外部沖擊對通貨膨脹持續(xù)性影響的實證分析

丁洪福

（遼寧石油化工大學經濟管理學院，遼寧撫順113001）

0　引言

通貨膨脹持續(xù)性是指通貨膨脹受到外部沖擊之后，偏離其均衡狀態(tài)的時間長度[1]。通貨膨脹持續(xù)性水平越高，通貨膨脹返回其均衡水平的時間越長，導致貨幣政策的滯后效應越明顯，以至于實現(xiàn)貨幣政策目標時付出的成本越大[2]。因此，只有深刻理解通貨膨脹持續(xù)性的程度及其影響因素，中央銀行貨幣政策才能夠對外部沖擊做出恰當?shù)姆磻?/p>

Fuhrer（2006）[3]對通貨膨脹持續(xù)性來源進行了分析。他認為第一個來源是外部沖擊，具有持續(xù)性的外部沖擊通過傳導機制將持續(xù)性傳遞給通貨膨脹；另一個來源是模型的設定機制，例如通貨膨脹的后顧性行為，使得通貨膨脹具有內在持續(xù)性。目前國內學者針對影響通貨膨脹的各種外部沖擊進行了大量的實證研究，大多數(shù)學者從需求沖擊、供給沖擊角度分析其通貨膨脹影響[4，5]，部分學者則從貨幣沖擊和國外沖擊的角度進行了研究[6，7]。此外，傅強等（2011）[8]研究了影響中國通貨膨脹的四個主要因素，包括過剩流動性、需求拉動、成本推動及國外通脹傳遞，并利用1995—2010年數(shù)據(jù)進行實證分析，結果顯示主要影響因素是過剩流動性。外部沖擊是動態(tài)變化的，必將對通貨膨脹造成深刻的影響。因此，理清通貨膨脹持續(xù)性的各種外部沖擊來源，是中央銀行有效實施貨幣政策、治理通貨膨脹的關鍵所在。為研究外部沖擊對于通貨膨脹持續(xù)性的影響，本文構建了一個SVAR模型對各種沖擊影響通貨膨脹持續(xù)性的程度進行實證分析。

1　影響通貨膨脹持續(xù)性的各種外部沖擊

1．1　需求沖擊的影響

需求沖擊推動通貨膨脹形成理論認為，通貨膨脹產生的原因在于經濟運行中，社會總需求大于總供給，進而導致一般物價水平的持續(xù)上漲。早期凱恩斯學派的相關文獻中，學者們利用IS-LM-PC模型分析通貨膨脹成因。從IS-LM-PC模型可以看出，如果總需求發(fā)生變化，價格水平也會發(fā)生變化。需求沖擊可以使IS曲線或LM曲線向右移動，從而引起物價水平的變動。如果需求沖擊是正向的，那么總需求曲線就會產生右移，從而帶來物價水平的上升。同時，凱恩斯學派也承認貨幣供給的變動對通貨膨脹的影響,但貨幣供給通過利率影響投資和總需求進而影響價格水平。貨幣供給變動引起投資變動與消費、凈出口、政府支出等需求的變動表現(xiàn)為AS-AD模型中AD曲線的移動。

1．2　供給沖擊的影響

20世紀50年代后期，供給沖擊的影響開始受到學者們的廣泛關注。與需求沖擊的理論不同，供給沖擊理論從另外一個視角對通貨膨脹成因進行了分析。該理論假定，在總需求不變的條件下，供給沖擊會使總供給發(fā)生一定的變化，從而引起價格變動。該理論認為是因為總供給的變化而不是總需求的變化引起的通貨膨脹。當總供給沖擊產生時，帶來了企業(yè)生產成本的增加，從而使價格水平上漲；在價格水平不變的條件下，總供給會隨著企業(yè)生產成本的增加而下降，導致供給曲線向上移動；而當總需求不變時，價格水平會隨著供給量的下降而上升，并且隨著生產成本上漲，將導致供給曲線向上移動，物價水平也將上升。

1．3　貨幣沖擊的影響

早期貨幣數(shù)量論利用費雪的交易方程式，研究了價格水平與貨幣供應量之間的關系，其可以表述為：

其中，Mt、vt、Pt和Qt分別代表貨幣供給量、貨幣流通速度、總的價格水平以及實際的產出水平。從方程（1）可以看出，當vt沒有發(fā)生變化時，名義產出水平PtQt將由貨幣供給量Mt所決定。此外，根據(jù)生產函數(shù)理論，假定的技術水不變，Qt可以表述為：

