对中国通货膨胀的实证研究：基于一般到特殊的建模方法

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十属贡
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1 对中国通货膨胀的实证研究 : 从一般到特殊的建模方法伍戈 ( 中国人民银行货币政策二司, 北京 ) 1 1 原文载于数量经济技术经济研究 011 年第 4 期笔者感谢美联储 Neil R. Ericsson 先生的指点, 感谢国家发改委仇轶博士以及国际货币基金组织经济学家 David Cowen, Bi Ran 的帮助本文仅代表作者个人而非供职单位观点 1

2 对中国通货膨胀的实证研究 : 从一般到特殊的建模方法摘要 : 本文采用从一般到特殊建模方法并利用 PcGets 软件, 实证考察了年间中国的通货膨胀与货币供应产出缺口汇率和国际原油价格之间的有机联系研究结果表明, 尽管中国正从计划经济向市场经济的渐进转型过程中, 但只要采用恰当数理建模策略, 依然可得到较为稳定的通货膨胀函数实证证据支持在通货膨胀和货币供应之间存在长期稳定的正相关关系, 但通货膨胀并不完全是货币现象除货币供应外, 还有其它更多重要变量进入通货膨胀方程从而共同决定通货膨胀的变化从长期来看, 产出缺口与通货膨胀之间也存在显著正相关关系与此同时, 我们不能忽视汇率因素对通货膨胀的影响此外, 在考察的样本区间内, 国际原油价格对中国通货膨胀的影响并不十分显著, 这可能与国内石油价格没有与国际市场完全接轨成品油等价格体制改革仍在不断深化的现实有关关键词 : 通货膨胀 ; 货币供应 ; 产出缺口 Empirical Studies on China s Inflation: From General to Specific Method WU Ge (The People s Bank of China) Abstract: This paper studies the relationship among inflation, money supply, output gap, exchange rate and crude oil price in China, using General to Specific Method and PcGets software. The result shows relatively stable inflation equation although China is in the progress from planned economy to market economy. Key words: Inflation; Money Supply; Output Gap JEL:C50; E41; O53

3 一引言随着近期全球经济出现企稳回升迹象, 国际社会对危机期间非常规政策可能导致通胀风险的讨论日益增多 009 年贷款投放超过 9 万亿元也引发市场对未来通胀加剧的担心在这些现实背景下, 如何从历史数据中寻找规律, 在错综复杂的经济现象中重新审视影响中国通货膨胀变化的根本性因素, 从而为科学制订宏观经济政策提供理论依据, 是摆在我们面前的重要课题从历史来看, 通货膨胀不仅是宏观经济领域一个永恒话题, 而且也是关系到社会政治稳定的重要问题按照诺贝尔经济学奖获得者米尔顿弗里德曼的说法, 通货膨胀是一种疾病, 一种危险的有时甚至会致命的疾病, 如不及时制止会摧毁整个社会 (Friedman,1979) 长期以来, 对于通货膨胀产生机制及其预测的研究吸引着经济学界的普遍关注尽管对于消费者而言, 任何原因引起的通货膨胀只是意味着日常开支的增加, 然而不同原因的通货膨胀对宏观调控者来说则可能具有不同的意义 ( 赵留彦,006) 回顾改革开放以来的中国宏观经济走势 ( 图 1), 通货膨胀与通货紧缩交错出现但总的看来, 经济中出现通货膨胀的概率显著高于通货紧缩具体来说, 出现明显通货膨胀的时期大致为 : 年年年和年, 出现明显通货紧缩的时期为 : 年值得一提的是, 从 007 年年中到 009 年, 国内物价先后经历了从快速上涨到快速下跌的戏剧性变化, 货币政策调控也相应地由紧缩迅速转为宽松, 许多经济学者并没有及时预计到这种急剧变化的情形与此同时, 中国经济正从市场经济向计划经济渐进转型过程中, 价格杠杆在资源配置中发挥着日益重要的作用, 但一些重要价格 ( 如成品油等价格 ) 仍未完全市场化 ( 图 ) 图 1. 中国的 CPI 和 GDP 增长率 (%) CPI( 左轴 ) GDP( 右轴 ) 数据来源 :CEIC 注 : 图中为 GDP 和 CPI 指数的增长率, 其中 GDP 为 1978=100,CPI 为 PY=100 3

