通貨膨脹持續(xù)性來源及其測度
——基于中國的經(jīng)驗證據(jù)

丁洪福， 苑 藝，尹志國

(1.遼寧石油化工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 撫順 113001； 2.中國石油西部管道公司，新疆 烏魯木齊 830011)

通貨膨脹持續(xù)性來源及其測度
——基于中國的經(jīng)驗證據(jù)

丁洪福1， 苑 藝1，尹志國2

(1.遼寧石油化工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，遼寧 撫順 113001； 2.中國石油西部管道公司，新疆 烏魯木齊 830011)

梳理通貨膨脹持續(xù)性產(chǎn)生的來源，即內(nèi)在通貨膨脹持續(xù)性、基于預(yù)期的通貨膨脹持續(xù)性和外在的通貨膨脹持續(xù)性。利用多變量結(jié)構(gòu)時間序列模型，基于卡爾曼濾波的方法，測度三種通貨膨脹持續(xù)性。結(jié)果表明，中國除了存在較大的內(nèi)在通貨膨脹持續(xù)性，還存在嚴(yán)重的基于預(yù)期的通貨膨脹持續(xù)性和外在的通貨膨脹持續(xù)性。

通貨膨脹持續(xù)性； 通貨膨脹目標(biāo)； 卡爾曼濾波； 測度

深刻理解通貨膨脹的決定因素及通貨膨脹的動態(tài)特征，對調(diào)整宏觀經(jīng)濟(jì)政策，有效控制通貨膨脹具有重要的現(xiàn)實意義。在實踐過程中，價格穩(wěn)定已經(jīng)成為中央銀行最重要的貨幣政策目標(biāo)。然而，各種短期的宏觀經(jīng)濟(jì)沖擊使通貨膨脹偏離其長期趨勢。通貨膨脹所經(jīng)受的沖擊和影響可能是持續(xù)的，使通貨膨脹持續(xù)地偏離價格穩(wěn)定的目標(biāo)。1995年，F(xiàn)uhrer將通貨膨脹持續(xù)性(Inflation Persistence)定義為：“在面對各種沖擊時，通貨膨脹趨勢緩慢收斂于其目標(biāo)的水平”，因此通貨膨脹持續(xù)性可測量其調(diào)整的速度[1]。收斂速度越快，維持價格穩(wěn)定越容易；收斂速度越慢，維持價格穩(wěn)定就越困難。因此，分析通貨膨脹持續(xù)性的來源，準(zhǔn)確測度通貨膨脹持續(xù)性，對中央銀行制定貨幣政策具有重要的意義。

在實證研究中，測度通貨膨脹持續(xù)性通常采用單變量自回歸時間序列模型，自回歸系數(shù)之和反映通貨膨脹持續(xù)性程度[2-5]。由文獻(xiàn)[2-5]可知，通貨膨脹具有較高的持續(xù)性，接近于隨機(jī)游走過程。此外，研究通貨膨脹持續(xù)性的文獻(xiàn)[6-8]提出了通貨膨脹持續(xù)性參數(shù)的時變性特征和結(jié)構(gòu)突變。2005年，O’Reilly和Whelan發(fā)現(xiàn)，歐洲通貨膨脹過程是穩(wěn)定的，不存在結(jié)構(gòu)突變點[6]。2004年，Gadzinski和Orlandi對多個國家通貨膨脹持續(xù)性進(jìn)行對比后認(rèn)為，需要考慮結(jié)構(gòu)突變[7]。T.Cogley等[8]在研究美國通貨膨脹持續(xù)性時發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹持續(xù)性呈現(xiàn)先上升后下降的趨勢，這種時變的特征對貨幣政策的設(shè)計帶來了很大的挑戰(zhàn)。通貨膨脹目標(biāo)持續(xù)性的變化會引起通貨膨脹持續(xù)性的變化，標(biāo)準(zhǔn)的自回歸模型假定通貨膨脹有一個穩(wěn)定的均值，但是通貨膨脹目標(biāo)的變化和結(jié)構(gòu)突變點的存在會引起通貨膨脹持續(xù)性測度向上的偏差。另外，這些測度被認(rèn)為代表非條件通貨膨脹持續(xù)性，并沒有考慮到通貨膨脹的產(chǎn)生過程。

