 商务部外贸发展局公布的《美国2006年对外贸易概况》资料显示，2006年加拿大与日本分别为美国的第一位与第四位贸易伙伴国。
⑨ 因篇幅所限，在这里并没有报道出完整的估计结果，有兴趣的读者可向作者索取。
⑩ 因篇幅所限，这里并没有详细地报道各相关系数以及偏相关系数的分析结果，有兴趣的读者可向作者索取。
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