其中，Kt為投入的資本水平，Lt為投入勞動水平。將方程（1）和方程（2）綜合起來，兩個方程構建了貨幣供給與價格水平、產出水平之間的關系。在實際產出增長率低于貨幣供給增長率的條件下,商品價格的上升引起通貨膨脹。

1．4　國外沖擊的影響

美國次貸危機、歐洲主權債務危機發(fā)生之后，學者們開始關注國外沖擊對通貨膨脹動態(tài)的影響。國外沖擊主要通過兩種渠道影響通貨膨脹。

第一，國際貿易渠道傳導機理強調，一旦國際大宗商品的價格發(fā)生上調，將會帶來國內產品價格上漲，進而引起總價格水平的上漲。一方面，由于國內市場上出現(xiàn)了價格上漲的國外商品，從而引起國內市場產品價格上漲，進而導致通貨膨脹；另一方面，隨著諸如國際原材料、能源等投入要素價格水平的上升，企業(yè)的生產成本也會隨之增加，進而導致國內市場商品價格的上漲。

第二，貨幣渠道傳導機理指出，大量貨幣借助外部投資的方式進入到國內市場，從而導致國內價格水平的上漲。一方面，在國際市場利率低于國內利率水平的條件下，國外直接投資增加，導致國內貨幣供給量的被動增加，從而帶來物價上升；另一方面，隨著國際市場價格的上升，致使國內凈出口量增加，產生貿易順差，從而導致貨幣供應量增加，推動國內市場商品價格上調。

2　SVAR模型的構建及識別

1980年Sims開創(chuàng)性地提出了VAR模型，其在經濟領域也得到了廣泛的應用。由于VAR模型自身存在的缺陷，以至于不能識別不同沖擊影響。鑒于此，SVAR模型改進了VAR模型的缺陷，通過施加長短期約束來實現(xiàn)對模型參數(shù)的估計。本文在通貨膨脹持續(xù)性影響因素的基礎上，通過構建SVAR模型，分析各種外部沖擊對通貨膨脹持續(xù)性造成的影響。

2．1　變量選取和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)通貨膨脹影響因素，本文涉及到的外部沖擊主要包括需求沖擊、供給沖擊、貨幣沖擊以及國外沖擊。鑒于產出缺口估計誤差，本文利用產出增長率缺口替代產出缺口來衡量需求沖擊。鑒于中國通貨膨脹受石油價格沖擊影響較小，因而使用食品價格指數(shù)衡量供給沖擊[9]；對于貨幣沖擊，遵從現(xiàn)有文獻慣例，利用廣義貨幣供應量M2進行衡量；最后，采用國際大宗商品價格指數(shù)衡量國外沖擊。樣本區(qū)間為1996年1季度至2016年4季度，區(qū)間跨度為21年，共包含84個觀測值。其中，全國居民消費物價指數(shù)（CPI）和食品類居民消費物價指數(shù)數(shù)據(jù)來自于中經網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；實際GDP增長率數(shù)據(jù)來自于WIND資訊；廣義貨幣供應量（M2）數(shù)據(jù)來自于中經網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫；國際大宗商品價格指數(shù)數(shù)據(jù)來自于IMF網(wǎng)站。

（1）通貨膨脹率（CPIt）。目前國家統(tǒng)計局僅公布月度同比CPI數(shù)據(jù)，通過季度內CPI指數(shù)進行簡單平均可以得到季度CPI指數(shù)。圖1展示了季度通貨膨脹率的變動趨勢，1996年之后CPI通貨膨脹率呈現(xiàn)大幅度的下降，中間經歷5次較大的起幅波動，并且持續(xù)較長一段時間。

圖1 季度通貨膨脹率時序圖

（2）產出增長率缺口（GRGAPt）。本文采用GDP同比增長率減去其趨勢值，可以得到產出增長率缺口。其中，GDP同比增長率趨勢值由HP濾波方法估計得到。根據(jù)圖2的結果可以發(fā)現(xiàn)，2005年之前產出增長率缺口的波動比較平穩(wěn)，隨后波動幅度開始增加，與通貨膨脹變動規(guī)律相比，大體變動趨勢一致。值得注意的是，產出缺口的變化早于產出通貨膨脹，如果產出缺口具有持續(xù)性，將在一定程度上影響到通貨膨脹持續(xù)性。

