匯率改革后我國通貨膨脹成因的SVAR分析

李 玲，雷良海

中國通貨膨脹問題自2006年以來已經(jīng)成為社會各界最為關(guān)注的問題。關(guān)于通貨膨脹成因的說法眾說紛紜。本文以2005年7月份至2011年4月份為考察區(qū)間，分析匯率改革以來我國通貨膨脹的成因及各因素的影響程度。

1 理論框架與研究方法

1.1 理論框架

本文基于由Obstfeld（1985）發(fā)展起來的理性預(yù)期隨機(jī)沖擊模型，以及反映貨幣市場、商品市場均衡的IS/LM模型及總供給-總需求（AD/AS）模型，綜合商品市場的供給因素和需求因素、貨幣需求和貨幣供給、匯率因素、能源價格因素、工資因素的沖擊，建立隨機(jī)沖擊沖擊模型，以更全面和細(xì)致地考察各類沖擊對我國近階段通貨膨脹的影響。隨機(jī)沖擊模型表示如下：

其中n代表能源（資本）價格指數(shù)；ys代表總供給；yd代表總需求；p代表消費(fèi)物價（指數(shù)）；ω代表名義工資；s代表名義（有效）匯率；ms代表貨幣供給；md代表貨幣需求；z、d、e為非平穩(wěn)干擾；ε項為結(jié)構(gòu)不相關(guān)平穩(wěn)沖擊。ε項中的εs代表總供給沖擊；εd代表總需求沖擊；εω代表工資設(shè)定行為沖擊；εe代表匯率沖擊；εm代表貨幣供給沖擊。其他ψ、η、β、γ、ρ、k、h為參數(shù)。

對模型的解釋及假設(shè)：

（1）能源價格是完全外生變量，只受自身沖擊影響。

（2）總供給是一個非平穩(wěn)過程，受到供給和能源沖擊的影響，其中后者（能源沖擊）對產(chǎn)出有潛在的負(fù)影響，取決于ψ的正負(fù)和大小。

（3）總需求（在一個標(biāo)準(zhǔn)IS方程下），受到期望實際利率的影響。

（4）需求干擾dt包括總需求的資自主因素和其他因素（如政府需求）。

（5）實際工資根據(jù)收入政策（以收入的穩(wěn)定工資分配為目標(biāo)）為指向。

（6）自主工資政策因素zt是一個非平穩(wěn)過程的簡單模型。

（7）匯率模型參考貨幣方法，其中本幣是一個自變量。

（8）匯率干擾項：其他因素，主要是外幣的影響。

（9）商品市場均衡

（10）實際貨幣需求與名義利率、匯率、需求干擾項et和dt成反比。

（11）貨幣供給由中央銀行給出的不變的增長率目標(biāo)和獨(dú)立的貨幣政策因素εm決定。

（12）貨幣市場均衡

對上述方程進(jìn)行整理。由總需求模型和貨幣需求模型解出i，運(yùn)用商品市場均衡模型、貨幣市場均衡模型代替實際工資和利率，得到pt方程如下：

同時可得實際貨幣均衡公式：

加入?yún)R率公式得：

根據(jù)能源方程、產(chǎn)出方程等，得到長期理性預(yù)期方程

公式（25）表示出了各沖擊變量對通貨膨脹的影響。

1.2 基于B-Q識別方法的結(jié)構(gòu)VAR

本文采用Blanchard和Quah（1989）提出的結(jié)構(gòu)VAR，以有效識別結(jié)構(gòu)沖擊。結(jié)構(gòu)VAR包含的變量有能源價格、總供給（總需求）、工資水平、匯率水平、貨幣供給（貨幣需求）和價格水平。在應(yīng)用SVAR時，首先考慮移動平均形式的結(jié)構(gòu)VAR：

其中，ΔXt=[△n,△y,△(ω-p),△(s-p),△(m-p),△p]T，A是6×6階矩陣，其定義了內(nèi)生變量對結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)。記滯后算子式A(L)=A0+A1+A2+…，根據(jù)前面對變量之間長期關(guān)系的約束，在矩陣A(L)的元素中，有

A56(L)=0。因而方程（26）可以重新寫成：

然后，通過估計以下移動平均形式的簡化VAR模型。

其中，Ct為系數(shù)矩陣，ut表示擾動向量，假定存在一個非奇異矩陣使得εt能從ut中被識別，即有：ut=Sεt。此時比較方程（26）和（28）發(fā)現(xiàn)，實際上S=A0，從而有：