4 图. 国内外油价的变化 (%) 国内油价国际油价 009 年 5 月 009 年 1 月 008 年 9 月 008 年 5 月 008 年 1 月 007 年 9 月 007 年 5 月 007 年 1 月 006 年 9 月 006 年 5 月 006 年 1 月 005 年 9 月 005 年 5 月 005 年 1 月 004 年 9 月数据来源 :CEIC 和 Commodity Research Bureau(CRB) 注 : 国内油价采用的是国内 93 号无铅汽油价格为代表, 国际油价采用的是 CRB 原油价格指数为代表本文研究的主要目的是, 考察年间中国的通货膨胀与货币供应产出缺口汇率和国际原油价格之间的有机联系, 建立相关模型并考察这种模型关系的稳定性本文中的误差修正模型 (Error Correction Model,ECM) 能同时包含通货膨胀模型的短期和长期属性, 并描述从短期不均衡向长期均衡状态的调整过程该模型可以通过从一般到特殊的建模方法及利用 PcGets 软件而得到的 (Hendry,001) 具体来说, 从一般到特殊方法从包括了尽可能多解释变量的一般模型着手, 通过诊断检验不断考察模型缩减的有效性, 逐步去除统计上不显著的变量, 从而得到一个简化与经济理论相一致且稳定的最终模型或称作特殊模型 PcGets 能在事先并不确切清楚各变量具体数理关系的情况下, 从一堆相关的变量中自动选择出恰当的模型本文的主要框架如下 : 第二部分简要描述了有关通货膨胀方面的经济理论以及本文的模型设定第三部分讨论了本文研究中数据的来源及其基本属性第四部分对数据进行了单整和协整分析第五部分使用从一般到特殊的建模方法估计了通货膨胀的单方程误差修正模型第六部分考察了最终模型的经济学解释和统计属性最后, 第七部分是对全文的总结二文献综述及其模型设定 ( 一 ) 西方经济各理论流派中有关通货膨胀的观点综述由于基本理念和形成背景条件的差别, 在西方经济理论中围绕通货膨胀形成的原因及其治理方法存在着不同的派别 ( 向东,004) 主要包括如下四个典型学派的观点 : 一是凯恩斯学派该学派的观点认为, 当可用于发展的资本已经被使用, 或者是社会货币资本出现沉淀, 个人及民间吝惜消费和投资, 使社会投资增长不足或缺乏后劲, 经济增长乏力的时候, 政府依靠扩大财政支出 ( 通过向商业银行及 Hendry 和 Krolzig (001) 开发的 PcGets 软件在 Hoover 和 Perez(1999) 自动模型选择算法的基础上进行了扩展和改进 PcGets 沿着多条简化路径, 使用单一和多重步骤的简化方法, 并辅之对简化模型的诊断检验和模型间的比较检验, 从而得到最终的简化模型 4

5 公众发行债券 ) 和增加发行货币, 来支持投资和刺激消费, 以拉动经济增长, 这就是通货膨胀 (Thirlwall,1974) 若能恰到好处地运用通货膨胀的财政和货币政策手段, 则可能取得没有通货膨胀的经济增长效果该学派比较典型的反通货膨胀思路是需求管理, 主张政府利用财政货币收入等政策来调节总需求二是货币学派该学派以弗里德曼哈耶克等为主要代表, 强调通货膨胀本质是一种货币现象, 根本不存在成本推动型的通货膨胀, 货币供应量的激增以及相应的通货膨胀都是由政府造成的, 尽管没有哪个政府愿意承担这种责任 (Friedman,1979) 为应对通货膨胀, 应确保货币供给量每年按一定比例增长, 使其与实际国民生产值增长率相适应与凯恩斯主义学派不同, 弗里德曼反对加强政府干预三是理性预期学派该学派是反凯恩斯主义的经济学流派, 其通货膨胀理论建立在萨伊定律和自然失业率基础上, 提出了理性预期概念他们认为, 预期的通货膨胀和实际的通货膨胀之间不存在差距, 政府不可能运用此种差距来促成生产者需求幻觉以减少失业, 失业和通货膨胀间不存在交替关系政府推行充分就业政策是促成通货膨胀的基本原因货币当局最好公开宣布稳定的货币供应量年增长率显然, 理性预期学派反对政府干预经济四是供给学派该学派崇尚萨伊定律, 认为凯恩斯的需求管理政策是失败的, 因为凯恩斯主义政策在刺激总需求时没有立刻增加供给, 难免形成通货膨胀, 通货膨胀势必降低经济增长, 最终可能导致滞胀为此, 有必要实行供给管理政策首先, 通过大幅度持续削减个人所得税税率和企业所得税税率来增加投资其次, 适当增加货币供给, 降低利率再次, 削减政府支出, 特别是社会福利支出最后, 精简政府需求管理的规章制度, 强化自由市场经济的内在刺激力和平衡力 ( 二 ) 有关中国通货膨胀的理论研究对中国通货膨胀原因的探索一直是国内理论界研究的焦点 ( 梁峰,008) 从历史发展来看, 早期的文献往往集中于对国内各种通货膨胀诱因的探讨易纲 (1990) 认为恶性通货膨胀的产生主要可归结为两个原因 : 一是价格改革, 二是政府对经济快速增长的渴望所带来的投资热和经济过热 ; 陈越 (1994) 张曙光 (1995) 等认为通货膨胀是供给方面成本推进型 ; 樊纲 (1993) 王利民 (1993) 等则认为通货膨胀的根本原因主要是投资需求和公款消费需求膨胀 ; 吴敬琏 (1994) 强调通货膨胀总是因为货币发行过多造成 ; 刘迎秋 (1994) 认为我国通货膨胀问题的深层原因是经济体制问题刘永生 (1995) 认为通货膨胀是由成本推动和需求拉动两个方面共同作用的结果近年来, 随着中国经济开放度不断提高, 国内文献开始从不同角度分析了外部冲击对国内通货膨胀的影响刘强 (005) 从理论角度分析了两部门模型的油价冲击, 何念如等 (006) 研究了国际油价对国内 CPI PPI 等的影响卜永祥 (001) 认为, 人民币汇率变动对 RPI 和 PPI 影响显著施建淮等 (008) 检验了汇率对进口价格生产者价格和消费者价格的传递效应, 结果表明传递效应显著, 尤其是 005 年汇改之后, 人民币升值对降低通货膨胀的解释力显著增强中国经济增长与宏观稳定课题组 (008) 较系统地研究了国际价格汇率等外部因素对国内价格的综合影响纪敏 (009) 研究了外部冲击通过需求拉动成本推动和货币冲击三条渠道对国内价格波动产生影响 ( 三 ) 模型设定综上所述, 国内外对通货膨胀研究的文献较多, 但直接用从一般到特殊的方法对中国通货膨胀问题的进行严肃实证研究的文章目前并不多见本文试图 5

