进口商品价格波动对城镇居民消费支出的影响，本文主要内容关键词为：商品价格论文,城镇居民论文,消费支出论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
贸易自由化影响城镇居民福利的微观渠道主要有两个，一是影响城镇居民的收入，二是影响城镇居民的支出。随着贸易自由化程度的加深，许多外国商品涌入我国，成为居民生产和生活中的一部分。根据海关月度统计资料整理得到的各月进口价格指数，2008年12月相对于2000年12月，进口食品价格上涨了91个百分点，进口家电价格上涨了165个百分点，进口药品价格上涨了185个百分点。那么，进口商品价格的大幅波动是否会影响到城镇居民的消费支出、影响有多大，这些都是值得探讨的问题。
进口商品可以通过以下途径影响城镇居民的消费：第一，当进口消费品的价格低于国内同类产品时，消费者可以选择进口商品；第二，当进口消费品的价格高于国内同类产品时，即使一部分消费者不会直接选择进口商品，但是由于进口消费品与国内消费品之间的替代、互补关系，或者进口消费品定价对国内消费品定价的示范作用等等，都会对国内商品造成冲击，进而影响国内消费品的价格，传递给普通消费者；第三，当进口的商品是中间品或资本品，而这些商品是生产消费品的必要投入时，或者与生产消费品所需的国内生产的中间品有替代或互补关系，也会影响消费品的出厂价格，从而改变消费者的支出。本文将分析进口商品价格波动如何影响中国城镇居民的消费支出。本文与以往文献的不同之处在于：第一，研究了进口商品价格对居民消费结构中五类可贸易消费品的传递效应，并且区分了4类进口消费品和6类进口中间产品或资本品的影响；第二，分析了贸易成本对价格传递效应的作用；第三，考虑了不同地区、不同收入水平的城镇居民消费结构的巨大差别。
二、文献综述
国外一些学者研究了贸易自由化带来的价格变化如何影响家庭的福利，总体而言，这些研究可以分为两大类。（1）一阶研究方法或局部研究方法。该方法假设居民在面对价格变化时无法调整自己的消费和生产行为，利用已知的数据后验地分析贸易自由化对家户的影响。Barret & Dorosh（1996）和Levinsohn et al.（1999）是以福利函数的一阶近似方程作为起点，分别对马达加斯加和印尼做了实证分析，他们的研究结果均指出贸易自由化会引起价格的变化，而该变化会使该国的贫困人口受到负向冲击。Balat et al.（2004）分析了多哈回合对赞比亚城市贫困人口的影响，结果显示贸易改革对穷人的影响并不大，他们认为这是因为贸易政策对赞比亚国内价格的影响很小，另外赞比亚居民将大多数收入用于购买家庭作坊生产的消费品，同时他们的收入也是来源于此，因此居民作为消费者和生产者所受到的影响也很小。Nicita（2009）利用1989—2000年墨西哥的家户调查数据研究了贸易自由化所产生的价格效应对家庭福利的影响，他们指出如果一个家庭是农产品的净供给者，虽然他们消费支出会减少，但是由于收入下降，贸易自由化对他们的冲击是负面的。（2）二阶或一般均衡研究方法。二阶研究方法假设家户面对贸易自由化带来的价格变化时会调整自己的消费结构和产出结构。Porto（2006）研究了墨西哥农村家庭受贸易自由化影响的程度，结果显示，在居民消费和生产计划不发生改变的情况下，食品价格上升会使得穷人的福利下降而富人的福利上升，但是当居民可以对贸易自由化做出相应反应时，将收入和消费两方面的效应综合起来看各种收入水平的家庭的福利都得到了提高。二阶研究方法中，还有很多学者利用CGE模型来模拟贸易自由化引起的价格变化对家户的影响，例如Ianchovichina et al.（2002）利用GTAP（global trade analysis project）模型研究了贸易自由化对墨西哥居民的影响。他们利用该模型模拟出由贸易政策变化引起的价格变化，再用变化后的价格估算出居民支出和收入的变化，最终得到居民福利的变化，其研究结果表明贸易自由化可以减轻贫困。Chen & Ravallion（2003）也利用GTAP模型分析了入世与中国的收入分配和贫困问题，他们的研究结果显示入世对普通居民和贫困率的影响都非常小，但是对个体居民的影响存在巨大差别。由于二阶研究方法对数据的要求很高，而现有的国内家户调查数据无法达到该要求，因此本文拟采用一阶研究方法。
