中国通货膨胀的惯性变化及其货币政策含义

中国通货膨胀的惯性变化及其货币政策含义 一、引言 改革开放以来，中国的通货膨胀历经通胀-紧缩-通胀的运行格局，对应的货币政策也体现出由从紧转向于宽松、再转向于从紧的基本特征。特别的，2007年4月至2008年12月，以猪肉价格为代的农产品价格的上涨，以及国际市场原油、粮食等初级生产资料价格的上升，致使我国经历了新一轮通货膨胀，2007年4月的通胀(以居民消费价格指数(CPI)度量，下同)水平为4.4,，之后呈现出快速上涨的趋势，10-12月达到全年的最高水平，分别为6.5,、6.9,和6.5,，这种快速上涨的趋势，延续至2008年的前两个月，其中1月份为7.1,，2月份更是高达8.7,，创下了近10年来的新高。为抑制这种快速上涨的通货膨胀，央行果断将稳健的货币政策转向于从紧，从2008年3月份起，央行先后6次上调存贷款基准利率，总计上调幅度达到64.3,，与此同时，央行还10次上调准备金率共5.5个百分点。从紧的货币政策和相关宏观经济政策的作用，尤其是美国金融危机冲击效应的显现，我国的通胀快速回落，2008年8-10月，通胀分别回落至4.9,、4.6,和4.0,。从最后一次加息(2007年12月21日再次将利率调整到4.14,)到通胀回落到4.0,，历时仅10个月，对应的通胀从8.7个百分点回落到4个百分点，回落幅度近55,。由此提出的问题是，中国通胀的快速回落是否意味着通胀自身的动态调整行为发生内生性结构突变,进一步，随着美国金融危机的扩散和蔓延，我国的通胀水平持续走低，由此引发对于通胀紧缩的担忧，中国通胀在紧缩期的惯性是否不同于通胀期,以上的问题可归结为中国通胀的惯性是否发生内生性结构突变，因 此，准确的检验和计算我国通胀的惯性，就成为回答上述问题的关键。本文将对我国的通胀建立具有结构突变的动态面板数据模型，进而对模型进行具有内生结构突变的广义矩估计，基于此检验通胀惯性的内生性结构突变，并计算通胀的惯性，其结果用于解释上述问题。 所谓通货膨胀的惯性(Inflation Inertia)，也称为通货膨胀粘性，Fuhrer(1995)年给出了其现代定义:在受到随机扰动的冲击之后，通货膨胀偏离其均衡状态所持续的时间。基于这一定义，持续的时间越长，表明通货膨胀的惯性越大。现有的研究已经广泛认同通货膨胀的惯性是存在的，但对于惯性产生的原因，现有的文献并没有一致的看法，但归结为以下几个因素:?工资及价格粘性导致通胀的调整具有一定的惯性;?对通货膨胀的预期的变化或对货币政策的信心，在某种程度上决定了通胀的调整速度;?随机冲击的性质与程度，也是影响通胀调整的重要因素，如这一次美国金融危机对我国的通胀产生前所未有的冲击，在很大程度上导致2008年上半年的高通胀和随后的快速回落;?尽管以上3个因素从不同的角度，解释通胀惯性的存在，但Altissimo(2006)所强调的是，中央银行在实施或改变一项货币政策时，预期政策实施使通货膨胀回复其均值(均衡值)所持续的时间，也就是货币政策产生效应所需的时间，显然这也是货币当局所设定的政策目标。不同的时期应实施不同的货币政策，不同的预期和不同的政策目标，导致通胀的惯性不仅存在而且不尽相同。进一步，通货膨胀惯性越大，意味着偏离均衡的时间越长，因而货币政策的滞后效应越明显，从而使实现政策目标所需的时间越长。因此，Fuhrer的研究说明，当通货膨胀惯性较大时，为实现政策目标，就需要更为“猛烈”的货币政策。