6 在这方面进行一些初步尝试作为近年来国际上实证研究的一种重要流派, 从一般到特殊的方法强调用数据说话, 而不是人为或先验性地提出若干抽象的经济假设或理论模型, 建模的起点往往是较为简单的经济关系, 而且还十分看重对估计出来模型的经济属性和统计属性的检验长期以来, 理论界研究通货膨胀动态的主要简化工具是菲利普斯曲线自从 1958 年该曲线被 Phillips 提出以来, 就广泛运用于刻画通货膨胀的产生机制并预测通货膨胀水平由于考察问题的视角不同, 菲利普斯曲线也有很多种变形 ( 中国经济增长与宏观稳定课题组,008) 其中经典的一种类型即为 Gordon(1990, 1997) 的三角模型, 得到扩展的菲利普斯曲线为 : π t = C + α( L) π t 1 + β ( L) Dt + γ ( L) xt + ε t (1) 其中, π t 为通货膨胀率,C 为常数项, D t 为经济增长率缺口, x t 为其它的控制变量, 如国际油价等供给冲击变量, 也可为标志制度变化的虚拟变量 α (L) β (L) 和 γ (L) 分别表示各变量的滞后系数 3 结合上述经典的三角模型, 并考虑到中国经济的现实情况和数据的可得性, 本文将主要考察四类典型因素对物价水平及其变动的影响 : 货币供应 ( m ) 产出缺口 ( ) 汇率( r eer ) 和国际原油价格 ( il 分对这些数据的具体描述这样,(1) 式可以改写成如下形式 : p µ 0 + µ 1m + µ reer + µ 3oil + µ 4, = () o ) 4, 详见下文第三部其中, µ 0,, µ 4 分别表示截距和系数理论上, 我们预期的各系数符号分别为 : µ > 0 1, µ < 0, µ > 0 3, µ > 0 4 三数据本节将主要讨论有关数据的基本属性主要数据包括 :P 是消费者物价指数, 货币总量 M 采用的是广义货币供应量 M 5,Y 是实际产出,Y_GAP 是由实际产出和潜在产出之差计算而得到的产出缺口其中, 潜在产出是通过对实际产出进行 HP 滤波而成 REER 是人民币实际有效汇率 (Real Effective Exchange Rate) OIL 是 IMF 国际原油价格指数数据取值范围是从 1994 年 1 季度到 009 年季度, 数据来源于 CEIC 和 IMF 数据库本文所有数据处理和实证结果都是利用 GiveWin 3 本文中大写字母表示水平值, 小写字母表示取对数后的值 4 事实上, 我们曾尝试过使用国际大宗商品价格 (CRB) 指数来替代国际石油价格, 两者得出的最终计量结果基本一致 5 我们曾用 M1 取代 M, 但从统计结果来看, 采用 M 的模型结果更加有说服力 6

7 .0, PcGive 10.3 和 PcGets 1.0 软件得到的下表 1 描述了有关数据的具体含义表 1. 数据描述序列名称序列描述单位来源价格水平 (P) 消费者物价指数 ( 期末 ) 指数 WEO 货币总量 (M) 名义货币供应量 M 十亿元人民币 CEIC 实际产出 (Y) 以不变价格计算的 GDP 十亿元人民币 WEO 汇率 (REER) 实际有效汇率指数 IFS 油价 (OIL) 布伦特迪拜和西德克萨斯原油即期平均价格指数指数 IMF 网站注 : WEO 是国际货币基金组织 World Economic Outlook 数据库 ;IFS 是国际货币基金组织 International Financial Statistics 数据库 ;CEIC 是 CEIC 数据有限公司开发的数据库图形分析将有助于了解数据的一些基本属性, 这是在实证建模前应该尝试做的事情图 3 中的左上图描绘了通货膨胀率和货币供应增长 ( p, m ) 的关系, 为了使图形看得出更加清楚, 我们对后者进行了平移操作, 使其与前者的均值相吻合可以看到,007 年以前 p 和 m 呈现出较强的同步趋势, 但 007 年以后出现明显背离右上图显示了通货膨胀率和国际石油价格增长率 ( p, oil ), 从整体来看,1994 年以来这两个时间序列的变化趋势并不太同步, 说明国内通货膨胀受国际石油价格影响有限, 这可能与国内油价没有完全市场化有关尽管如此, 近两三年以来, 两者变动趋势的同步性有所增强左下图说明了在过去十多年里, 通货膨胀 ( p ) 与产出缺口 ( ) 的关系,006 年以来两者呈现出较强同步趋势右下图描绘了通货膨胀率 ( p ) 和实际有效汇率 ( reer ) 之间的关系, 在较多的时间段内两者呈现出明显的相反走势 7