圖2 產出增長率缺口變化時序圖

（3）食品類物價指數(shù)（FOODCPIt）。目前國家統(tǒng)計局公布食品類同比CPI為月度數(shù)據(jù)，通過季度內食品類CPI指數(shù)進行簡單平均可以得到季度食品類CPI同比指數(shù)。根據(jù)圖3的結果可知，在長期上，食品類價格指數(shù)與總體價格指數(shù)大體變動周期一致；相對于總體價格指數(shù)，其構成成份食品類價格指數(shù)所占比重較大，其波動會影響總體價格指數(shù)的變化。如果食品類價格指數(shù)具有持續(xù)性，將會對通貨膨脹持續(xù)性造成很大的影響。

圖3 食品類CPI同比價格指數(shù)變化時序圖

（4）廣義貨幣供應量（M2）。目前國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù)為月度數(shù)據(jù)，本文利用季度內各月M2同比增長率簡單平均將其轉化為季度M2同比增長率。根據(jù)圖4的結果可知，M2同比增長率一直處于較高的水平，并且可以發(fā)現(xiàn)貨幣增長率與通貨膨脹的變動非常相似，這說明通貨膨脹與貨幣的超發(fā)密切相關。如果貨幣供給具有持續(xù)性，也將對通貨膨脹持續(xù)性造成很大的影響。

圖4 M2同比增長率變化時序圖

（5）國際大宗商品價格指數(shù)（FCPIt）。本文使用的數(shù)據(jù)為同比數(shù)據(jù)，但IMF提供的數(shù)據(jù)是以2005為基期的定基數(shù)據(jù)，因此需要將其轉化為同比數(shù)據(jù)。第一步，根據(jù)定基數(shù)據(jù)與同比數(shù)據(jù)之間定量的轉化公式，將定基數(shù)據(jù)轉化為同比數(shù)據(jù)；第二步，通過對季度內國際大宗商品價格指數(shù)進行簡單平均即可得到季度國際大宗商品價格指數(shù)。通過觀察圖5可以發(fā)現(xiàn)，國際大宗商品價格指數(shù)波動較大，隨機性較強，對國內通貨膨脹沖擊較為微弱。

圖5 國際大宗商品價格指數(shù)變化時序圖

2．2　SVAR模型的構建

根據(jù)上文中選擇的5個變量，本文構建了一個SVAR模型，以此反映不同類型沖擊來源對通貨膨脹持續(xù)性造成的影響。SVAR模型的一般形式可以表示為：

其中，yt=(GRGAPt,M2t,FOODCPIt,FCPIt,CPIt)為內生變量向量，GRGAPt、M2t、FOODCPIt、FCPIt和CPIt分別代表產出增長率缺口、廣義貨幣供應量M2、食品類價格指數(shù)、國際大宗商品價指數(shù)和CPI通貨膨脹率。另外，A0和Γ1，Γ2,…,Γp為模型中待估計的系數(shù)矩陣，μt代表結構沖擊。

假設結構沖擊彼此獨立且序列無關，方程（3）可以重新改寫為滯后算子形式：

在滯后算子的表達式中，A(L)=A0-Γ1L-Γ2L2-…-ΓpLp，A(L)是滯后算子的5×5的參數(shù)矩陣，A0≠Ik。假設方程（4）中μt的方差-協(xié)方差矩陣為單位矩陣，并且矩陣多項式A(L)可逆，則可以轉化為無窮階VMA(∞)形式：

方程（5）中，B(L)=A(L)-1,B(L)=B0+B1L+B2L2+…+

此外，簡化式誤差項可以轉化為結構沖擊μt，重新表示為：

最后，可以對B0施加約束條件來識別SVAR模型中的參數(shù)。

2．3　SVAR模型結構性約束條件的施加

對于SVAR模型來說，最重要的是對結構變量進行限制性約束。對于k個變量的VAR模型，待估參數(shù)個數(shù)為k2p+(k+k2)/2，與此對應的SVAR模型待估參數(shù)個數(shù)為k2p+k2。因此，通過施加k(k-1)/2個約束條件，才能夠對結構模型進行識別。本文構建的SVAR模型包含5個變量，要想對模型進行識別，就需要施加10個約束條件。

