我國通貨膨脹率水平的波動性研究

卞集

【摘要】利用隨機波動模型對我國1994年1月到2013年4月通貨膨脹率的波動性進行實證分析。結果表明：在我國，通貨膨脹的波動性對通貨膨脹有微小影響，并非顯著。對我國而言，我國宏觀調控下的宏觀經濟政策具有經濟穩定調節器的作用，應充分利用。

【關鍵詞】居民消費價格指數 通貨膨脹 通貨膨脹波動性 SV模型

一、引言

通貨膨脹是經濟運行狀況的主要指示器，是宏觀經濟分析和決策、價格總水平監測和調控以及國民經濟核算的重要指標。這一指標不僅影響著政府制定貨幣、財政、消費、價格、工資、社會保障等政策，同時也與居民日常生活密切相關。從微觀層面的角度來看，不同經濟主體對通貨膨脹率的預期及其基于預期所采取的經濟行為會對不同行業的供給與需求產生不同的沖擊；從宏觀層面的角度來看，穩定的物價水平和宏觀經濟環境不僅有利于投資和經濟增長，也有利于社會的和諧統一發展。通貨膨脹制造了經濟的不穩定性和不確定性，其影響無處不在。

盡管通貨膨脹對經濟的影響已成為共識，但通貨膨脹與其不確定性之間的關系，學術界未形成一致的看法。Firedman（1977）認為較高的通貨膨脹會導致更大的通貨膨脹不確定性。國內外很多研究支持Firedman的觀點。如Karahan（2012）對土耳其的CPI數據分析表明，通貨膨脹導致了通貨膨脹不確定性。另一方面，Cukierman和Meltezer（1986）認為通貨膨脹不確定性導致通貨膨脹及較低的長期經濟增長。Balcilar等（2011）利用GARCH模型對G3國家通貨膨脹及通貨膨脹不確定性的研究表明，兩者之間有相互的積極作用，分別支持了Friedman和Cukierman-Meltzer的觀點。

對通貨膨脹不確定性的大量研究都是利用ARCH類模型來進行的，然而在這些設定中，通貨膨脹不確定性是在給定的時間下預先設定的。然而，隨機波動（Stochastic Volatility，SV）模型允許研究者能夠在動態框架下評價通貨膨脹不確定性的新息將對通貨膨脹本身的影響。Berument等（2011）在動態框架下利用SVM模型也對土耳其的通貨膨脹和通貨膨脹不確定性之間的聯系進行了研究。實證結果表明通貨膨脹對于通貨膨脹波動的反應是正相關的和統計顯著的，更高的通貨膨脹不確定性導致更高的通貨膨脹，反過來并不成立。

近年隨著全球經濟波動，我國通貨膨脹問題成為公眾和政府部門關注的焦點。本文從通貨膨脹與其波動性關系出發，利用SV模型計算分析通貨膨脹與其波動性之間的因果關系，并得出結論。

二、理論模型

隨機波動模型是研究金融時間序列波動性的計量經濟模型，基本SV模型形式如下：

yt=εtexp（θt/2），εt～i.i.d.N（0，1） （1）

θt=μ+φ1θt-1-μ+ηt，ηt～i.i.d.N0，σ2，t=1，2，…，n，（2）

其中，yt表示時刻t的觀測變量，為標準化對數形式。Gt為獨立同分布的白噪聲。θt表示波動的擾動水平，以對數形式表示。μ和φ1表示波動方程的自回歸參數，其中，φ1為持續性參數，反應了當前波動對未來波動的影響。ηt表示波動的擾動水平，相互獨立，并服從均值為0，方差的正態分布，并且，Nt與Gt相互獨立。