国内有关对外贸易与国内价格水平的研究并不多，研究进口商品价格波动对居民福利影响的文章也非常少见。但是在一些研究汇率传递机制的中文文献中，进口商品价格也是重要的解释变量，这些方法可以在本文中加以借鉴。王晋斌等（2009）研究了中国汇率的传递效应，结果显示进口价格指数的汇率传递系数比较高，但是由于多种原因，进口品价格到国内CPI的传递效应比较低。施建淮等（2008）研究了人民币汇率对国内价格链中进口价格、生产者价格和消费者价格的传递程度和速度，结果显示人民币名义有效汇率升值l％将使进口价格、工业出厂品价格和消费者价格分别下降0.52、0.38和0.20。孙立坚等（2003）研究了国际贸易中价格的传递效应，他们利用中国、日本、美国、加拿大的数据分别研究进口额、进口价格、汇率、工业生产指数等因素对所考察国家的价格水平的影响，结果显示一国的货币政策可以制约汇率和外国价格对本国价格的传递效应。李广众等（2008）研究了实际汇率对国内商品价格的影响，他们利用1990-2002年12种商品的数据进行经验分析，结果显示汇率波动性增加可能导致部分初级产品的国内价格水平下降，而外国消费者价格指数对国内部分初级产品价格的影响显著为正值，这说明外国商品价格上涨会使得国内商品价格上升。还有范志勇等（2006）、陈六傅（2007）、卜永祥（2001）、毕玉江（2006）、朱路（2008）、封北麟（2006）、许伟（2008）、刘亚等（2008）也利用类似的方法研究了人民币汇率对我国通货膨胀的影响。与以往的研究不同，本文研究进口商品价格波动对国内价格的影响时，采用的是全国的面板数据而不是时序数据，这样一方面可以扩大样本容量、得到更可靠的回归结果，另一方面可以研究贸易成本在价格传递中的作用。同时，我们对进口商品中的消费品、中间产品和资本品进行了区分，计算了4类进口消费品价格指数和6类进口中间品或资本品价格指数，分别研究了这些进口商品对国内食品、衣着、医药、交通和家庭设备消费价格指数的影响。
三、进口商品价格传递实证分析
国家统计局将居民消费分为食品、衣着、居住、家庭设备用品和服务、医疗保健、交通通讯、教育文化娱乐服务和杂项八大类，其中有部分是非贸易品或服务类消费，如居住、教育、家庭服务、医疗服务等。同时，海关月度统计数据中只报告了主要商品进口量值。结合这两个方面的因素，我们选取了居民消费结构数据和海关月度数据中可以相互匹配的五类商品进行研究，分别是食品、衣着、家庭设备、医药和交通。①
1.模型与数据
本文借鉴常见的汇率传递模型作为进口商品价格传递基准模型，Feestra et al.(1996),Yousefi & Wirjanto(2003),Bowe & Saltvedt（2004）在研究汇率传递机制时除了加入汇率和国外商品价格作为解释变量之外，还控制了国内商品的生产成本，McCathy（2000）的研究中进一步控制了货币供应量。考虑到需求对消费者价格水平的影响，本文还加入了总需求水平作为控制变量。除了以上解释变量之外，为了研究贸易成本对价格传递的影响，本文在传统的汇率传递模型中加入了进口商品价格和贸易成本的交互项。回归模型如下：
以上五类消费品的国内生产成本利用各行业工业品出厂价格指数度量，具体地分别是食品制造业、纺织服装、鞋、帽制造业、医药制造业、石油加工、炼焦及核燃料加工业、通用设备制造业等工业品出厂价格指数。以上指数均利用当期价格与去年同期值的比值计算（单位为％）。文中的进口商品量值数据、各类消费品价格指数、各类工业品出厂价格指数、社会零售商品销售总额、货币供应量、汇率指标均来源于中经网。表2为各变量的描述性统计。⑤
2.方法