特别 的，Fuhrer和Altissimo的研究表明，通货膨胀惯性系数本身也是变化的，Fuhrer的结论之一是，通货膨胀惯性与通货膨胀率正相关，即通货膨胀水平越高，通货膨胀惯性越大，反之则越小，这一结论隐含着，不同时期，或不同特征的通胀或紧缩，对应的通胀惯性不同;Williams(2003)也认为，通货膨胀的惯性随着经济人对货币政策变化的适应性而改变。以上对有关通胀惯性的重要文献的解析，说明了通胀惯性的基本特征，通胀惯性不仅随货币政策的变化而变化，也受随机冲击的影响，随机冲击的强度越大，通胀惯性改变的可能性越大。不言而喻，这一特征，对于正确计算我国的通胀惯性，具有针对性的意义。对通胀惯性的研究，已经成为现有文献中的一个重要的研究方向。早期的研究主要以理论研究为主，Taylo(1980)，Calvo(1983)和McCallum(1994)，正是从理论上分析通胀惯性产生的原因。近年来的研究大多集中在如何对通货膨胀惯性进行估算上，Reilly(2005)、Cecchetti和Debelle(2006)对美国的通胀惯性进行研究，研究结果表明，美国的通货膨胀惯性，与19世纪70年代和80年代相比较，在90年代有所下降，即通胀惯性出现结构突变。这一结论与美国较低的通货膨胀率相吻合。Levin和Piger(2004)的研究表明，当不考虑模型的结构变化时，通货膨胀惯性将被高估。这一结论强调了结构突变对于精确估计通货膨胀惯性的重要性。由于通货膨胀的惯性直接影响到货币当局能否制定最优和适时的货币政策，对通胀惯性的研究，不仅是一个学术问题，也是一个政策问题。为制定正确的货币政策，欧洲中央银行还专门成立了通货膨胀惯性研究小组(Inflation Persistence Network)，专职研究欧盟的通货膨胀惯性，使之为制定正确的货币政策提供依据。 我国学术界和央行对通货膨胀惯性的研究还相对匮乏。戴园晨(1998)对我国通货膨胀惯性产生的原因进行了简要的定性分析;钱放(1997)对通货膨胀惯性与利率的关系进行了研究;张成思(2008)对我国通货膨胀的惯性进行了度量。张成思以1980-2007年为样本，采用自回归模型，应用格点自举法对模型进行估计，并运用Andrews(1993)的内生结构突变检验，检验样本期是否存在未知断点，其结论为，我国低通胀条件下通货膨胀仍然具有相对强的惯性(0.81)，这一结论意味着，我国在低通胀期，如2002-2004年期间，货币政策的滞后效应依然比较大，通货膨胀对政策变化的反应速度非常缓慢。基于此建议央行，至少应该在出现通胀压力的前一年采取措施，以应对通胀惯性所产生的政策滞后效应。但是，无论是该文的计量方法、还是结论，仍有商榷和改进之处，如，该文没有检验1997年后模型是否出现结构突变，事实上，1997-2007年期间，我国的通货膨胀经历了不同的形态，货币政策也几经变化，发生结构突变的可能性极大。如果忽视确实存在的结构突变点，其估计结果(如0.81)将是有偏的;重要的是， ，这一结果文中格点自举估计的90,的置信区间无一例外地包含了单位1隐含了该文使用的数据可能为单位根过程而不是AR模型所要求的平稳过程。由此产生的惯性估计，也应近似于1而不是0.81。从现行的文献可以看出，面板自回归模型(即动态面板模型)，能有效增加样本，而近期所发展的基于动态面板数据模型的结构突变检验，能有效检验出未知断点。本文正是基于动态面板模型和对应的内生结构突变检验，计算结构突变点两侧的通胀惯性，以揭示我国通胀和紧缩期所对应的滞后效应。 本文的结构安排如下:第二部分讨论模型设定与数据;第三部分为模型 的内生结构突变检验;第四部分为我国通货膨胀惯性系数的估计;第五部分为结论。 