8 图 3. 通货膨胀货币供应量产出缺口石油价格和实际有效汇率四单整和协整分析本节先对文中主要研究的变量进行单位根检验, 然后利用 Johansen 极大似然方法考察物价货币供应量产出缺口汇率和国际油价之间是否存在协整关系我们还将在 Johansen 分析框架下考察系数约束和动态调整机制的问题 ( 参见 :Ericsson,1996, 1998 和 007) ( 一 ) 单整分析在建立中国的通货膨胀模型之前, 我们有必要先考察有关变量的平稳性问题表列出了增广的笛克 - 富勒检验 (ADF) 的结果其中, 圆括弧中是估计的最大根与 1 之间的偏差如果该时间序列存在单位根, 该偏差值应该近似为 0 我们对数据的水平值水平值的变化以及变化值的变化进行单位根检验, 目的是检验给定时间序列是否为 I(0), I(1), I() 或 I(3) 6 我们从四阶滞后期的回归开始, 选用最小化赤池信息准则 (Akaike Information Criterion, AIC) 的 ADF 值作为表回归结果中的 ADF 值表. 单位根检验 :ADF 统计值 6 对于 I(0) 是 i 0, I(i) 表示该变量需要经过 i 次差分才能平稳也就是说, 如果 x t I(i) 是, i x 那么意味着 t 8

9 变量原假设 p m reer oil I(1) (-0.07) (-0.1) (-0.09) (-0.8) (-0.0) I() ** -5.76** -8.06** (-0.41) (-0.9) (-0.68) (-1.04) (-1.1) I(3) -8.06** -6.41** -5.6** -6.4** -7.41** (-1.89) (-.68) (-3.5) (-.49) (-3.84) 注 :1. 对于变量 x, 增广的笛克 - 富勒统计值 ADF(κ ) 是指以下回归方程中 π 的 t 值 : k 3 i= 1θi xt i + ψ 0 + ψ isit + t + xt = πxt 1 + ψ 4 其中,κ 是因变量的滞后期 ( 这里 κ =4), ψ 0 i= 1 S 是常数项, it e t, 是季节性虚拟变量,t 是趋势项对于一个给定的变量和 I(1) 的原假设, 我们列出了两个值 : 按照最小的 AIC 指标而 x 选择的 ADF 统计量 ; 滞后变量 t 1 的估计系数 ( 圆括弧内 ) 在原假设 x 为 I(1) 的情况下, 该系数应该近似等于 0 对于原假设 I()(I(3)), 我们类似地可以得到这两个数值, 只不过 x 在回归中用 x ( ) 代替了上述方程中的 x 这些 ADF 统计量就是用来检验原假设 : x x ( ) 具有单位根及备择检验 : x ( x ) 具有平稳性. 该检验尽可能使用最多的样本数, 各回归中的样本数随原假设的不同而有些差异 3. 在本表以及本文的其它地方, 星号 * 和 ** 分别代表以 5% 和 1% 的临界值拒绝原假设上表的临界值取自 Mackinnon(1991) 从统计上看, 表中各变量都是二阶或二阶以下单整 reer oil 和是一阶单整 I(1) 对于变量对 p 和 m, 统计结果似乎并不是十分明朗但是, p 和 m 估计出来的根分别为 0.59 (=1-0.41) 和 0.71(=1-0.9), 该值在数量上明显小于 1, 这表明 p 和 m 实质上也可以被确认为一阶单整 I(1)( 参见 : Ericsson and Sunil,1996) ( 二 ) 协整分析协整分析能帮助明确各单整变量之间的长期关系本文采用 Johansen 检验 (1988, 1991) 来进行协整分析, 该方法是对向量自回归 (VAR) 的极大似然估计根据上文中提及的宏观经济背景和有关数据的统计属性, 我们将主要考察以下几个变量的协整关系 : p, m, reer, oil 和表 3. 由四阶 VAR 向一阶 VAR 依次简化的相关统计量系统 k SC VAR(4)

10 VAR(3) VAR() VAR(1) 注 : 表中列出的是各阶向量自回归的结果 : 无约束参数的数目 k, 对数 - 似然值以及舒尔茨准则 SC 对 VAR 的滞后项个数的选择和检验将会在很大程度上影响 Johansen 检验的效力, 因此首先得确定滞后项的具体个数我们可以从含有 p, m, reer, oil 和的四阶 VAR 开始 ( 含截距和季节性虚拟变量 ), 逐步简化到一阶 VAR 7 表 3 的舒尔茨准则 (Schwartz Criterion, SC) 表明, 简化为一阶的 VAR 在统计上是可以接受的表 4. 对有关数据的协整分析特征值原假设 r = 0 r 1 r r 3 r ** λ trace 标准化的特征向量变量 p m reer oil ' β 标准化的调整系数矩阵 α p m reer oil 舒尔茨准则能反映模型的拟合程度 ( 估计误差协方差矩阵的决定值的对数 ), 可以用来评估模型的简化程度在给定参数或模型的条件下, 舒尔茨准则值越小, 说明拟合程度越好 (Ericsson 1998) 10