虽然文中的样本为月度数据，但由于我们采用同比数据而非环比数据或定基数据，⑥ 因此不需要再使用×12方法去除各种循环要素、季度变动要素和不规则要素等。
（1）被解释变量的滞后项是否加入方程
文中采用的是各省的月度数据分析价格传递机制，被解释变量的滞后项很可能是影响被解释变量的重要因素，如果加入滞后项，则回归方程变为：
滞后项的加入使得方程成为一个动态面板系统。在动态面板中被解释变量滞后项的引入，导致了严重的内生性问题，传统的固定效应估计方法将失效。我们尝试采用一阶差分广义矩估计和系统广义矩估计方法。回归结果中工具变量的过度识别SARGAN检验的P值为0，说明拒绝了原假设，工具变量的选择无效。通过调整解释变量的滞后项期数以及考虑其他解释变量可能存在的内生性问题等方法重新设置方程结构，SARGAN检验始终无法通过，因此无论是一阶差分广义矩估计方法还是系统广义矩估计方法都无法有效地估计动态面板方程。考虑到数据结构对回归结果的影响，我们将月度数据全部调整为季度数据，即面板结构转变为31×32的形式，再采用上述提到的各种方法调整动态面板模型，仍然无法通过SARGAN检验。因此，笔者只能放弃加入被解释变量滞后项的动态面板模型，通过其他方法控制数据的序列相关问题。我们回到静态面板模型。分别对5类商品的数据进行检验，结果显示各类商品的数据中均存在组间异方差、序列相关和截面相关，因此我们采用FGIS方法控制这些问题。
（2）内生性
在回归方程中，进口商品价格IMPORT、货币政策M2、国内需求指数DEMAND、商品生产成本指数c0ST很可能和被解释变量存在双向因果关系，从而出现内生性问题。为解决内生性问题，一般情况下内生变量的滞后变量可以作为其工具变量，但是文中所研究的问题有以下几个特点：（1）部分进口商品价格有可能是内生的，中国作为许多商品的主要进口国，国内商品价格很可能影响到需求，而需求又很可能影响到这些进口商品的价格；（2）生产成本、国内需求、货币政策等解释变量都极有可能也是内生的；（3）在价格传递机制中，进口商品价格、生产成本、国内需求、货币政策、汇率波动等因素的影响具有持续性，我们必须考虑解释变量的滞后项；（4）在价格的传递过程中，各变量对国内居民消费价格的影响有滞后性，即当期的货币政策、国内需求、产品生产成本、进口商品价格和汇率都不可能在当期对居民消费价格指数产生影响，其作用往往在后期才能体现。综合以上几方面的原因，特别是价格传递滞后性的因素，我们将所有解释变量的滞后项而不是当期项作为回归方程的解释变量以解决内生性问题，这样所有解释变量均成为前定变量，可以有效地减少模型中由双向因果关系引起的内生性偏误，同时能够解决价格传递机制中的时滞性问题。⑦
另外，为解决价格传递中的序列相关问题，我们控制了一阶序列相关，即假设：
因此，在各变量滞后期数的选择上，如果利用滞后1期的变量作为解释变量进行回归仍然无法解决内生性问题，滞后2期的变量则可以避免该问题。此外，考虑到上文提到的各种国内、国外因素对居民消费价格指数影响的滞后效应，我们还在回归方程中加入各解释变量2期后的滞后变量，回归方程如下：
其中T代表各解释变量的最大滞后期数，T由回归方程中进口商品价格的显著性决定。
3.回归结果
方程的回归结果见表3与表4。
（1）总需求对居民消费品价格指数的影响
从回归结果中可以发现，总需求的上涨对交通消费价格指数和家庭设备消费价格指数的影响为正向且显著的。而总需求的上涨对居民食品价格指数和医疗价格指数的影响为负且显著。总需求对食品消费价格指数的影响显著为负值似乎与直觉不一致。在重新审视统计数据之后我们发现：需求方面，2000年以来，城镇居民对食品的消费量上升幅度并不大，特别是粮食、禽类和蛋类的消费变化幅度很小，对粮食和禽类的消费在某些年份还发生了下降，而居民对肉类食品的消费需求除了在2001—2002年期间发生了一次大幅上升之外，在随后的年份也是呈现小幅上下波动的状态；供给方面，2000—2008年我国的农产品总体是呈现增长趋势，只有粮食产量和猪肉产量分别在2003年和2007年发生过一次下滑。