記方程（28）所有系數(shù)矩陣之和為C(L)，由（29）可以得到：

在方程（28）中，對隨機(jī)擾動向量的協(xié)方差矩陣進(jìn)行估計，結(jié)果記為∑，結(jié)合關(guān)系式ut=Sεt，以及前面對結(jié)構(gòu)沖擊性質(zhì)εt的說明，有：

為最終識別出 A0，先通過方程（30）、（31）得出：

由于A(L)為下三角矩陣，此時可以利用喬拉斯基分解（Choleski Decomposition）識別出 A(L)，結(jié)合式（30）得：

估計出A0后，則可以利用εt=A0-1ut識別出結(jié)構(gòu)沖擊，進(jìn)而可以估計在各種結(jié)構(gòu)沖擊下內(nèi)生變量的脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解。

2 數(shù)據(jù)說明與檢驗

2.1 數(shù)據(jù)說明

本文研究選用2005年7月到2011年4月的石油價格、產(chǎn)出、需求、匯率和消費(fèi)價格指數(shù)的月度數(shù)據(jù)。對除消費(fèi)價格指數(shù)和匯率外的數(shù)據(jù)進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，以消除季節(jié)影響。為減少異方差，對季節(jié)調(diào)整后的數(shù)據(jù)及匯率序列取對數(shù)。變量說明如下：

（1）能源價格（n）：反映能源沖擊。選取我國國內(nèi)市場上的能源價格數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來源為鳳凰網(wǎng)行業(yè)數(shù)據(jù)中的原油—塔皮斯現(xiàn)貨價格。選取2005.7-2011.4月最后一天的價格。

（2）產(chǎn)出（S）：反映供給沖擊。用工業(yè)總產(chǎn)值來表示。數(shù)據(jù)來源為財新網(wǎng)，選取當(dāng)月工業(yè)總產(chǎn)值數(shù)據(jù)。

（3）需求（D）：反映需求沖擊?？傂枨笥蓢鴥?nèi)需求與國外需求構(gòu)成我們選取社會消費(fèi)品零售總額代表國內(nèi)消費(fèi)（D2）；由于我國外匯儲備的主要來源為經(jīng)常賬戶中的出口，選取外匯儲備代表國外消費(fèi)（D1）?？傁M(fèi)為國內(nèi)消費(fèi)與國外消費(fèi)之和（D2+D1）。數(shù)據(jù)來源均為鳳凰網(wǎng)財經(jīng)數(shù)據(jù)。

（4）工資（W）：反映成本沖擊中的工資沖擊。我們認(rèn)為工資會隨著宏觀經(jīng)濟(jì)的變化而調(diào)整，選取宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)（預(yù)警指數(shù)）代表。數(shù)據(jù)來源為中金在線的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。

（5）匯率水平（e）：反映匯率沖擊：選取2005.7—2011.4月最后一天的人民幣/美元匯率值。

（6）貨幣沖擊（M2）：我們選取廣義貨幣供給量M2來反映貨幣沖擊的變化。數(shù)據(jù)來源為中國統(tǒng)計局網(wǎng)站公布的月度數(shù)據(jù)。

（7）消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）：用于代表國內(nèi)總體價格水平。數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計局公布的當(dāng)月居民消費(fèi)價格指數(shù)計算相比基期為100的增長率。

我們對除匯率和CPI外的變量進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，對除CPI外的變量對數(shù)后取差分，ADF單位根檢驗顯示調(diào)整后的變量均平穩(wěn)。調(diào)整后模型中的變量表示分別為CPI、DE、DMSA、DSSA、DD1SA、DD2SA、DNSA、DWSA。

2.2 單位根檢驗和模型滯后長度選擇

2.2.1 單位根檢驗

VAR模型要求各變量是平穩(wěn)的，需要對各變量進(jìn)行單位根檢驗。ADF單位根檢驗顯示：各變量取對數(shù)后的水平形式非平穩(wěn)，但一階差分在1%的顯著性水平下皆為平穩(wěn)的，變量為I（1）序列。所以本文使用變量對數(shù)序列的一階差分構(gòu)建VAR模型，ADF單位根檢驗差分后的向量為平穩(wěn)序列。

在單整性基礎(chǔ)上對對數(shù)變量作Johansen協(xié)整檢驗，檢驗變量之間是否具有協(xié)整關(guān)系，即變量之間是否存在一種長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。用Johansen的極大似然法判斷是否存在協(xié)整，協(xié)整關(guān)系是否存在的滯后長度選擇基于AIC、LR、FPE等準(zhǔn)則在VAR模型的基礎(chǔ)上確定。Johansen協(xié)整秩檢驗證明變量之間存在協(xié)整關(guān)系。