11 弱外生性检验的统计值 p m reer oil χ (1) ** 平稳性检验的多变量统计值 p m reer oil ** χ (4) 58.66** ** * 8.93* ** 各变量显著性检验的统计值 p m reer oil * 50.49* χ (1) * 注 :1. 该向量自回归包括 ( p, m, reer, oil, * * ) 的一阶滞后变量, 以及常数项和季节性虚拟变量估计的区间为 :1995 年 1 季度到 009 年季度 * λ. 统计值 trace 是用来分别检验协整关系的 Johansen 迹特征值原假设为协整关系中秩 r 的个数例如, 如果我们拒绝了原假设 r = 0, 那么也就是证明至少有一个协整向量临界值取自 Osterwald-Lenum (199) 从 χ (1), 3. 这里, 对弱外生性平稳性和显著性的检验都是基于 r =1 的假设它们分别服 χ (4), 和 χ (1) 的分布表 4 首先列出了对该一阶 VAR 实施 Johansen 检验的标准统计结果迹特征值 ( λ trace ) 显著地拒绝了不存在协整关系的原假设, 并证明至少存在一个协整关系, 但没有证据证明存在多于一个以上的协整关系 ' 表 4 紧接着显示了标准化的特征向量和调整系数, 通常以矩阵 β 和 α 表示 ' β 的第一行是估计的协整向量, 该向量可以写成 (3) 式的形式 : p = µ m 1.1reer oil y _ gap, (3) 其中, 尖号表示估计值各系数的符号与我们的预期相符产出缺口的弹性系数接近 8, 数值明显偏高矩阵 α 中的第一列系数测度了协整关系中的 ( 滞后 ) 不均衡对 VAR 变量的反馈效应特别地,-0.06 是对通货膨胀方程的反馈系数系数为负表示滞后期过高的物价水平引致当前更低的物价水平, 数值很小表明这个调整过程是十分缓慢的首个季度仅为 6% 11

12 表 4 紧接着列出了三类统计值 : 一是检验协整向量中变量的弱外生性 ; 二是检验各变量的平稳性 ; 三是检验协整向量中变量的显著性这些统计值都是直接运用 Johansen 和 Juselius (1990) 的方法, 对 α 或 β 施加相应线性约束的检验而得到的这些统计值都在原假设下渐进服从 χ 分布对给定变量的外生性检验其实就是检验 α 矩阵相应的行是否为 0 (Johansen,199) 如果该行为 0, 那么协整关系中的不均衡就不会反馈到相应的变量中去如表 4 所示, m oil 和都分别表现出了对物价的外生性, 但是 reer 却没有理论上, 有效的外生性使得对协整向量的分析可以在单方程中进行, 而不会损失有用的信息这里,reer 确实会使得下文简化的单方程分析损失一些信息, 但结合国际上的做法 reer 在相关检验中的显著性特征以及其重要的经济学含义, 笔者仍将其继续纳入分析框架表 4 的倒数第二部分列出了检验各变量平稳性的多元统计值具体来说, 该统计值检验这样一个约束条件 : 协整向量中除某指定变量为 1 之外, 其它变量均为 0 例如, 物价具有平稳性的原假设即表明协整向量为 ( )' 该检验的前提条件是存在一个协整向量检验的结果表明各变量都以小于 0.01% 的 p 值拒绝了平稳性通过引入多元统计量和更大的信息集, 该统计量比表的单变量平稳性检验更具有解释力此外, 原假设为给定变量是平稳的而不是非平稳的, 这种原假设显得合理也就是说, 这里拒绝了平稳性的原假设与表中不能拒绝各变量 ( p, m, reer, oil, ) 单位根的原假设是基本一致的表 4 中最后一部分列出了协整向量中对各变量显著性检验的 χ 统计值该检验实质上是验证 β 中相应的系数是否可以设定为 0 reer 和都十分显著五通货膨胀的动态模型 : 从一般到特殊的建模方法从一般到特殊的方法是模型简化思想在实际中的具体体现 ( 详见 :Campos, Ericsson 和 Hendry, 005) 本节将使用这种方法来估计通货膨胀的单方程 ECM 模型 ECM 模型是一种相当全面的模型, 它既能涵盖静态的水平值模型, 又能包含纯差分的动态模型基于上述协整和弱外生性的 Johansen 检验结果, 我们将使用具有模型自动选择功能的软件 PcGets 来得到简化的通货膨胀单方程 ECM 考虑到上文向量自回归中变量及其滞后期的选择, 我们采用包含有 p, m, reer, oil 和的四阶自回归分布滞后模型 (Autoregressive Distributed Lag,ADL) 作为单方程建模的自然起点下面, 我们将先估计一个四阶的 ADL 模型, 然后把它简化为 ECM 估计的结果表明, 四阶 ADL 模型中的大部分系数都不是十分显著, 也缺乏经济学涵义但是,ADL 的长期解确显得是有价值的, 系数也被较好地决定 : 1