在SVAR模型的使用過程中，學者們往往使用不同的經濟理論對B0施加不同的約束。為了能夠識別本文構建的5個變量SVAR模型，本文對B0施加10個長期約束條件。

第一步：根據(jù)自然率假說，技術沖擊從上期角度來說，對經濟增長率長期變化趨勢產生影響，不會影響短期波動；相反，其他的變量包括貨幣供給、食品價格的短期變化、國際大宗商品價格的變動以及通貨膨脹率對經濟增長率的短期波動產生影響，而不會影響到經濟增長率的長期變化趨勢，由此可以構成4個長期結構性約束。

第二步：食品價格長期上主要受到市場供求因素的影響，只要市場不發(fā)生大的變化，食品價格不會發(fā)生較大的波動。因而，從長期角度來說，貨幣供給量、國際大宗商品價格、通貨膨脹率對食品價格的變化影響較小。由此可以構成3個長期約束條件。

第三步：貨幣供應量主要由中國人民銀行進行控制,雖然國際大宗商品價格、食品價格的變化可能會在短期上沖擊央行的貨幣政策,但在長期累積影響上趨近于零。由此又可以形成2個長期約束條件。

第四步：國際大宗商品長期的變動主要由市場的供求所決定。國際大宗商品價格變化雖然會對國內的通貨膨脹率造成一定的沖擊，但反過來，國內通貨膨脹率對國際大宗商品價格的影響卻非常有限。由此可以構建1個長期約束條件。

綜上所述，本文構建了10個長期約束條件，因此可以實現(xiàn)對5個變量的SVAR模型進行估計。根據(jù)SVAR模型中5個變量的排序，長期約束的系數(shù)矩陣ψ可以表示為：

3　實證分析

3．1　變量的單位根檢驗

要想實現(xiàn)對VAR模型的有效估計，模型中的變量必須是平穩(wěn)的。因此估計模型之前，首先利用PP檢驗方法，對模型中的5個變量分別進行單位根檢驗，具體的結果如表1所示。

表1　變量平穩(wěn)性檢驗結果

根據(jù)表1的結果可知，5個變量在5%的顯著性水平下均拒絕了原假設，滿足進一步構建VAR模型的前提條件。

3．2　VAR模型滯后階數(shù)選擇與穩(wěn)定性檢驗

在VAR模型估計過程中，需要事先確定模型滯后的階數(shù)。EVIEWS軟件中提供了多種滯后階數(shù)的確定方法，為了保證選取的科學性，本文選擇5種方法進行比較。表2的結果表明，依據(jù)5種方法確定的滯后階數(shù)分別為5、5、5、1、1，其中3種方法確定的滯后階數(shù)為5，根據(jù)多數(shù)的原則，滯后階數(shù)為5比較合理。

表2　最優(yōu)滯后階數(shù)的確定

本文的目的是分析各種外部沖擊對于通貨膨脹持續(xù)性造成的影響，為了捕捉各種動態(tài)關系，需要采用脈沖響應函數(shù)和方差分解的方法。在應用脈沖響應函數(shù)和方差分析方法之前，需要保證VAR模型是穩(wěn)定的。對VAR模型進行穩(wěn)定性檢驗，檢驗結果如圖6所示。在圖6中，所有單位根的模的倒數(shù)均位于單位圓以內,效果比較理想，模型結構穩(wěn)定，適合作進一步的分析。

圖6 VAR模型穩(wěn)定性檢驗的結果

3．3　外部沖擊對通貨膨脹持續(xù)性的影響

為了深入挖掘不同沖擊對中國通貨膨脹持續(xù)性的影響，本文將利用脈沖響應函數(shù)進行分析。圖7展示了根據(jù)SVAR模型估計得到的通貨膨脹對其他4個變量一個標準差沖擊的脈沖響應函數(shù)。

圖7 通貨膨脹率對其他4個變量的脈沖響應函數(shù)

根據(jù)圖7展示的結果，1標準差正向食品價格沖擊對通貨膨脹率的初始影響為0.42，隨后迅速擴大并達到最大值。原因在于食品類CPI是總體CPI比例30%左右，食品類CPI的波動很快傳遞到總體CPI中去。值得注意的是，第6期時沖擊影響為0，隨后影響開始出現(xiàn)負值，到8期時開始變?yōu)檎?，隨后圍繞0值上下波動，并最終收斂于0。根據(jù)圖7的結果，1標準差正向產出增長率缺口沖擊的初始影響為0.19，隨后開始逐漸上升，到第5期時達到最大值。隨后沖擊影響開始減弱，到15期開始出現(xiàn)負值，經過一段時期之后，變?yōu)檎担⒆罱K收斂于0；1標準差正向國際大宗商品價格沖擊的初始影響為0.13，隨后快速下降為0，經過一段時期的負值之后，到第7期時，回復到正值，隨后開始圍繞0上下波動，最終趨于穩(wěn)定狀態(tài)；1標準差正向貨幣供應量同比增長率沖擊初始影響為負值，經過一段時期之后，到第7期時，開始逐漸變?yōu)檎?，隨后緩慢上升。第11期達到最大值0.42，隨后開始逐漸的下降，并趨于穩(wěn)態(tài)。