在標準SV模型基礎上，為刻畫波動與預期觀測值的相關關系，在均值方程中引入波動項作為均值回復的一個影響因素，因此得到SVM（Stochastic Volatility in Mean）模型，形式如下：

yt=dexp（θt）+εt（θt/2），εt～i.i.d.N（0，1）， （3）

θt=μ+ψ（θt-1-μ）+ηt，ηt～i.i.d.N（0，τ-1） （4）

記τ=1/σ2，

其中，dexp（θt）表示風險補償，d為測量均值波動效應的回歸系數，即風險溢出系數，表示波動對預期觀測變量的影響。

SV類模型的貝葉斯計算需在馬爾科夫鏈蒙特卡羅（Markov Chain Monte Carlo）方法（簡稱為MCMC方法）的框架下實現。在此框架下，后驗分布采用Gibbs抽樣方法進行估計。Gibbs抽樣算法如下：

1.給定參數的初始值：θ1（0），θ2（0），…，θp（0）

2.對t=0，1，2，…，進行如下迭代

a）從分布π（θ1|θ2t，…，θpt，x）中產生θ1（t+1）；

b）從分布π（θ2|θ1t+1，θ3t，…，θpt，x）中產生θ2（t+1）；

……

c）從分布π（θp|θ1t+1，θ2（t+1），…，θp-1t，x）中產生θp（t+1）；

由此產生馬爾科夫鏈θ（0），θ（1），…，θ（t），…

利用MCMC方法估計模型前，設定參數的先驗分布為：在波動方程（4）中，令μ服從均值為0，方差為10的正態分布；令ψ服從參數a=20，b=1.5的beta分布，令τ=1/σ2服從形狀參數為2.5，尺度參數為0.025的gamma分布。

三、實證分析

（一）通貨膨脹的基本統計特征分析

通貨膨脹水平采用居民消費價格指數（CPI）的對數一階差分形式來表示，CPI樣本取自1994年1月到2013年4月共232個月度數據，從國家統計局網站獲得。模型的計算使用WinBUGS軟件。

圖1、圖2分別顯示CPI與通貨膨脹序列的時間走勢。由圖1可知，我國物價水平在過去20年中，有四次較明顯的峰值，分別為1994年底，2004年中期，2007年底，2011年。對比通貨膨脹水平的時間趨勢圖可知，通貨膨脹波動呈現聚集性特征，這種變化體現出通貨膨脹率的異方差特征。

圖1 我國CPI的時間走勢圖endprint

圖2 我國通貨膨脹率Nt的時間走勢圖

CPI和通貨膨脹率的描述統計如表1所示。由表可知，兩者都呈現出右偏、尖峰的分布形態。J-B統計量的檢驗結果也證實了對于正態分布的偏離程度，p值接近0，表明至少可在99%的置信水平下拒絕零假設，即序列不服從正態分布。

表1 描述統計量

注：J-B統計量括號內的數字為顯著性水平。

對通貨膨脹率進行ADF和PP兩種方法進行單位根檢驗，結果如表2所示。在1%顯著性水平下，拒絕通貨膨脹數據有一個單位根的假設，時間序列數據是平穩的。

表2 序列的單位根檢驗結果

注：檢驗統計量括號內的數字是以SIC準則確定的最優滯后階數。

（二）SV模型擬合分析

考慮到通貨膨脹水平與通貨膨脹不確定性的相關關系具有時變特征，建立SVM模型。在Gibbs抽樣中，迭代次數設為50000，為保證參數估計的收斂性，將每個參數的前4000次迭代燃燒掉。圖3為模型參數的后驗分布核密度估計圖，由圖可知，d的后驗分布具有對稱性μ，φ，τ，的后驗分布具有偏態特征。

（a）d的后驗密度

（b）的后驗密度

（c）的后驗密度

（d）的后驗密度

圖3 SVM模型參數的后驗分布核密度估計圖

利用MCMC方法抽樣得到的樣本進行進一步分析，可得模型參數的估計值及相應的分位區間估計，如表3所示，給出了通貨膨脹率的SVM模型參數的均值、標準差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數的貝葉斯估計值。