13 p = m 0.83reer 0.04oil y _ gap, 7 (8.10) (4.59) ( 3.99) ( 1.08) (6.15) ( 4) T=58 [1995(1)-009()] 其中, 圆括弧 ( ) 内是估计的 t 值自回归分布滞后模型往往有误差修正模型的表达形式因此, 通货膨胀的长期关系可以以 ECM 的形式包含在 ADL 模型之中表 5 列出了关于 p, m, reer, oil 和四阶 ADL 的 ECM 表达式的估计系数标准差 ( 圆括弧 ) 和相关统计值, 该式是我们从一般到特殊模型简化过程的初始模型我们可以在表 5 中看到, 当四阶 ADL 转化成无约束条件的 ECM 表达式之后, 许多系数在统计上仍然不显著, 也缺乏经济学涵义表 5. 关于 CPI 的无约束 ECM 变量滞后期 i pt i m t i reert i oilt i t i (-) (0.13) (0.14) (0.14) (0.08) (0.08) (0.09) (0.10) (0.06) (0.07) (0.06) (0.06) (0.007) (0.01) (0.008) (0.008) t i (0.17) (0.4) (0.) (0.18) p -0.5 m t i (0.05) 0.04 t i (0.009) reer -0.0 t i (0.04) oil t i (0.01)

14 S ti (0.6) T=58 [1995 (1) ()], (0.30) (0.003) (0.003) (0.003) R =0.85, = σ 0.59%, DW=1.93, AR: F(4,6) = 0.57, ARCH: F(4,) = 0.0, Normality: χ () =.34, F(1,9) = 0.11 p 注 : 此表中的回归结果中, 因变量为 t 变量 S { ti } S 表示季节变量, 但 t 0 表示的是常数项从一般到特殊的方法可以简化上述无约束的初始模型, 具体简化的策略有两种 : 自由策略和保守策略自由策略是使相关变量不被删除的概率最小化, 从而尽可能多地保留有用的变量 ; 保守策略是使不相关变量不被删除的概率最小化, 从而尽可能避免保留无用的变量本文采取前种策略 PcGets 提供了将 ADL 转化为高度精简的 ECM 的一条自然路径我们通过在模型中引入季节虚拟变量的方法来考虑季节性因素的影响, 还尝试引入 005 年汇率体制改革国内成品油价格调整等有关虚拟变量, 但实证结果表明这些虚拟变量并不显著我们发现, 最后得到的模型 (5) 不但在统计上可以接受, 而且还具有明显的经济涵义 : p t = p (6.77) ( 1.8) (.17) (3.1) (4.43) (3.1) oil t 1 (.65) (.31) ( 3.6) m t 0.6 p 0.43 y _ gap t 1 t reer m t 1 t t y _ gap (6.16) ( 5.48) (5.58) reer t 1 t t reer 0.31 y _ gap t 3 t 3 0. p (1.96) ( 5.39) (5) t 1 R adj T=58 [1995(1)-009()], R =0.80, =0.73, σ =0.56%, Chow(00:)= 0.57(0.90), Chow(008:1)=0.54(0.74), Normality test: 1.0 (0.60),AR(1-4 test)=1.78 (0.15),ARCH( 1-4 test)= 1.03 (0.41) 其中, 上述两行圆括弧 ( ) 中显示的是 t 值六模型的属性本节将探讨上述最终 ECM 模型 (5) 式的经济解释和统计属性我们先讨论模型的短期和长期属性, 然后分析其统计属性 ( 一 ) 模型的短期和长期属性我们可以从 (5) 式中得到模型的短期和长期属性可以看到, 误差修正项在统计上是高度显著的, 这实际上表明在物价货币供应量产出缺口和实际有效汇率之间存在着长期 ( 协整 ) 关系系数的大小说明通过误差修正项调整到均衡的过程是缓慢的 (5) 式表明, 通货膨胀受许多变量的影响短期内, 前两期 14

的货币供应量和石油价格的变化对即期的通货膨胀率有明显的正相关影响, 前几期的物价和产出缺口变化对即期的通货膨胀率有负相关影响, 实际有效汇率变化对即期的通货膨胀率有正相关影响由 (5) 式可以解出静态的 CPI 函数如下 8 : p s = 0.13m 0.67reer + 5.15y _ gap + 6.

15 的货币供应量和石油价格的变化对即期的通货膨胀率有明显的正相关影响, 前几期的物价和产出缺口变化对即期的通货膨胀率有负相关影响, 实际有效汇率变化对即期的通货膨胀率有正相关影响由 (5) 式可以解出静态的 CPI 函数如下 8 : p s = 0.13m 0.67reer y _ gap (6) 从经济学意义上来看,(6) 式中各系数的符号满足物价函数的基本要求在上述长期稳定状态下, 物价水平取决于货币供应产出缺口和实际有效汇率具体地, 物价水平与货币供应量产出缺口正相关, 与实际有效汇率负相关货币弹性小于 1, 为 0.13 产出缺口的弹性系数为 5.15 特别地, 实际有效汇率不但进入了我们的长期方程, 而且系数不小, 为 0.67 图 4 用三维立体图的形式描绘了 (6) 式的主要内容, 即 p, ( 和 m 之间的关系 : 随着产出缺口 ) 和货币供应量 ( m ) 的增加, 物价水平 p 不断上升图 4. 物价 ( p ) 产出缺口 ( ) 和货币供应量 ( m ) 我们还可以得到其它类似的稳定状态解例如, 如果实际货币和实际产出等为同一增长速度 ( p = m = oil g), 那么动态均衡解为 : p d = 0.13m 0.67reer y _ gap 3.64g (7) 方程 (3),( 4) 和 (6)( 类同 (7)) 是在不同的前提假设下估计出来的长期物价关系方程 (3) 并没有假定存在弱外生性,(4) 和 (6) 都假设存在弱 8 假设 (5) 式中量, 从而可以得到 (6) 式 p = m = reer = oil = y _ gap 0, 同时去掉时间下标, 并省略虚拟变 15