结合供给和需求两个方面的因素来看，居民对食品的消费需求上涨幅度很小，同时食品的供应非常充足，因此即使在食品消费需求上升的情况下，食品消费价格仍有可能下降。此外，我们在文章中度量的是总需求对居民食品消费价格指数的影响，所采用的总需求指标是社会消费品零售总额，而社会消费品零售总额的统计中包括了食品、日用品、文化娱乐品、衣着、医药、燃料、农业生产资料类等多种商品，社会消费品零售总额的上升幅度并不代表食品消费需求的上升幅度。从另一个角度来看，在食品需求上升幅度小、农产品供应充足的条件下食品消费价格指数仍然上涨，这种现象说明食品价格的上涨并不是由总需求推动的，而是由成本推动的或是进口商品价格传递所导致的。因此，数据显示总需求与食品价格都是上涨的，与回归方程中总需求上升而食品价格下降这种情况并不矛盾。
药品的回归结果显示总需求对医药消费价格指数的影响显著为负值。这一结论比较符合实际数据，城镇居民人均医疗消费支出和医药价格指数见表5。
从表中可以发现，2000年以来城镇居民在医疗消费上的支出逐年上升，很多年份上升的幅度相当大。但是医药消费价格指数除了2007年、2008年有小幅度的上升之外，其余年份基本持平，在医疗消费支出大幅增长的2005年医药消费价格指数还发生了下降。产生这种现象的原因可能是，医药市场中消费者是价格接受者，医药的定价由厂商、医药和卫生部门决定，医药价格的变动在很大程度上并不取决于消费需求的变化，而且在居民医疗消费支出大幅增长的情况下，行政部门为维持社会稳定还可能会通过定价机制抑制医药价格的变动。
（2）成本对居民消费品价格的影响
回归结果显示厂商的生产成本会对食品和药品的消费价格指数产生显著为正的影响，对家庭设备消费价格指数产生显著为负的影响，而对交通消费价格指数和服装消费价格指数的影响不显著。成本的上升一般会带来消费品价格的上升，而成本上升反而导致家庭设备消费价格指数下降，可能的原因在于家庭设备生产成本上升导致的消费品价格上涨一方面引起了居民需求的下降，另一方面引起了居民更加偏好便宜的家庭设备产品，进而导致价格指数的下降。
（3）汇率对居民消费品价格的影响
回归结果显示出，汇率对食品、衣着、医药、交通和家电⑧ 消费产生显著为负的影响。⑨ 产生这种负相关关系的原因包括：第一，人民币升值使进口中间产品价格下降，这将使企业的生产成本降低。在短期内企业由于菜单成本等因素不会迅速对产品出厂价格做出调整，因此企业的利润上升，拉动需求的上涨，进而带动消费价格水平的上升；第二，人民币升值带来的进口商品价格下降效应没有传递给消费者，而是由进口有关商品的企业获得了升值带来的大部分甚至全部利润，而消费品价格没有下调；第三，施建淮（2008）指出“虽然2005年7月我国进行汇率体制改革，人们币汇率稳步升值，但是到目前为止贸易顺差增长过快的势头没有得到缓解，国内通货膨胀有进一步加剧的倾向”，即顺差的扩大推动了物价进一步上涨；第四，人民币升值的过程中产生了收入效应，提高了国内居民的购买力，导致物价水平的上涨；第五，财政支出的变化会引起汇率和物价水平朝着相反的方向变动。Kahn（1987）指出财政支出的增加会使国内利率水平上升，这将导致对国内货币的需求上涨，引起本币升值，但同时财政支出的增加会拉动总需求，进而引起物价水平的上升。因此财政支出增加时会同时导致本币升值、物价水平上涨。2001年以来，我国的财政支出增长速度一直保持11％以上，2005—2008年财政支出增长速度均在19％以上，2008年更是高达25.7％。我国财政支出的持续大幅增加也是引起汇率和消费者价格指数反方向的变动的原因之一。
（4）货币供应量对居民消费品价格的影响
货币供应量对衣着和医药消费价格指数的影响显著为正，对交通价格指数的影响显著为负，对食品和家庭设备消费价格指数的影响不显著。这可能是由于流动性增加导致一些商品的需求上升幅度大于供给上升幅度，而国内通货膨胀的压力增大后，政府为稳定物价更加严格地控制燃料价格。