2.2.2 滯后長度標(biāo)準(zhǔn)

滯后長度檢驗結(jié)果表明，根據(jù)LR準(zhǔn)則選擇最優(yōu)的滯后長度為5，而根據(jù)AIC、FPE、HQ選擇的滯后長度均為6。我們選擇SVAR模型的滯后長度為6。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 SVAR估計結(jié)果

SVAR模型參數(shù)估計結(jié)果顯示各方程的R2分別為0.99、0.87、0.87、0.88、0.90、0。89、0.89、0.89，擬合結(jié)果較好。

3.2 SVAR的檢驗

3.2.1 平穩(wěn)性檢驗

如果被估計的SVAR模型所有根模的倒數(shù)小于1，即位于單位圓內(nèi)，則其是穩(wěn)定的。如果模型不穩(wěn)定，某些結(jié)果將不是有效的（如脈沖響應(yīng)函數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差）。共有kp個根，其中k是內(nèi)生變量的個數(shù)，p是最大滯后階數(shù)。如果估計一個有r個協(xié)整關(guān)系的VEC模型，則應(yīng)有k-r個根等于1。通過AR根檢驗表明，AR根的圖表被估計的VAR模型所有根模的倒數(shù)均小于1，即位于單位圓內(nèi)，VAR模型滿足穩(wěn)定性條件。

3.2.2 Granger因果檢驗

Pairwise Granger因果關(guān)系檢驗表明，DE、DS、DD1、DN、DW在5%的顯著性水平下均為通貨膨脹變化的格蘭杰原因。同時，在1%的顯著性水平下，通貨膨脹是匯率和貨幣供應(yīng)量變化的格蘭杰原因；通貨膨脹在10%的顯著性水平下是工業(yè)增加工資水平（由宏觀經(jīng)濟(jì)景氣指數(shù)表示）的格蘭杰原因。

從格蘭杰因果檢驗結(jié)果可以得出：

（1）在1%的顯著性水平下，匯率變化是通貨膨脹的格蘭杰原因；通貨膨脹也是匯率變化的格蘭杰原因。人民幣升值導(dǎo)致資金流入，進(jìn)而引起通貨膨脹。同時，通貨膨脹引起的資產(chǎn)價格上漲又使得資金進(jìn)一步流入，導(dǎo)致人民幣升值。

（2）貨幣供應(yīng)的變化不是通貨膨脹的格蘭杰原因；但從統(tǒng)計意義上說，通貨膨脹是貨幣供給的格蘭杰原因。較高的通貨膨脹水平會導(dǎo)致更多的貨幣供應(yīng)量。

（3）用工業(yè)總產(chǎn)值表示的產(chǎn)出變化是通貨膨脹的格蘭杰原因。

（4）外匯儲備的變化在1%的顯著性水平下是通貨膨脹的格蘭杰原因。意味著國外需求的變化是引起通貨膨脹的原因。

（5）總需求中代表國內(nèi)需求社會零售品消費(fèi)總額的變化不是通貨膨脹的格蘭杰原因。通貨膨脹也不是國內(nèi)總需求的格蘭杰原因。

（6）在5%的顯著性水平下，能源價格變化是通貨膨脹的格蘭杰原因。

（7）工資水平的變化在1%的統(tǒng)計顯著性水平下是通貨膨脹的格蘭杰原因。

3.3 對結(jié)構(gòu)沖擊的脈沖響應(yīng)

采用正交化方法和Cholesky分解技術(shù)，脈沖響應(yīng)函數(shù)反映了一單位信息沖擊對內(nèi)生變量當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。脈沖向量函數(shù)適用于評估結(jié)構(gòu)沖擊對通貨膨脹的動態(tài)影響。圖1給出了通貨膨張對一個單位標(biāo)準(zhǔn)差的結(jié)構(gòu)沖擊的當(dāng)期反映。

圖1 通貨膨脹對各變量的沖擊的響應(yīng)

對脈沖響應(yīng)結(jié)果分析如下：

（1）通貨膨脹對自身的沖擊效應(yīng)：初期在受到自身一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，通貨膨脹上升，正向效應(yīng)在第5期有所下降，之后又出現(xiàn)上升隨著時間的推移有擴(kuò)大的趨勢。通脹膨脹往往具有持續(xù)性。