圖8展示了1標準差正向需求沖擊、貨幣沖擊、供給沖擊及國外沖擊對通貨膨脹率的累計脈沖響應函數(shù)。圖8的結果表明，當通貨膨脹率受到1標準差正向產出增長率缺口沖擊時，初始的累計影響較小，隨后快速增加，經過一段時期之后，逐漸收斂于均衡水平，這表明產出需求沖擊對于通貨膨脹具有較強的持續(xù)性的影響。當通貨膨脹率受到1標準差正向貨幣供應量同比增長率沖擊時，初始的累計影響為負值，大約經過10期之后變?yōu)檎?，之后平穩(wěn)上漲，最終收斂于均衡水平。這一結果表明貨幣供給沖擊短期影響較小，并且存在明顯的滯后，貨幣沖擊本身的持續(xù)性將會對通貨膨脹持續(xù)性產生影響。當通貨膨脹率受到1標準差正向食品價格沖擊時，初始的累計影響比較小，經過短暫時間上升之后，開始呈現(xiàn)緩慢的下降趨勢，長期將收斂在一個固定的水平。這一結果表明，雖然供給沖擊對通貨膨脹具有持續(xù)性的影響，但影響程度較弱。當通貨膨脹率受到1標準差正向國際大宗商品價格沖擊時，初始的累計影響較為微弱，并呈現(xiàn)起伏波動的變化，長期逐漸趨近于0。這一結果表明國外沖擊對通貨膨脹產生持續(xù)性的影響較弱。

圖8 通貨膨脹率對其他4個變量的累計脈沖響應函數(shù)

3．4　外部沖擊影響通貨膨脹持續(xù)性的重要性

圖9展示各種外部沖擊影響通貨膨脹率預測方差分解的結果。

圖9 外部沖擊影響通貨膨脹率預測方差分解結果

通過對圖9進行觀察可以發(fā)現(xiàn)，需求沖擊、貨幣沖擊、供給沖擊與國外沖擊對通貨膨脹波動的貢獻存在明顯的差異。需求沖擊對通貨膨脹率變動的初始貢獻達到10%，并且一直保持不斷上升的趨勢，到第7季度達到55%左右，之后經歷一段時期的下降趨勢，長期收斂于40%左右。貨幣沖擊對通貨膨脹變動當期貢獻在2%左右，之后經歷一段平穩(wěn)變動時期，在第9季度之后開始快速上升，長期穩(wěn)定在12%左右。供給沖擊短期影響呈上升趨勢,在第2期達到最大值貢獻率為60%，之后較長一段時期一直保持下降態(tài)勢，長期收斂于15%左右。國外沖擊對通貨膨脹率變動的短期影響比較弱，基本在0附近波動，之后呈現(xiàn)快速上升趨勢，長期趨于穩(wěn)定狀態(tài)，貢獻率達到16%左右。

4　結論

通貨膨脹持續(xù)性反映了通貨膨脹受到外部沖擊之后，其返回均衡水平的時間長度。不同的外部沖擊對通貨膨脹持續(xù)性產生的影響存在差異。本文通過對現(xiàn)有文獻的梳理，選取了4種外部沖擊，包括需求沖擊、供給沖擊、貨幣沖擊及國外沖擊，目的是分析各種外部沖擊對通貨膨脹持續(xù)性造成的影響。并構建了一個包含5個變量的SVAR模型，利用脈沖響應函數(shù)與方差分解的方法分析各種沖擊對通貨膨脹持續(xù)的影響。研究結果表明，當通貨膨脹率受到1標準差正向需求沖擊、供給沖擊、貨幣沖擊國外沖擊時，通貨膨脹持續(xù)性受到各種沖擊的影響存在明顯差異，其中需求沖擊影響最大，貨幣沖擊次之，國外沖擊影響最小。

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