二、内生结构突变的动态面板数据模型 由前述，我国于2007年4月至2008年7月经历了新一轮的通胀。这一轮通胀的基本特征可以概括为，前期受国内农产品价格和国际油价的影响，通胀上涨速度快，抑制通胀的力度大，在美国金融危机的冲击，通胀的回落速度也迅速。与之不同的是，我国经济在1999年底出现通货紧缩，主要表现为有效需求不足，经济增长低迷。为促进增长，央行将稳健的货币政策转向于适度宽松，国家还实施了大量的刺激需求和促进增长的宏观经济政策，但通货紧缩仍持续至2004年，持续时间大约为4-5年。上述两个典型现象，隐含了紧缩期与通胀期，通胀的动态调整行为不同、通胀的惯性也不同。进一步，紧缩期与通胀期持续的时间也相差数倍。这种比较隐含了我国通胀的惯性在下降。惯性的下降，对我国实施宽松的货币政策又意味着什么, 以上的分析，构成了本文主要模型的背景。我们首先将基于无结构突变的动态面板数据模型(面板自回归模型)，简要阐述其估计和检验的方法，然后设定和检验具有内生结构变化的动态面板数据模型，基于此计算对应的惯性。 (一)我国通货膨胀的面板数据和无结构突变的动态面板数据模型 本文以我国的居民季度消费价格指数(CPI)?度量通货膨胀水平，样本期为1996年1季度至2008年2季度，以我国31个省、自治区、直辖市为个体，以31个个体(横截面)的CPI的时间序列数据组成面板数据， 于是，将上述两个矩函数联立，就形成SGMM估计的总体矩函数: 对式(3)的样本矩求极小所产生的估计量即为SGMM估计量。SGMM估计值的一致性依赖于矩条件的有效性，即工具变量的外生性。现有文献中，Sargan检验用于工具变量的有效性检验，其原假设为工具变量联合有效，渐近分布函数为卡方分布。本文正是应用式(3)和Sargan检验，对通货膨胀的惯性进行估计和检验。 (二)内生结构突变的动态面板模型 本文的样本包括了我国典型的通货膨胀周期，即，通胀在高位持续后下行，进入相对较长的通货紧缩期，再逐渐上升形成通货膨胀，与此同时，中央银行的货币政策由“从紧”转向于“稳健”或“宽松”后再转向于“从紧”。通货膨胀的动态调整和货币政策的变化，都将对经济系统造成冲击，导致通货膨胀的惯性也可能随之改变，即模型(2)有可能发生内生性结构突变。 Wachter(2004)的研究证明，如果模型(4)确实存在着结构突变而忽视它，其GMM或SGMM的估计结果将是非一致的。我们知道，现有文献关于动态面板数据模型的研究主要集中于估计和检验，其内生结构突变检验的研究不仅非常少，而且研究进程也非常缓慢。造成这一现象的基本原因在于，构成检验统计量和推导相应的分布，由于估计动态面板模型的复杂性而异常困难。事实上，从模型(4)的SGMM估计可以看出，当发生结构突 变时，在突变点前后的矩函数会随之变化，从而造成构建检验统计量的困难。正因为如此，动态面板模型的内生结构突变检验，就成为最前沿和最困难的研究方向。Andrews、Lu和Ahn、Lee和Schmidt于2001年提出了这一问题，Wachter(2004)进一步发展了内生结构突变的检验。本文正是应用Wachter所发展的内生结构突变检验统计量，对模型(4)进行内生结构突变检验，这也是本文的核心理论与方法。 三、内生结构突变检验 为检验我国通胀的动态调整是否发生内生性结构突变，亦即我国通胀惯性是否随通胀的性质和货币政策的变化而变化，我们首先设定原假设(H[，o])为无结构突变，即数据支持模型(2)，备选假设(H[，A])为模型(4)，即发生结构突变。由于发生结构突变的时间未知，即结构突变可能发生在τ=3，…T，因此，所谓内生结构突变检验，在发生结构突变的条件下，不仅需拒绝无结构突变的原假设，还应基于统计量的值和分布确定相应的结构突变点。