此外，也有一些學(xué)者設(shè)計帶摩擦模型分析通貨膨脹持續(xù)性產(chǎn)生的原因[9-12]。但是，該方法只關(guān)注通貨膨脹來源的某一個方面，而不同摩擦對通貨膨脹持續(xù)性的影響不同，有些影響是直接的，有些影響是通過其他變量間接影響的。所以，如果不對通貨膨脹持續(xù)性來源進(jìn)行有效的梳理，則會影響通貨膨脹持續(xù)性測定結(jié)果的準(zhǔn)確性。

國內(nèi)少數(shù)學(xué)者研究了中國的通貨膨脹持續(xù)性問題。錢放[13]對通貨膨脹持續(xù)性與利率的關(guān)系進(jìn)行了研究。張成思[14]基于自回歸模型和“格點拔靴”法，對中國消費者價格指數(shù)通脹率、零售商品價格指數(shù)通脹率和GDP平減指數(shù)通脹率的持續(xù)性特征進(jìn)行了分析，其實證結(jié)果表明中國通貨膨脹持續(xù)性比較強(qiáng)，并認(rèn)為中國人民銀行要高度關(guān)注高通貨膨脹持續(xù)性對政策效果的影響，但是沒有分析中國通貨膨脹持續(xù)性的特殊機(jī)理。張成思[15]應(yīng)用中值無偏估計和未知斷點結(jié)構(gòu)性變化檢驗方法，在判斷1983—2008年中國通貨膨脹持續(xù)性轉(zhuǎn)變特征的基礎(chǔ)上，根據(jù)中國真實經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、通貨膨脹與貨幣政策的互動關(guān)系，建立多變量動態(tài)模型并進(jìn)行了對比仿真分析。王少平等[16]基于中國省際通貨膨脹的面板數(shù)據(jù)，應(yīng)用動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的內(nèi)生結(jié)構(gòu)突變檢驗方法，檢驗了中國通貨膨脹持續(xù)性的結(jié)構(gòu)突變。另外，也有學(xué)者利用混合新凱恩斯模型研究了中國的通貨膨脹持續(xù)性[17-19]?？傊?，現(xiàn)有的關(guān)于通貨膨脹持續(xù)性的研究，要么借助于只含通貨膨脹自身滯后因子的自回歸模型，要么借助于含其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量的模型。很顯然，只含通貨膨脹自身滯后因子的自回歸模型由于模型過于簡單，具有一定的局限性；含其他宏觀經(jīng)濟(jì)變量的多變量模型雖然能更全面地測度通貨膨脹持續(xù)性，但是究竟選取哪些宏觀經(jīng)濟(jì)變量也是一個有爭議的問題。

本文將通貨膨脹持續(xù)性來源劃分為三種：第一種是內(nèi)在的通貨膨脹持續(xù)性(Intrinsic Inflation Persistence)，主要是由于價格指數(shù)化或者是后顧型的行為主體使通貨膨脹與其滯后相關(guān)；第二種是基于預(yù)期的通貨膨脹持續(xù)性(Expectations-Based Persistence)，非對稱信息或不完備的公信力(Imperfect Credibility)導(dǎo)致行為主體感知的通貨膨脹目標(biāo)不同于實際的通貨膨脹目標(biāo)；第三種是外在的通貨膨脹持續(xù)性(Extrinsic Persistence)，取決于產(chǎn)出缺口的持續(xù)性變動?；陬A(yù)期的通貨膨脹持續(xù)性和外在的通貨膨脹持續(xù)性也被標(biāo)記為繼承的通貨膨脹持續(xù)性，這是因為通貨膨脹繼承其他驅(qū)動變量的持續(xù)性運動。利用M.Dossche等[1]的方法，構(gòu)建包含不可觀測因子的單變量和多變量的模型，并運用卡爾曼濾波算法進(jìn)行估計，從而對通貨膨脹持續(xù)性進(jìn)行測度。

1 模型的構(gòu)建與卡爾曼濾波估計

1.1 模型的構(gòu)建

在已有測度通貨膨脹持續(xù)性的文獻(xiàn)中，一般通過式(1)所示的單變量自回歸模型中的滯后變量系數(shù)之和測度通貨膨脹持續(xù)性。

(1)