（5）进口商品价格和贸易成本对居民消费价格指数的影响
对于食品消费价格指数而言，进口食品对国内食品消费价格的影响在滞后第3期显著为负，但进口食品价格与贸易成本的交互项不显著。滞后3期的进口食品价格的上涨对国内食品消费价格指数的影响为负是因为，在长期中进口食品价格的上涨会导致国内居民调整消费结构，减少对高价进口食品的需求，转而用较便宜的国内商品进行替代，导致国内食品消费价格指数的下降。进口化肥农药饲料的影响在滞后第3期显著为负，化肥农药饲料进口价格与贸易成本的交互项在滞后第2期显著为负，在第3期不显著。这说明进口化肥农药饲料滞后第2期和滞后第3期价格的上涨都会使国内食品消费价格下降，这可能是因为进口化肥农药饲料的价格上涨导致国内食品生产者利用便宜的国内化肥农药饲料替代了高价的进口产品，使国内食品生产的成本减少，进而导致食品消费价格的下降。进口资源对国内食品消费价格的影响在滞后第3期为正值，进口资源与贸易成本的交互项在滞后第2期为正，在滞后第3期为负，这说明滞后第2期和滞后第3期的进口资源价格上涨均会使国内食品消费价格上升，但是滞后第3期进口资源价格对国内食品消费价格的正向作用会随贸易成本上升而下降（进口资源价格指数和其交互项的符号相反）。
对于衣着消费价格指数而言，进口纺织纤维价格的影响在滞后第3期显著为负值，进口纺织纤维与贸易成本的交互项在滞后3期显著为正值，这说明进口纺织纤维价格上升反而引起国内衣着消费价格指数下降。这可能是由于进口纺织纤维价格的上涨会引起厂商生产成本的上升，厂商调整了投入结构，利用廉价的国内纤维作为原料，使得生产成本下降，进而影响消费价格，另外这种负向效应随贸易成本的上升而不断减小（进口纺织纤维价格指数和其交互项的符号相反）。进口纺织设备作为衣着生产的中间投入品，其价格上升会导致衣着消费价格的显著上升。这可能是由于国内生产的纺织设备与进口纺织设备之间的替代性不强，厂商无法改变投入，因此进口纺织设备价格的上升推动了衣着价格的上涨。同时，进口纺织设备对衣着消费价格指数的正向效应也随着贸易成本的上升而下降。由于进口资源品价格及其与贸易成本的交互项在各期内均不显著，因此回归方程中剔除了进口资源品价格指数。
对于医药价格指数而言，进口药品价格的影响在滞后第3期显著为负，进口药品价格和贸易成本的交互项在滞后3、4期显著为正。这说明进口药品滞后第3期的价格上升会导致居民医药消费价格指数的下降，这可能也是由于国内药品和国外药品之间的替代作用，且这种传递效应随贸易成本上升而减弱。进口药品滞后第4期价格上涨会导致居民医药消费价格指数的上升，这可能是因为国内药品和进口药品之间替代作用不强，一些疾病依靠进口药品治疗，导致居民仍然只能重新选择进口药品，而且这种正向效应随贸易成本上升而增强。药品生产的中间投入品化工原料对医药价格指数的影响在滞后第3期显著为正值，说明进口化工原料的价格上升导致了医药生产成本的上升，进而推动了价格的上涨，而且这种传递效应不随贸易成本发生变化。由于进口资源品价格及其与贸易成本的交互项在各期均不显著，回归方程也没有加入进口资源品的价格指数。
对于交通消费价格指数而言，进口成品油价格在滞后第5期才显现出来，其显著为正值，进口成品油和贸易成本的交互项也只在第5期显著为负值。这说明进口成品油价格的提高会导致国内交通消费价格指数的上升，同时其正向影响随着贸易成本的增加而不断下降。进口资源品价格在滞后2期和滞后4期对交通消费价格指数的影响显著为正值，在滞后3期和滞后5期的影响显著为负值。进口资源品价格与贸易成本的交互项在滞后3期和滞后5期为正值，而在滞后4期为负值。我们发现进口资源品价格及其与贸易成本交互项的滞后4期和滞后5期的符号发生了交替，同时系数的绝对值差别也很小。只加入进口资源品及其与贸易成本交互项的滞后2—4期时，结果显示滞后4期的两个变量并不显著，同时删除滞后4期和滞后5期这四个变量后对回归结果的影响则几乎没有。