我们以下简要阐述Wachter(2004)的检验方法。 (一)内生结构突变检验 为避免模型(4)复杂的符号对理解这一方法形成的困难，本文基于简单的动态面板模型即面板AR(1)模型，并假设只存在着一个结构突变点，以说明检验方法。Wachter(2004)的检验方法建立在Arellaon-Bond(1991)动态面板GMM估计的框架内，原假设下为无结构突变的AR(1)模型，备择假设(结构突变)下的模型为: 对上述目标函数求极小值即可得到具有结构突变的所有待估参数的GMM估计。对于所有可能的结构突变点τ=3，…，T，为检验是否发生结构突变并确定突变发生的时间τ，记目标函数在原假设?和备择假设之下的差为，这是一个类似于似然比的T-2维的向量，以此为基础，通过一个形式为幂等矩阵的收敛因子的调整构建检验统计量，其最大差值的时刻τ作为潜在的断点。该统计量服从渐近的多元卡方分布，因而除最大值的分量外，显著的次最大值所对应的时间点亦可看作是相应的结构突变点，但结构突变的强度可能明显弱于最大值所对应的强度。Wachter(2005)并实现的蒙特卡洛模拟，不仅给出了有限样本的分位数，其结果还表明，与Andrews和Lu(2001)的检验方法相比较，这一方法具有更好的小样本性质。本文后续正是应用该检验统计量和Wachter(2005) 给出的分位数，检验我国通胀惯性是否具有内生结构突变。 (三)内生结构突变点的识别与检验 为检验内生结构突变点，我们首先需对可能的结构突变点所在的区间进行初步识别。为此，首先假定模型(2)不存在结构突变，基于此计算通胀的惯性。基于全样本，对模型(2)进行SGMM估计，估计结果显示，我国通货膨胀的惯性系数为0.848。然而，如前述，本文的全样本期为1996Q1-2008Q2，这一时期内，我国货币政策多次调整，通胀的动态调整也随之变化，致使通胀的惯性很可能发生变化，因此，这一估计结果也很可能是有偏和非一致的。因此，检验模型是否具有结构突变，就是一个至关重要的问题。为此，本文应用动态面板的滚动估计，对结构突变的可能区间进行初步识别，即，设置滚动窗口为8期(即8个季度)，工具变量为 滞后的2-3期，基于此，利用窗口期的样本对模型(2)进行SGMM估计，不断滚动窗口，直至样本的终点。由此产生的全部估计结果的拆线图由图1所示，其对应的数据由左轴标示。 注:横坐标为滚动窗口的起始点。 图1 通货膨胀惯性滚动样本估计与CPI 为分析方便，我们将CPI的数据也一并列入图1，其数据由右轴所示。对于图1，我们首先说明，当前窗口的估计结果不同于下一个窗口的估计结果，依此类推，滚动窗口的估计结果是不断变化的。因此，图1所示的滚动窗口的估计结果不宜作为结构突变的证据，仅能作为结构突变所处的区间的一种识别方法。由于全样本的惯性估计为0.848，如果存在结构突变，这是一个向上偏的估计结果，即真实的惯性可能小于0.848，因此结构突变点可以排除超过0.848的点，于是，基于下限值(0.45)考察，结构突变可能发生的区间有3个:1996至1999年;2000至2004年;2004年至样本的终点(2008年2季度)。 为检验模型(4)是否确实具有内生结构突变，假定结构突变可能发生的时间为τ=3，…T，在此基础上，应用具有结构突变假设下构造矩函数的原则构造矩函数，对模型(4)进行具有内生结构突变的GMM估计，基于此形成式(11)，最终计算检验内生结构突变的统计量的值，其结果列入表1。 