表3 SVM模型參數的后驗估計值

由表可知，各參數的MC誤差均遠小于標準差，波動方程的自回歸參數的后驗均值為0.9249，可見通貨膨脹的不確定性具有較強的持續性特征。均值波動效應的回歸系數d的后驗均值為-0.08， d值大小表示波動變動一個單位對預期觀測值的影響程度，說明通貨膨脹的不確定性對通貨膨脹水平的影響很小。

四、結論

本文根據通貨膨脹特征，利用均值隨機波動模型，對通貨膨脹波動性，即不確定性與通貨膨脹自身的關系進行初步探究。盡管利用SV模型對我國通貨膨脹數據的分析極少，但模型本身能從數量上給出通貨膨脹不確定性與通貨膨脹之間相互影響關系以指引，即通貨膨脹的不確定性對通貨膨脹水平的影響微小。從反面證明，我國的通貨膨脹水平并非支持Cukierman-Meltezer假說。

從宏觀經濟角度來看，由于實行宏觀調控，中央銀行即中國人民銀行，代表政府調控力量，不會因公眾的預期而放任通貨膨脹指數增長。為保持經濟平穩運行，央行及各級政府會通過行政手段干預物價指數，從而達到影響通貨膨脹率的目的。

對于政策運用來說，通貨膨脹的波動性對通貨膨脹不存在顯著因果關系，其原因可能是我國投資者對于利率不敏感所導致，因此，應結合我國國情，制定相應的貨幣政策和財政政策。對于政策目標而言，人們對未來預期的不確定性會導致通貨膨脹的波動，但這種波動不會顯著對未來的通貨膨脹產生顯著影響，因此，我國宏觀調控下宏觀經濟政策具有經濟穩定調節器的作用，應充分重視，從而保證我國經濟長期平穩運行。

參考文獻

[1]Friedman，M.Nobel Lecture：Inflation and Unemployment.Journal of Political Economics，1977，85：451～472.

[2]Ball，L.Why dos High Inflation Raise Inflation Uncertainty？Journal of Monetary Economics，1992，29：371～378

[3]Robin Grier，Kevin B.Grier.On the real effects of inflation and inflation uncertainty in Mexico. Journal of Development Economics，Volume 80，Issue 2，August 2006，478～500.

[4]Cukierman，A.and Meltzer，A.A Theory of Ambiguity，Credibility and Inflation under Discretion and Asymmetric Information.Econometrica，1986，54：1099～1128.

[5]Mehmet Balcilar.On the nonlinear causality between inflation and inflation uncertainty in the G3 countries Journal of Applied Economics.Vol XIV，No.2 （November 2011），269～296.

[6]？魻zcan Karahan.The relationship between inflation and inflation uncertainty：evidence from the Turkish economy.Procedia Economics and Finance 2012，1：219～228.

[7]M.Hakan Berument，Yeliz Yalcin，Julide O.Yildirim. The inflation and inflation uncertainty relationshipfor Turkey：a dynamic framework.Empir Econ，2011，41，：293～309

基金項目：首都經濟貿易大學研究生科技創新資助項目。endprint

圖2 我國通貨膨脹率Nt的時間走勢圖

CPI和通貨膨脹率的描述統計如表1所示。由表可知，兩者都呈現出右偏、尖峰的分布形態。J-B統計量的檢驗結果也證實了對于正態分布的偏離程度，p值接近0，表明至少可在99%的置信水平下拒絕零假設，即序列不服從正態分布。