16 外生性, 并且 (6) 依赖于对表 5 的简化结果不管如何, 从 ECM 中得到的长期估计结果 (6) 与协整向量的系统估计 (3), 以及从无约束 ADL 中得到单方程 (4) 都比较近似 ( 二 ) 模型的统计属性 1 实际值和拟合值图 5 显示了对最终模型 (5) 的图形分析其中, 左上图和右上图分别描绘了样本区间内实际值和拟合值的时间序列图和散点图 ; 左下图是经标准差 σ 标准化的残差, 在区间 [-, +] 之外的数值表明存在少量异常值右下图是残差的平方值, 该图也表明了少量异常值的存在图 5. 通货膨胀模型的基本图形特征残差分析我们还可以通过图形对残差开展进一步分析图 6 显示了这一系列残差分析图形 : 自相关图与偏自相关图光谱图直方图与密度函数图累积分布图 ( 分位数或 QQ 图 ) 左上图中自相关图描绘了连续的滞后残差之间的自相关性, 偏自相关图则描绘了偏自相关关系 ( 图中直线代表了 95% 的置信区间 ) 白噪音的自相关图形往往趋向于 0, 左上图类似于白噪音, 表明这里自相关并不明显光谱密度 ( 右上图 ) 是加权的自相关系数之和, 它将时间序列分解为不同频率和震幅的成分光谱图一般是以原点为对称的取值为 [0, π] 的图形 ( 在 PcGets 描绘的图形中, 横轴已经被 π 标准化了, 所以区间为 [0, 1]) 相比而言, 白噪音的时间序列往往有很扁平的光谱图象, 由于右上图的形状有些凸起, 存在一定的残差自相关左下图显示了直方图密度函数 ( 用非参数内插法估计 ) 及相应的正态分布最后,QQ 图 ( 右下图 ) 显示了样本残差及相应正态分布的累积分布函数 ( 正态分布的该函数为一条直线 ), 两线基本吻合 16

17 图 6. 残差分析 3 递归分析参数的稳定性对于货币需求函数而言是十分关键的问题递归最小二乘法 (Recursive Least Squares, RLS) 及其一系列统计量为考察有关稳定性问题提供了很好依据 (Hendry 和 Krolzig,001) 我们可以从图形中清晰地看到这些检验的结果首先, 图 7 显示了式 (5) 中各变量的递归估计系数及其 ± 倍标准差区间 9 大部分系数都还算稳定的, 尤其是在 000 年之后更加明显 9 直到 1998() 的扁平区间表示的是递归估计的初始区间 17

18 图 7. RLS 参数稳定检验图第二, 上述结果被下图 8 中 t 检验的结果进一步证实大部分的 t 值图像都逐渐远离 ±, 这与理论上参数保持稳定的要求是基本一致的图 8. RLS t- 值图最后, 图 9 描绘了 RLS 稳定性统计量其中, 左上图显示了各观测值的残差平方和 (Residual Sum of Squares, RSS); 右上图显示了 1 步残差值, 另外还 18

19 描绘了其 ± 倍标准差的上下区间, 在误差区间以外的残差是异常值左下图描绘了断点邹检验统计值 ( 预测范围从左至右减小 ) 右下图描绘了邹检验统计值的概率 p 值, 直线代表的是 5% 的临界值图 9. RLS 稳定性统计值 4 预测分析事后预测 (Ex post forecasts)) 能帮助评估模型总体的稳定性, 我们考虑用该法对模型 (5) 进行分析因此, 我们用一个子样本区间的数据来重新估计模型 (5), 并用所得到的模型来预测近几年的值图 10 描绘了 p 的实际值和预测值, 并显示了 ± 倍预测标准差的柱状区间此处的预测估计是从 008 年第 1 季度开始从图中可以看到, 预测值与近期的实际趋势基本保持一致图 10. p 的实际值和预测值 (± 倍预测标准差 ) 19