表1的结果产生本文的第一个结论:我国的通胀惯性模型具有结构突变，突变点分别位于1999年的第三季度和2003年的第四季度。对应这两个结构突变点，本文的样本可划分为三个子样本:1996Q1-1999Q3;1999Q4-2003Q4;2004Q1-2008Q2。这一结果与基于滚动窗口估计的结果基本一致。从图1中可以清楚地发现，根据内生结构突变检验结果所确定的三个子样本，分别对应了通货膨胀不同的特征和不同的货币政策:1996Q1-1999Q3，由于“从紧”的货币政策及其效应的显现，通货膨胀由高位快速下行;随着通胀压力的减小，央行于1999年3月将货币政策放松为“稳健”，但“稳健”没有遏制紧缩的发生;1999Q4-2003Q4期间，通胀运行的主要特征是前半期紧缩，后半期温和上行，但总体上处于紧缩;2004Q1-2008Q2期间，通胀在达到一个局部高位后回落，2006年后又呈现出上升的趋势。这一时期，货币政策基本介于“稳健”与“适度从紧”之间，但是2007年下半年的货币政策，实际是“从紧”的货币政策。以上的分析说明，三个子样本分别包含了不同形态的通货膨胀和不同含义的货币政策，突变点位于货币政策转变之后或通货形态发生变化之前，从这个意义上说，本文所检验的结构突变点，比较准确地捕捉到了通货膨胀的结构变化特征。 四、通货膨胀惯性的系统广义矩估计 表1的结果和对应的三个子样本，不仅揭示了我国通胀的结构变化，同时也隐含了三个子区间内，没有显著的结构突变。鉴于通胀惯性在结构突变前后，可能具有不同的惯性，为此，本文对这三个子区间分别进行SGMM估计，估计结果列入表2。 表2中的Sargan检验表明，对于三个子样本，我们基于式(3)定义的水平和差分的工具变量均是有效的。而AR(2)的检验结论进一步支持所有工具变量的有效性。据此，三个子样本的惯性估计是准确的。但对于全样本，Sargan检验拒绝模型(2)的工具变量联合有效，这一现象可能归结为，对于全样本，与时间维度(T=51)相比较，横截面的维度(N=31)相对较小，从而使基于式(3)定义的工具变量的数量较多，导致检验形成工具变量无效的结论(Baum，Schaffer，2003)。Levin和Piger(2004)认为，当未考虑模型的结构变化时，通货膨胀的惯性将被高估。本文全样本的惯性估计为0.848， 但这是一个被高估的数值。至此，表2的结果产生本文的第二个结论:1996年的第一季度至1999年的第二季度，我国的通胀惯性为0.832;1999年的第三季度至2003年的第四季度，通胀惯性为0.807;2004年的第一季度至2008年的第二季度，通胀惯性为0.775。 至此，表2的结果产生本文的核心结论:我国通货膨胀的惯性较大，但整体呈下降趋势:对应着3个子样本，通货的惯性从0.832下降至0.807后再下降到0.775。本文认为，我国通胀惯性的下降趋势，得益于我国经济的市场化程度不断提高，使得市场对通胀的调节作用有所加强。而通货惯性下降的一个重要因素在于，中央银行的货币政策的透明度有了实质性的提高，自2001年1季度起，央行定期发布的货币政策执行情况的季度报告，较清晰地向公众传递其政策目标，并在不同程度上实现了政策的前瞻性和主动性，从而使公众能及时形成或调整通胀预期，通胀预期与过去实际的通胀的相关性减弱，进而使实际的通货膨胀偏离其均衡状态的时间缩短，最终导致通胀惯性的下降。我国通货膨胀的惯性是随通胀调整形态的不同而变化:1996Q1-1999Q2是通胀的下降期，对应的惯性为0.832，大于紧缩期(1999Q3-2003Q4)的惯性0.807，而2004Q1-2008Q2是通胀的形成和上升期，对应的惯性为0.775。