表1 描述統計量

注：J-B統計量括號內的數字為顯著性水平。

對通貨膨脹率進行ADF和PP兩種方法進行單位根檢驗，結果如表2所示。在1%顯著性水平下，拒絕通貨膨脹數據有一個單位根的假設，時間序列數據是平穩的。

表2 序列的單位根檢驗結果

注：檢驗統計量括號內的數字是以SIC準則確定的最優滯后階數。

（二）SV模型擬合分析

考慮到通貨膨脹水平與通貨膨脹不確定性的相關關系具有時變特征，建立SVM模型。在Gibbs抽樣中，迭代次數設為50000，為保證參數估計的收斂性，將每個參數的前4000次迭代燃燒掉。圖3為模型參數的后驗分布核密度估計圖，由圖可知，d的后驗分布具有對稱性μ，φ，τ，的后驗分布具有偏態特征。

（a）d的后驗密度

（b）的后驗密度

（c）的后驗密度

（d）的后驗密度

圖3 SVM模型參數的后驗分布核密度估計圖

利用MCMC方法抽樣得到的樣本進行進一步分析，可得模型參數的估計值及相應的分位區間估計，如表3所示，給出了通貨膨脹率的SVM模型參數的均值、標準差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數的貝葉斯估計值。

表3 SVM模型參數的后驗估計值

由表可知，各參數的MC誤差均遠小于標準差，波動方程的自回歸參數的后驗均值為0.9249，可見通貨膨脹的不確定性具有較強的持續性特征。均值波動效應的回歸系數d的后驗均值為-0.08， d值大小表示波動變動一個單位對預期觀測值的影響程度，說明通貨膨脹的不確定性對通貨膨脹水平的影響很小。

四、結論

本文根據通貨膨脹特征，利用均值隨機波動模型，對通貨膨脹波動性，即不確定性與通貨膨脹自身的關系進行初步探究。盡管利用SV模型對我國通貨膨脹數據的分析極少，但模型本身能從數量上給出通貨膨脹不確定性與通貨膨脹之間相互影響關系以指引，即通貨膨脹的不確定性對通貨膨脹水平的影響微小。從反面證明，我國的通貨膨脹水平并非支持Cukierman-Meltezer假說。

從宏觀經濟角度來看，由于實行宏觀調控，中央銀行即中國人民銀行，代表政府調控力量，不會因公眾的預期而放任通貨膨脹指數增長。為保持經濟平穩運行，央行及各級政府會通過行政手段干預物價指數，從而達到影響通貨膨脹率的目的。

對于政策運用來說，通貨膨脹的波動性對通貨膨脹不存在顯著因果關系，其原因可能是我國投資者對于利率不敏感所導致，因此，應結合我國國情，制定相應的貨幣政策和財政政策。對于政策目標而言，人們對未來預期的不確定性會導致通貨膨脹的波動，但這種波動不會顯著對未來的通貨膨脹產生顯著影響，因此，我國宏觀調控下宏觀經濟政策具有經濟穩定調節器的作用，應充分重視，從而保證我國經濟長期平穩運行。

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[6]？魻zcan Karahan.The relationship between inflation and inflation uncertainty：evidence from the Turkish economy.Procedia Economics and Finance 2012，1：219～228.

[7]M.Hakan Berument，Yeliz Yalcin，Julide O.Yildirim. The inflation and inflation uncertainty relationshipfor Turkey：a dynamic framework.Empir Econ，2011，41，：293～309

基金項目：首都經濟貿易大學研究生科技創新資助項目。endprint

圖2 我國通貨膨脹率Nt的時間走勢圖

CPI和通貨膨脹率的描述統計如表1所示。由表可知，兩者都呈現出右偏、尖峰的分布形態。J-B統計量的檢驗結果也證實了對于正態分布的偏離程度，p值接近0，表明至少可在99%的置信水平下拒絕零假設，即序列不服從正態分布。