因此，这种现象的发生很可能是由于进口资源品价格及其与贸易成本交互项的滞后4期、滞后5期这4个变量出现了某种数据上的偶然性，而本质上这四个变量对交通消费价格指数的影响是为0或者不显著的，所以我们剔除了这四个变量重新回归，采用TRANSPORT（2）的回归结果。回归结果显示，进口资源品滞后2期价格上升会导致国内交通消费价格指数的升高，进口资源品滞后3期价格上升则会导致国内交通消费价格指数的下降，且传递效应随贸易成本的上升而下降。进口资源品价格在滞后2期导致交通消费价格指数上升、在滞后3期却导致交通消费价格指数下降可能是，短期内厂商无法调整生产投入，导致成本上升，而随后可以通过调整中间产品投入降低成本。
对于家庭设备消费价格指数而言，进口家庭设备价格的影响在滞后第2期显著为正值，且进口家庭设备与贸易成本的交互项也仅在滞后第2期显著。这说明进口家庭设备的价格上升会导致国内家庭设备消费价格的上升，但这种价格传递效应随贸易成本的上升而下降。进口电子产品对国内家庭设备消费价格的影响在第3期和第4期均显著为负值，进口电子产品价格和贸易成本交互项在第3期显著为正值。这说明进口电子产品价格上升会导致国内家庭设备消费价格的下降，且这种传递效应随贸易成本上升而下降。进口电子产品价格的影响为负向的原因可能是厂商在面对不断提高价格的电子中间产品时，利用国内较低价的电子中间产品替代了进口产品，使得家庭设备生产成本下降，进而引起价格的下调。进口资源品价格对国内家庭设备消费价格指数的影响在滞后第4期显著为正值，说明进口原材料的价格上涨会导致国内家庭设备价格的上涨。
4.进口商品价格波动对国内消费品价格的影响
假设各类进口商品价格持续上升1个百分点，则根据各省会城市距离港口距离的大小，可以得到进口商品上涨1个百分点对各省五类商品居民消费价格指数的影响，见表6。
从结果上来看，进口商品（包括最终消费品、中间品和资本品）价格上涨1个百分点对国内食品、衣着、医药、成品油和家庭设备消费价格指数的影响在各省均不相同。进口商品对食品消费价格指数的影响在各省均为正值，且都在0.116个百分点左右。进口商品对衣着消费价格指数的影响在靠近港口的省份均为负值，在远离港口的省份均为正值，但无论是为正值还是负值，传递效应都小于0.01个百分点。进口商品对医药消费价格指数的影响在各省均为正值，且均在0.04个百分点左右。进口商品对交通消费价格指数的影响在各省均为正值，且均在0.05个百分点左右。而进口商品对家庭设备消费价格指数的影响在各省均为正值，但都在0.01个百分点以下。
进口商品价格除了对食品消费价格指数的影响较大外，对其他四类消费价格指数的影响比较小的原因可能是：第一，我国是开放的大国经济而非小国经济，国内商品的价格主要是由国内需求和供给所决定，进口商品价格波动不会对国内商品价格有很显著的影响；第二，一些进口商品的数量占国内同类商品产量的比重很小，例如纺织纤维进口量占国内产量的2.1％，进口钢材占国内产量的3.0％，因此这些原材料的价格上涨对国内商品价格的影响较小；第三，虽然原油的进口量和国内原油产量相当，但是目前我国的能源定价管制体制和宏观经济政策导向决定了原油进口对国内成品油价格的影响较小。
四、进口商品价格波动对城镇居民消费支出的影响
各省城镇居民消费支出的数据均来源于各省统计年鉴。从城镇居民消费支出数据来看，不同省份的居民消费结构差异很大，这是由于各地区的饮食结构、消费习惯、气候条件、地理位置、经济发达程度不同。另外，即便在同一省份中，不同收入组的居民消费结构差异也较大，例如在绝大部分省市，最低收入组的食品消费占总支出的比重几乎都是最高收入组的1.5—2倍左右。虽然一些省份自1990年便开始报告该省居民的消费支出构成，但由于文章篇幅有限，我们仅列举出根据2007年各省居民消费结构估算出的结果，见表7。
