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    匯率改革后我國通貨膨脹成因的SVAR分析

    2012-09-26 09:10:50雷良海
    統(tǒng)計與決策 2012年11期
    關(guān)鍵詞:格蘭杰方差匯率

    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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