通胀的这种惯性趋势，还意味着货币政策的时滞性也相应变化:在通货膨胀的下降期和紧缩期，货币政策的即期效应相对减弱，时滞性较长。一个典型的事实是，20世纪90年代后期，名为“稳健”但实际是扩张的货币政策没有抑制住物价的持续下滑，我国经 -5年的时间。这一现象说明了本文的结论基济进入通货紧缩并仍持续了4 本准确的刻画了我国通胀运行和货币政策变化的特征。在通货膨胀的形成 和上升期，通胀的惯性最小(0.775)，这就表明货币政策的时滞性减小，即期或短期效应有所增强。 特别的，这一轮通胀的实际上升始于2007年的7月份，当月为5.6,，至2008年的2月份，通胀达到8.7,，为抑制通胀，央行实施从紧的货币政策，致使2008年的8-10月，通胀已经连续3个月回落到5个百分点以下，其中10月份为4,，从紧的货币政策之所以能较快的抑制高通胀，当前较小的通胀惯性是其重要原因之一。进一步，为应对国际金融危机的冲击，2008年11月，中央银行将货币政策由“从紧”转为“适度宽松”，而当前较小的通胀惯性，不仅是货币政策转向的证据，也为货币政策的转向提供基础性条件。相对较大的即期效应也意味着，“适度宽松”的货币政策将在较短的时间内产生效果。与此同时，对于当前以增加投资为主的财政政策而言，较小的惯性与相对较大的短期效应还将迫使其效应以促进增长为主，由投资引发的通胀风险已基本消除。因此，为实现保增长的短期目标，目前“宽松”的货币政策和积极的财政政策，应体现出快节奏与大强度的特征。 五、结论及政策含义 本文基于我国通货膨胀与通货紧缩动态调整的背景，对通胀建立具有内生结构突变的动态面板数据模型，应用Wachter(2004)的内生结构突变点的检验，确定结构突变点，在此基础上，对工具变量的有效性进行检验，进而应用系统广义矩方法对模型进行估计，基于此计算我国通胀的惯性。本文的结论的政策含义概括为以下几个方面: 1.我国通货膨胀的惯性发生结构突变。这一结论意味着，对于不同特征 的通胀或通胀运行的不同阶段，应使用具有针对性的货币政策，同时中央银行应继续增加货币政策的透明度，以进一步降低通货膨胀的惯性，减小政策的时滞性。 2.我国通货膨胀的惯性的结构突变发生在通胀的下降期、紧缩期和通胀的形成和上升期:1996Q1-1999Q2通胀下降期的惯性为0.832;1999Q3-2003Q4的紧缩期的惯性为0.807;2004Q1-2008Q2通胀形成和上升期的惯性为0.775。这一结论说明，我国通胀的惯性总体上呈现下降的趋势，通胀的惯性随通货膨胀动态调整形态的不同而不同，通胀的下降期和紧缩期的惯性大于通胀上升期的惯性。这一结论隐含的意义为，我国的货币政策在通胀的上升期具有相对较小的时滞性，而通胀的紧缩期和下降期，则具有相对较大的时滞性。这一结论意味着，我国的货币政策应充分考虑通货膨胀的动态调整特征，在通胀的下降期和紧缩期，旨在促进增长的货币政策，应更具有前瞻性和灵活性，在通货膨胀的上升期，应具有相对较大的力度和相对较快的节奏。 3.特别的，对于2004-2008年这一轮通胀而言，通胀惯性最小(0.775)，亦即货币政策的时滞效应相对较小，短(即)期效应有所增强。这一结果，有助于解释这一轮通胀的快速形成与回落，也为货币政策由从紧转向于适度宽松提供证据。这一结果还意味着，鉴于美国金融危机的影响还将持续，从有效的促进经济增长的角度，“适度宽松”的货币政策还有进一步扩展的空间。 注释: ?季度居民消费价格指数为月度同比居民消费价格指数季度内算术平 均。 ?如上文所指出的，τ=2相当于没有结果突变发生，其估计为原假设下 的估计。