从表7中可以发现：第一，进口商品价格上涨一个百分点对各省居民消费支出的影响是较明显的，各省各收入组的城镇居民消费支出上涨大于0.03个百分点，2007年海南的低收入组城镇居民受到的冲击最大，为0.0748个百分点；第二，城镇居民受到进口商品价格上涨的冲击几乎显示出严格的随收入递增而下降的趋势，高收入的居民受到进口商品价格上涨带来的负向冲击小于低收入组家庭。这主要是由于低收入家庭在食品上的支出份额远大于高收入组家庭。而从回归结果从可以发现，食品消费价格指数受到进口商品价格波动的影响是最大的，因此低收入家庭受到的冲击较大；第三，从各省的数据横向比较来看，一些沿海省份的家庭受到的冲击大于内陆地区，例如广东、福建、海南各收入组家庭受到的冲击都较大，而青海、山西的居民受到的影响则较小。但是这种趋势在全国范围内表现得并不是很明显，说明在偏远省份贸易成本上升导致的价格传递效应变化与居民消费结构的差异之间产生了相互抵消的作用。
根据海关统计月报数据，2008年12月相对于2000年12月，进口食品价格上涨了95个百分点，进口农药化肥饲料价格上涨了280个百分点，进口资源品价格上涨了134个百分点，进口纺织纤维价格上涨了41个百分点，进口纺织设备上涨了216个百分点，进口药品价格上涨了185个百分点，进口化学原料（除农药化肥类）上涨了68个百分点，进口成品油价格下降了19个百分点，进口家电价格上涨了165个百分点，进口电子产品价格下降了12个百分点。假设进口商品价格的变动是在一年内发生的，我们利用2007年各省各收入组居民消费结构模拟了居民消费支出的变动情况，见表8。
从表中可以发现，第一，2000—2008年进口商品价格波动对居民的消费支出冲击虽然不算很大，但是仍较为明显，绝大部分家庭的消费支出增长了4％左右，其中广东的低收入组家庭消费支出增长最多为6.5％；第二，各省估算结果仍显示低收入家庭受到的冲击大于高收入家庭，最高收入组家庭的消费支出平均增长幅度为3.17％，最低收入组家庭为4.58％。虽然3.17个百分点的增幅对于高收入家庭而言可能微不足道，但对于低收入组家庭而言，4.58个百分点的消费支出增幅足以使低收入家庭产生较明显的负担；第三，不同省份的家庭受到的冲击有较大差别，例如广东省各收入组家庭消费支出增长幅度均比较大，最小增长幅度也达到4.44％，而青海、山西、黑龙江的各收入组家庭的消费支出幅度都小于4％，贸易成本和消费结构可能是这种差异的产生的原因。
五、简要结论
通过上述研究，我们可以得到以下结论：第一，食品、衣着、医药、交通和家庭设备所对应的进口消费品和进口中间品或资本品对这五类消费价格指数有显著的传递效应，进口商品价格上涨对五类消费价格指数的影响从大到小依次为食品、医药、交通、家庭设备和衣着，其中进口商品价格上涨还会引起部分省市的衣着消费价格指数的下降；第二，无论是进口消费品还是进口中间产品或资本品，它们对五类消费价格指数的传递效应大部分都会随着贸易成本的上升而变化；第三，进口商品价格波动对国内城镇居民消费支出的影响较明显，同时进口商品价格上涨对低收入家庭的冲击大于高收入家庭。
本文的研究结果表明，进口商品的价格波动对我国的城镇居民造成了一定的冲击，特别是对城镇低收入家庭的冲击比较明显。这主要是因为一方面城镇居民特别是低收入家庭的食品消费支出占总支出的比重较高，另一方面进口商品价格波动对食品价格指数的传递效应较强。由于居民的消费结构在短期内无法发生较大的改变，而贸易自由化的不断加深又是我国融入世界经济的必然趋势，因此，政府如果能在进口商品价格发生大幅上涨时对低收入家庭进行一定的食品消费补贴或者稳定物价水平，将有效地减少城镇低收入家庭所受到的负向冲击，防止城镇贫困家庭的境况恶化。更进一步，从消费这个微观渠道来看，2000—2008年期间，我国的贸易自由化进程使得各个收入组的城镇居民都受到了一定的负向冲击。但是，如果贸易自由化可以为城镇居民特别是低收入人群提供更多的工作机会、提高他们的收入水平，弥补消费方面受到的冲击，那么贸易自由化将有效地减轻贫困、增进城镇居民的福利水平。
作者感谢匿名审稿人提出的宝贵意见；感谢复旦大学陆铭教授、中山大学徐现祥教授、中国社会科学院张斌研究员、武汉大学代谦副教授在首届YES高校学生联谊会上对本文提出的意见和建议；特别感谢复旦大学张平博士、刘瑞明博士、厦门大学姚昕博士、西安交通大学王锋博士、周翔翼博士、中山大学王贤彬博士和香港科技大学陈硕博士为本研究所提供的帮助。