F.Pivetta等[5]、E.N.Oliveira等[6]認(rèn)為式(1)可能存在共線性，因此對式(1)進(jìn)行了修改，得到式(2)。通過式(2)可以消除共線性的影響，對通貨膨脹持續(xù)性較準(zhǔn)確地進(jìn)行估計。在兩種模型中，通貨膨脹動態(tài)依賴于μ和自回歸因子。因此，任何這種形式的模型都屬于非條件的測量。

(2)

(3)

(4)

(5)

(6)

然而，在單變量模型中，不可能分離出外在的通貨膨脹持續(xù)性，其原因是產(chǎn)出水平和利率沒有發(fā)揮任何的作用。為了引入外在的通貨膨脹持續(xù)性，進(jìn)一步考慮了結(jié)構(gòu)宏觀經(jīng)濟(jì)模型。首先，對式(3)進(jìn)行修改，引入新凱恩斯菲利普斯曲線，并附加滯后的產(chǎn)出缺口yt-1，其表達(dá)式為：

φ1yt-1+ν1t

(7)

(8)

(9)

(10)

1.2 模型狀態(tài)空間描述與卡爾曼濾波估計

卡爾曼濾波可以對不可觀測的變量進(jìn)行估計，通常進(jìn)行卡爾曼濾波估計時將模型表示為狀態(tài)空間的形式，其中包含兩個方程，即一個狀態(tài)方程和一個量測方程。量測方程可表示為：

Yt=Zαt+Adt+εt

(11)

式中，Yt為N維可觀測變量；αt為M維不可觀測的狀態(tài)向量；Z和A表示觀測矩陣；dt為K維的外生變量；εt為誤差項，滿足E(εt)=0，并且滿足Var(εt)=H。狀態(tài)方程可以表示為：

αt=Tαt-1+Rηt

(12)

在應(yīng)用研究中，卡爾曼濾波主要通過5個方程來實現(xiàn)：

αt/t-1=Tαt-1

(13)

yt/t-1=Zαt/t-1+Adt

(14)

Ft=ZPt/t-1ZT+Ht

(15)

(16)

(17)

對于單變量的模型式(3)—(6)，可以把式(3)視為觀測方程，把式(4)—(6)視為狀態(tài)方程。

與單變量的模型相似，多變量模型也可以表示為狀態(tài)空間的形式，式(7)—(9)3個方程可視為觀測方程，式(6)、(10)可視為狀態(tài)方程，狀態(tài)空間形式可以表示為：

2 模型的參數(shù)估計結(jié)果

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文使用1996年1季度至2014年4季度的季度數(shù)據(jù)，共76個觀測值。由于中國缺乏連續(xù)的國債利率序列，銀行存款利率也不能由市場資金供求自由決定，本文使用7天銀行同業(yè)拆借利率衡量名義利率。該利率序列1996年以后存在連續(xù)的月度觀測值，直接計算平均值得到季度利率。此外，采用消費者價格指數(shù)(CPI)度量價格水平。為了計算本月相對于上月的通脹率，需要定基價格指數(shù)月度時序數(shù)據(jù)。然而，根據(jù)官方公開統(tǒng)計資料僅能獲得2001年之后的月度環(huán)比價格指數(shù)，此前只有同比價格指數(shù)。利用同比價格指數(shù)以及2001 年之后的月度環(huán)比價格指數(shù)，可計算1996—2000年的定基價格指數(shù)。然后，通過該定基價格指數(shù)對數(shù)差分求得季度通脹率，并進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。產(chǎn)出水平利用國內(nèi)生產(chǎn)總值進(jìn)行衡量，為了消除物價因素的影響，對名義GDP的季度數(shù)據(jù)利用GDP平減指數(shù)轉(zhuǎn)化為實際國內(nèi)生產(chǎn)總值，并進(jìn)行季節(jié)調(diào)整。以上數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫。

2.2 模型估計結(jié)果

式(3)與式(7)中AR模型的滯后階數(shù)選取與文獻(xiàn)[1]相同的方法，取4階。對于單變量和多變量的模型，利用卡爾曼濾波估計方法，展現(xiàn)兩種估計結(jié)果。