表1 描述統計量

注：J-B統計量括號內的數字為顯著性水平。

對通貨膨脹率進行ADF和PP兩種方法進行單位根檢驗，結果如表2所示。在1%顯著性水平下，拒絕通貨膨脹數據有一個單位根的假設，時間序列數據是平穩的。

表2 序列的單位根檢驗結果

注：檢驗統計量括號內的數字是以SIC準則確定的最優滯后階數。

（二）SV模型擬合分析

考慮到通貨膨脹水平與通貨膨脹不確定性的相關關系具有時變特征，建立SVM模型。在Gibbs抽樣中，迭代次數設為50000，為保證參數估計的收斂性，將每個參數的前4000次迭代燃燒掉。圖3為模型參數的后驗分布核密度估計圖，由圖可知，d的后驗分布具有對稱性μ，φ，τ，的后驗分布具有偏態特征。

（a）d的后驗密度

（b）的后驗密度

（c）的后驗密度

（d）的后驗密度

圖3 SVM模型參數的后驗分布核密度估計圖

利用MCMC方法抽樣得到的樣本進行進一步分析，可得模型參數的估計值及相應的分位區間估計，如表3所示，給出了通貨膨脹率的SVM模型參數的均值、標準差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數的貝葉斯估計值。

表3 SVM模型參數的后驗估計值

由表可知，各參數的MC誤差均遠小于標準差，波動方程的自回歸參數的后驗均值為0.9249，可見通貨膨脹的不確定性具有較強的持續性特征。均值波動效應的回歸系數d的后驗均值為-0.08， d值大小表示波動變動一個單位對預期觀測值的影響程度，說明通貨膨脹的不確定性對通貨膨脹水平的影響很小。

四、結論

本文根據通貨膨脹特征，利用均值隨機波動模型，對通貨膨脹波動性，即不確定性與通貨膨脹自身的關系進行初步探究。盡管利用SV模型對我國通貨膨脹數據的分析極少，但模型本身能從數量上給出通貨膨脹不確定性與通貨膨脹之間相互影響關系以指引，即通貨膨脹的不確定性對通貨膨脹水平的影響微小。從反面證明，我國的通貨膨脹水平并非支持Cukierman-Meltezer假說。

從宏觀經濟角度來看，由于實行宏觀調控，中央銀行即中國人民銀行，代表政府調控力量，不會因公眾的預期而放任通貨膨脹指數增長。為保持經濟平穩運行，央行及各級政府會通過行政手段干預物價指數，從而達到影響通貨膨脹率的目的。

對于政策運用來說，通貨膨脹的波動性對通貨膨脹不存在顯著因果關系，其原因可能是我國投資者對于利率不敏感所導致，因此，應結合我國國情，制定相應的貨幣政策和財政政策。對于政策目標而言，人們對未來預期的不確定性會導致通貨膨脹的波動，但這種波動不會顯著對未來的通貨膨脹產生顯著影響，因此，我國宏觀調控下宏觀經濟政策具有經濟穩定調節器的作用，應充分重視，從而保證我國經濟長期平穩運行。

參考文獻

[1]Friedman，M.Nobel Lecture：Inflation and Unemployment.Journal of Political Economics，1977，85：451～472.

[2]Ball，L.Why dos High Inflation Raise Inflation Uncertainty？Journal of Monetary Economics，1992，29：371～378

[3]Robin Grier，Kevin B.Grier.On the real effects of inflation and inflation uncertainty in Mexico. Journal of Development Economics，Volume 80，Issue 2，August 2006，478～500.

[4]Cukierman，A.and Meltzer，A.A Theory of Ambiguity，Credibility and Inflation under Discretion and Asymmetric Information.Econometrica，1986，54：1099～1128.

[5]Mehmet Balcilar.On the nonlinear causality between inflation and inflation uncertainty in the G3 countries Journal of Applied Economics.Vol XIV，No.2 （November 2011），269～296.

[6]？魻zcan Karahan.The relationship between inflation and inflation uncertainty：evidence from the Turkish economy.Procedia Economics and Finance 2012，1：219～228.

[7]M.Hakan Berument，Yeliz Yalcin，Julide O.Yildirim. The inflation and inflation uncertainty relationshipfor Turkey：a dynamic framework.Empir Econ，2011，41，：293～309

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