注释：
① 我们认为，影响居民的交通消费的重要因素是成品油的价格，而成品油价格又很可能会受到进口商品价格的影响，因此居民交通消费支出也是本文考察的对象。
② 资源类商品进口价格指数是将矿产、钢材、木材、橡胶等重要原材料进口价格指数加权后得到的。
③ 进口服装价格指数只有2008年1月至2008年12月的数据，样本过小，因此在分析进口商品对居民衣着消费的价格传递中，我们实际上剔除了进口服装价格指数，只考察进口中间品和资本品对衣着消费价格的传递效应。
④ 例如，海关统计月度数据报告的主要进口商品中属于食品的商品品种包括大豆、大麦、小麦、大米、稻米、玉米、豆油、菜油、食用植物油、谷物与谷物粉、食糖和酒。考虑到以上商品的统计有交叉重复的现象存在，而酒类商品的样本只有12个，因此计算食品进口价格指数时仅利用食用植物油、谷物与谷物粉和食糖的数据。由于文章篇幅有限，而各类进口消费品和进口中间品的价格指数的计算中分别涉及多个品种，因此，食品、医药、成品油、家庭设备、农药化肥饲料、纺织纤维、专用纺织设备、化学原料（除农药化肥类）、电子设备、资源类商品的进口价格计算过程中每类商品包括哪些进口商品就不在文中一一列举，有需要者请与作者联系。
⑤ 我们对文中所有数据均进行了平稳性检验，检验结果显示除EXR变量是单整的之外，其他变量均是平稳的。由于EXR为单位根过程，最好的做法是将其取一阶差分，然后重新带入到方程回归，但是这种做法的缺点在于其他变量均为价格指数，而EXR变量为价格指数的差分值，在理论上无法进行解释。另外，EXR变量并非本文实证模型关注的核心变量，仅仅是控制变量，如果EXR变量是否加入回归方程并不影响解释变量进口商品价格的稳健性，那么我们认为将EXR变量纳入回归方程是一个较好的选择。剔除掉EXR变量的回归结果与加入EXR变量的回归结果相比较，进口商品价格以及进口商品价格与贸易成本的交互项的显著性和符号都没有发生变化，而且绝大部分控制变量的显著性和符号也没有发生变化，仅医药类商品回归中的M2滞后两期变量从显著变为不显著，家庭设备类商品回归中生产成本的滞后三期变量从显著变为不显著。所以我们认为，在数据面板结构下，虽然EXR变量是单位根过程，但是其他变量均是平稳过程，根据理论和实际的需要，在实证检验中控制EXR变量的影响是可行的。
⑥ 之所以采用同比数据的原因是中经网中的月度环比数据不全，特别是文章中所需要的各地区各类工业出厂价格指数中经网中只报告了同比数据，还有一些变量虽然有环比数据，但是部分月度的数据有缺失。虽然采用定基数据是比较好的选择，但是由于中经网中环比数据的缺失，我们无法利用同比数据和环比数据将所有数据处理成定基指标。
⑦ 运用同样方法克服内生性的文献，例如张军和金煜（2005）。
⑧ 汇率对家庭设备价格指数的影响在滞后3期显著为正，在滞后2期和滞后4期显著为负，且滞后2、4期的系数绝对值大于滞后第3期，因此从整体看可以认为汇率对家庭设备价格的影响为负。
⑨ 一些学者得到升值有利于抑制通货膨胀的结论，例如王晋斌和李南（2009）、施建淮（2008）、卜永祥（2001）、陈六傅（2007）等。但是，也有学者如范志勇和向弟海（2006）指出汇率对国内商品价格无影响，毕玉江（2006）、朱路（2008）、封北麟（2006）得到的结论则与本文有相似之处，他们得到的汇率对CPI的脉冲响应分析结果均显示出在汇率波动的初期，人民币升值会导致CPI上升（贬值会导致CPl下降）。需要明确的是文中得到的汇率与消费者价格指数之间呈负向关系这一结论是短期分析，这是由于我们在选择解释变量滞后期数的时候是以进口商品价格变量的显著性作为判断标准的，这些进口商品价格变量基本在滞后第六期之后就不再显著。由于本文关注的核心变量是进口商品价格的传递效应而不是汇率的传递效应，因此文中没有探讨汇率对CPI的长期影响的方向和大小。