（2）通貨膨脹對匯率變化的沖擊效應(yīng)：人民幣自2005年7月匯改以來，到2011年4月底已累積升值近20%。從脈沖響應(yīng)圖上看出，匯率變動對通貨膨脹有一個負(fù)效應(yīng)，意味著匯率值的下降（人民幣升值）會引起通貨膨脹水平的提高。負(fù)效應(yīng)在初期不明顯，但隨著時間的推移負(fù)效應(yīng)開始顯現(xiàn)，最大的沖擊出現(xiàn)在第5期。

（3）通貨膨脹對外匯儲備的沖擊效應(yīng)：初期在受到外匯儲備變化的一個標(biāo)準(zhǔn)差的正向沖擊后，最初效應(yīng)不明顯，隨著時間的推移效應(yīng)在增強(qiáng)，在第9期達(dá)到最大。從脈沖效應(yīng)可以看出，外匯儲備的變化對通貨膨脹有較大的影響。

（4）通貨膨脹對能源價格變化的反應(yīng)較小。

（5）工業(yè)總產(chǎn)值的沖擊效應(yīng)隨著時間的推移有所增大。

3.4 方差分解

方差分解表示的是當(dāng)系統(tǒng)的某個變量進(jìn)行了一個單位的創(chuàng)新沖擊以后，以一個變量的預(yù)測誤差方差百分比的形式反映變量之間的交互作用。運(yùn)用Sims（1980）的方差分解法，通過求解擾動項對向量自回歸模型預(yù)測均方誤差的貢獻(xiàn)度，了解各類因素對通貨膨脹的沖擊作用。各個變量的方差分解結(jié)果見表1。

從方差分解結(jié)果可以看出：

表1 方差分解結(jié)果

（1）初期通貨膨脹自身的影響貢獻(xiàn)度最大，隨著時間的推移，自身的影響在下降，但仍然占有較大的比重。第6期降低到28.74%后，隨后又開始上升，到第10期比重為34.45%。通貨膨脹的持續(xù)性體現(xiàn)了價格調(diào)整的粘性特征。

（2）匯率變化是除通貨膨脹自身外影響最大的因素。匯率沖擊對通貨膨脹的解釋力貢獻(xiàn)度在考察期內(nèi)都達(dá)到20%以上，在第5期和第6期超過了40%，第6期達(dá)到最大，之后逐步減小，但也均在25%以上。

（3）代表產(chǎn)出反應(yīng)供給沖擊的工業(yè)總產(chǎn)值的變化也對通貨膨脹有較大的解釋力度，第三期后貢獻(xiàn)度均超過10%。從第3期的13.29%上升到第10期的17.98。

（4）貨幣供給變化對通貨膨脹的影響在初期較小，隨著時間的推移逐漸增強(qiáng)，在第8期解釋力達(dá)到10.13%。

（5）外匯儲備變化在初期表現(xiàn)出了較強(qiáng)的解釋力度。前期和后期外匯儲備的解釋力度均強(qiáng)于國內(nèi)需求變化對通貨膨脹的解釋力度。

（6）能源價格的變化對通貨膨脹的解釋力度較小，在各影響因素中解釋力度最小的。

從方差分解表可以看出，匯率變化是除通貨膨脹自身外影響通貨膨脹的最重要的因素，在第6期解釋了41%的通貨膨脹變動，通貨膨脹自身解釋了其變動的28.7%，貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)大解釋了9.01%，外匯儲備增長解釋了3.69%，國內(nèi)需求（社會消費(fèi)品需求）解釋了3.34%。

5 結(jié)論與建議

中國通貨膨脹不能簡單歸結(jié)為某種類型的通貨膨脹。結(jié)構(gòu)VAR模型的實證檢驗表明，2005年匯改后至今出現(xiàn)的通貨膨脹現(xiàn)象更多的是一種由人民升值引起的輸入性通貨膨脹，其次是通貨膨脹自身的持續(xù)性及信貸擴(kuò)張，同時外匯儲備的大量增加也在一定程度上導(dǎo)致了通貨膨脹現(xiàn)象。國內(nèi)消費(fèi)性商品的需求增長等因素相對來說影響較小。只要人民幣升值預(yù)期不變，通貨膨脹將是我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的一個常態(tài)。對于政策制定部門來說，有必要進(jìn)一步提高匯率彈性，通過合理升值抑制國內(nèi)通貨膨脹，同時也有助于提高貨幣政策的獨(dú)立性，有效應(yīng)對外部沖擊。

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