表1 基于卡爾曼濾波方法的單變量模型參數(shù)估計結(jié)果

根據(jù)表1中的數(shù)據(jù)進(jìn)行計算的結(jié)果可知，內(nèi)在通貨膨脹持續(xù)性為0.74，表明中國企業(yè)設(shè)定價格更多地依賴于過去的價格信息，即呈現(xiàn)明顯的后顧性特征。本文的估計結(jié)果比以往文獻(xiàn)估計的結(jié)果略小，這可能是由于以往的文獻(xiàn)沒有考慮到其他的通貨膨脹持續(xù)性的根源；基于預(yù)期的通貨膨脹持續(xù)性(1-δ)為0.79，比內(nèi)在通貨膨脹持續(xù)性程度略高，表明中國經(jīng)濟(jì)行為主體不能很好地感知中國人民銀行通貨膨脹目標(biāo)的變化，預(yù)期的緩慢調(diào)整導(dǎo)致通貨膨脹持續(xù)時間較長。其原因在于：經(jīng)濟(jì)行為主體與中國人民銀行之間的信息不對稱，經(jīng)濟(jì)行為主體無法收集有關(guān)通貨膨脹的各種完備信息，從而導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)行為主體的預(yù)期出現(xiàn)偏差，因而需要不斷地學(xué)習(xí)和修正這種誤差，此過程可能持續(xù)很長時間，從而導(dǎo)致通貨膨脹的持續(xù)性。

單變量模型濾波估計的狀態(tài)變量感知通貨膨脹與實際通貨膨脹率的關(guān)系如圖1所示。

圖1 狀態(tài)變量感知通貨膨脹目標(biāo)與實際 通貨膨脹率(單變量模型)

由圖1可知，感知通貨膨脹目標(biāo)(PEF)與實際通貨膨脹率(P)之間差異很大，說明經(jīng)濟(jì)行為主體通貨膨脹預(yù)期存在很大的偏差，不能很好地把握中國人民銀行通貨膨脹目標(biāo)的變化。

2.2.2 多變量模型 多變量模型參數(shù)估計結(jié)果見表2。

表2 多變量模型參數(shù)估計結(jié)果

多變量模型濾波估計的感知通貨膨脹目標(biāo)、實際通貨膨脹目標(biāo)(PTF)與實際通脹率的關(guān)系如圖2所示。

圖2 感知通貨膨脹目標(biāo)、實際通貨膨脹目標(biāo)與實際通脹率

由圖2可以發(fā)現(xiàn)，感知通貨膨脹目標(biāo)與實際通貨膨脹目標(biāo)存在較大差異，說明經(jīng)濟(jì)主體很難預(yù)期中國人民銀行通貨膨脹目標(biāo)的變化。其主要原因在于：中國人民銀行貨幣政策透明度低，缺乏與公眾的溝通，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)行為主體學(xué)習(xí)通貨膨脹目標(biāo)比較困難，進(jìn)而造成通貨膨脹預(yù)期調(diào)整緩慢。

3 結(jié) 論

本文構(gòu)建多變量結(jié)構(gòu)時間序列模型，利用卡爾曼濾波的方法對中國通貨膨脹持續(xù)性進(jìn)行了測度。結(jié)果表明，除了以往內(nèi)在通貨膨脹持續(xù)性外，基于預(yù)期的通貨膨脹持續(xù)性和外在通貨膨脹持續(xù)性也是導(dǎo)致中國通貨膨脹持續(xù)性的重要根源。

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The Source and Measuring of Inflation Persistence：Empirical Evidence in China

Ding Hongfu1， Yuan Yi1， Yin Zhiguo2

(1.SchoolofEconomics&Management，LiaoningShihuaUniversity，F(xiàn)ushunLiaoning113001，China； 2.PetroChinaWestPipelineCompany，UrumqiXinjiang830011，China)

The sources of inflation persistence were analyzed, including intrinsic inflation persistence, extrinsic inflation persistence, and expectations-based inflation persistence. The multivariate structural time series model which measure inflation persistence based on the Kalman filter approach was used. The results showed that there was not only largely extrinsic inflation persistence, but also existed serious expectations-based inflation persistence and extrinsic inflation persistence in China.

Inflation persistence； Inflation target； Kalman filter； Measuring

2016-12-23

2017-03-09

遼寧經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展項目(2016lslktzijjx-36)；遼寧省社會科學(xué)規(guī)劃基金項目(L14BJY028)。

丁洪福(1980-)，男，博士，講師，從事貨幣政策及數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方面的研究；E-mail：dinghongfu@126.com。

1672-6952(2017)06-0067-06

投稿網(wǎng)址：http://journal.lnpu.edu.cn

F820.5

A

10.3969/j.issn.1672-6952.2017.06.014

(編輯 宋錦玉)