20 综上所述, 我们最终得到的通货膨胀函数在 1994 年 1 季度至 009 年季度的区间内有着较好的经济涵义和统计属性在近年来价格体制改革不断深化汇率形成机制改革等现实背景下, 该模型依然表现出了较强的稳定性特征七结论本文的研究结果表明, 尽管近期中国经济正从计划经济向市场经济的渐进转型的过程中, 只要采用恰当的数理建模策略, 我们依然可以得到一个较为稳定的通货膨胀函数通过上文的分析, 我们大致可以得到如下结论 : 首先, 实证证据支持了在通货膨胀和货币供应之间存在长期稳定的正相关关系, 但通货膨胀并不完全是货币现象无论是从长期还是从短期来看, 通货膨胀方程中货币供应的系数并不算太大除货币供应外, 还可能有其它重要变量 ( 非货币因素 ) 进入方程从而共同决定通货膨胀的变化勿庸置疑, 在市场经济中, 每种商品的涨价一定意味着购买它的钱 ( 货币 ) 增多了, 通货膨胀最终可能体现为一种货币现象, 但本质诱因并不全是货币, 究竟是什么原因引起货币增加才是我们应关注的重点从具体各个历史时期来看, 引起通胀的主要原因可能不尽相同, 而不一定每次都是货币因素第二, 从长期来看, 产出缺口与通货膨胀之间存在显著的正相关关系, 这符合一般经济理论但从短期来看, 前几期产出缺口的变化和即期通货膨胀存在负相关关系, 这点似乎难以从经济意义上得到解释第三, 不能忽视汇率因素对通货膨胀的影响从短期看, 模型中实际有效汇率升值似乎不但不能抑制通货膨胀, 反而可能增加通货膨胀的可能我们认为, 这可能与短期货币升值容易导致进一步的升值预期有关, 这将诱发境外资金 ( 含热钱 ) 的流入, 压低市场利率, 刺激投资从而推动物价上升但从长期来看, 实际有效汇率与通货膨胀存在明显的负相关关系, 这似乎能为通过汇率工具控制中长期通货膨胀的观点提供实证方面的支持第四, 在我们考察的样本区间内, 国际原油价格未能进入我们估计的长期模型之中, 也就是说, 国际原油价格对中国通货膨胀的影响不大即使在短期内, 原油价格变量的系数也很小 ( 只有 0.01) 这很可能与中国国内石油价格没有与国际市场完全接轨成品油等价格改革仍在不断深化的基本现实有关总之, 随着中国经济结构由计划向市场经济的演进, 市场化的价格体系正在资源配置中发挥日益重要作用与此同时, 我们也应看到, 宏观经济中仍存在许多管制性的价格, 特别是在垄断行业和要素市场方面, 如何将这些因素及其变化 10 融入通货膨胀方程, 提高方程的解释及预测能力, 是未来值得进一步探索的问题我们认为, 应该根据金融自由化的进展和宏观经济形势的不断变化, 时常重新考察通货膨胀的决定因素只有很好地理解通货膨胀的内涵及其发展趋势, 才能有的放矢制订科学的政策措施, 保持物价稳定, 并以此促进我国宏观经济的持续健康发展 10 例如,008 年 1 月, 国家出台并正式实施了新的成品油价格形成机制的有关办法 0

21 主要参考文献 Doornik, J.A. and D.F. Hendry, 001, Modeling Dynamic Systems Using PcGive 10, Volume II, (London: Timberlake Consultants Ltd). Ericsson, Neil R., and Sunil Sharma, 1996, Broad Money Demand and Financial Liberalization in Greece, International Finance Discussion Paper, No. 559, Board of Governors of the Federal Reserve System. Ericsson, Neil R., and Gordon debrouwer, 1998, Modeling Inflation in Australia, Journal of Business and Economic Statistics, Vol. 14, No. 4 (October), pp Thirlwell, A.P., 1974, Inflation, Saving and Growth in Developing Economics, The Macorellan Press Ltd. Gordon, Robert J., 1990, The Phillips Curve Now and Then, NBER Working Paper, No.3393, June. Gordon, Robert J., 1997, The Time-varying NAIRU and its Implication for Economy Policy, Journal of Economic Perspectives, Vol.11, No.1, pp Hendry, D. F., and Hans-Martin Krolzig, 001, Automatic Econometric Model Selection Using PcGets 1.0 (London: Timberlake Consultants Ltd). David Hendry, 001. Modelling UK Inflation, , Journal of Applied Econometrics, 16: Sun, Tao, 004, Forecasting Thailand s Core Inflation, IMF Working Paper, WP/04/90 (Washington: International Monetary Fund). 陈彦斌 : 中国新凯恩斯菲利普斯曲线研究, 经济研究,008 年第 1 期弗里德里希冯哈耶克著, 姚中秋译 : 货币的非国家化, 北京 : 新星出版社,007 年纪敏 : 本轮国内价格波动的外部冲击因素考察, 金融研究,009 年第 6 期米尔顿弗里德曼罗斯弗里德曼 : 自由选择 ( 1979 年英文版 ), 北京 : 商务印书馆,198 年梁峰 : 我国改革开放以来通货膨胀理论研究综述, 北方经济,008 年第 8 期王志凯 : 对凯恩斯货币理论的再认识与我国的通货紧缩, 金融研究,000 年 1 期伍戈 : 中国的货币需求与资产替代 : , 经济研究,009 年第 3 期伍戈 : 公众的通胀预期需正确引导, 中国发展观察,007 年第 10 期向东 : 如何借鉴西方通货膨胀理论, 财政研究,004 年第 4 期易纲 : 中国的货币化进程, 北京 : 商务印书馆,003 年赵留彦 : 中国核心通货膨胀率与产出缺口经验分析, 经济学 ( 季刊 ), 006 年 7 月中国经济增长与宏观稳定课题组 : 外部冲击与中国的通货膨胀, 经济研究, 008 年第 5 期 1

% 5 CPI CPI PPI Benjamin et al Taylor 1993 Cukierman and Gerlach 2003 Ikeda 2013 Jonas and Mishkin

% 5 CPI CPI PPI Benjamin et al Taylor 1993 Cukierman and Gerlach 2003 Ikeda 2013 Jonas and Mishkin 2016 9 435 No. 9 2016 General No. 435 130012 1996 1-2016 6 LT - TVP - VAR LT - TVP - VAR JEL E0 F40 A 1002-7246201609 - 0001-17 2016-03 - 20 Emailjinquan. edu. cn. Email1737918817@ qq. com. * 15ZDC008