剔除食品和能源的核心通貨膨脹度量方法在我國的適用性研究

劉慧媛　吳開堯

(上海金融學院，上海　201209)

剔除食品和能源的核心通貨膨脹度量方法在我國的適用性研究

劉慧媛吳開堯

(上海金融學院，上海201209)

〔摘要〕文章以2000年1月至2015年5月月度同比CPI分類價格指數時間序列數據為基礎建立協整關系和共特征向量檢驗。實證分析表明我國CPI分類指數時間序列之間長期存在共同趨勢，短期存在共同周期。因此，在我國使用剔除食品和能源的核心通貨膨脹測算方法是不合理的。本文進一步提出我國中央銀行在制定貨幣政策時，應同時關注官方公布的核心通貨膨脹和通貨膨脹，以免使貨幣政策對食品和能源價格上漲反應不足或反應過度，以及提出我國核心通貨膨脹的測算還應關注CPI結構的建議。

〔關鍵詞〕核心通貨膨脹共同趨勢共同周期食品能源

引言

貨幣政策在長期具有中性，短期具有非中性特征。在相當長的一段時期里，貨幣政策只影響通貨膨脹，對諸如真實產出、真實消費和真實投資等真實變量不產生影響。因此，更多的國家將通貨膨脹作為貨幣政策的重要目標之一。既然通貨膨脹成為貨幣政策的長期目標，那么通貨膨脹的度量就顯得尤為重要。

通貨膨脹最常用的指標是以CPI(消費價格指數)為代表的反映居民生活成本變化的價格指數。然而，Bryan和Cecchetti(1993)指出，CPI包含的各類商品價格中，包含暫時性因素導致的價格上漲，與貨幣政策無關，如自然災害導致的食品價格上漲、OPEC減產所致的石油價格上漲，這些臨時性因素導致的價格變化應在通貨膨脹中剔除[1]。Mankiw和Reis(2003)建立了貨幣評價模型，研究發現貨幣政策以CPI作為通貨膨脹目標與貨幣政策以穩定產出作為目標并不一致[2]。以上這些研究表明，貨幣政策單單以CPI作為通貨膨脹目標是不太合適的。

近些年來，另一個通貨膨脹目標核心通貨膨脹備受各國關注。20世紀70年代，石油出口國大幅提高原油價格，引發發達國家成本推動型通貨膨脹，加上美聯儲應對通貨膨脹的激進緊縮性貨幣政策，導致了美國經濟出現低產出高通脹的停滯現象。在此背景下，核心通貨膨脹的概念應運而生。當時的研究學者認為，以CPI為代表的通貨膨脹可以分解成兩大組成部分，一部分是價格變化的趨勢性部分，這部分由供需雙方即總需求和總供給決定，被稱作核心通貨膨脹，另一部分是由食品或能源等波動性較強的商品價格波動引起的暫時性成分，稱非核心通貨膨脹。因為核心通貨膨脹剔除了CPI中價格大幅度波動的商品，即暫時“噪聲”，所以核心通貨膨脹被看成是CPI的長期、潛在趨勢指標。研究學者還認為，中央銀行的貨幣政策不應受CPI中暫時性波動因素的影響，貨幣政策更應關注通貨膨脹中的趨勢性成分的變化即核心通貨膨脹值。

從20世紀70年代至今，核心通貨膨脹的度量方法采用的最多的是剔除法，即在以CPI為代表的通貨膨脹中剔除食品與能源價格后的度量。但剔除法僅是核心通貨膨脹的一種度量方法。學

術界關于核心通貨膨脹的度量方法有很多，這些方法之間并沒有哪個方法完全優于其它方法，所有的這些度量方法可根據核心通貨膨脹的具體定義形式歸納為3類(侯成琪，龔六堂，2013[3])。第一類是Friedman(1963)的持續性通貨膨脹定義，在通貨膨脹中除去受暫時性沖擊影響的價格變化后剩下的價格變化定義為核心通貨膨脹，在這一定義下主要的度量方法有移動平均法(Cecchetti，1997)[4]、指數平滑法(Cogley，2002)[5]、結構向量自回歸(SVAR)方法(Quah和Vahey，1995)[6]以及各種濾波方法。第二類是Okun(1970)和Flemming(1976)的普遍性通貨膨脹定義，具體是，除去在通貨膨脹中特定部門受暫時性沖擊導致的異質相對價格的變化，剩下的商品價格的普遍性變化為核心通貨膨脹。其包括的度量方法主要有基于波動性方法，如剔除法、加權中位數法、截尾平均法和波動性加權法，以及基于狀態——空間模型、協整——誤差修正模型和廣義動態因子模型(Forni等，2000，2005)[7，8]的動態因子計算方法，還有基于持續性的計算方法(Blinder，1997；Smith，2007)[9，10]。第三類為Wynne(2008)的從福利損失角度的定義，Wynne認為核心通貨膨脹應該是使福利損失達到最小的通貨膨脹，或是使名義摩擦導致的扭曲最小化的通貨膨脹[11]。

世界各國統計機構普遍采用和公布的核心通貨膨脹方法為剔除法，即剔除CPI在短期內價格波動較大的商品。由于食品和能源通常短期內波動較大，因此剔除法更常見的是剔除食品和能源的價格波動。表1列舉了各國官方核心通貨膨脹的度量方法。表1可以看出，各國扣除項目的選擇有所不同。2013年1月，我國國家統計局開始發布官方核心通貨膨脹數據，與大部分國家一樣，我國采用的也是在CPI中剔除食品和能源類別的度量方法。然而，結合我國國情，剔除食品和能源項目的我國核心通貨膨脹度量方法是否合理，剔除食品和能源的通貨膨脹度量能否反映我國的通貨膨脹長期趨勢，學術界很少有學者進行相關研究。

侯成琪，龔六堂(2013)指出我國居民食品支出在總消費支出中約占1/3，貨幣政策不對食品價格的上漲做出任何反應顯然會提高居民的生活成本，文章還建立一個多部門新凱恩斯模型，運用DSGE方法研究貨幣政策應如何應對食品價格的上漲，研究表明，我國貨幣政策不應由于食品在我國CPI消費支出中占較大比重而對食品價格上漲做出過度反應，同時，也不應由于食品價格具有較大的波動性而完全忽視食品價格的上漲[12]。侯成琪，龔六堂(2013)運用的是動態隨機一般均衡(DSGE)方法研究貨幣政策與食品價格上漲的關系，與他們的研究所不一樣的是，本文運用共同趨勢與共同周期的研究方法分析我國在CPI中剔除食品與能源的核心通貨膨脹的合理性。

表1　世界各國官方核心通貨膨脹度量方法

資料來源：侯成琪、龔六堂《核心通貨膨脹理論綜述》，經濟學季刊，2013，12(2)：549～576

1實證檢驗理論與模型

我國CPI指數由八大類構成，分別為食品(SP)、煙酒及用品(YJ)、衣著(YZ)、家庭設備用品及服務(JF)、醫療保健及個人用品(YB)、交通通訊及服務(JT)、娛樂教育文化用品及服務(YF)與居住(JZ)。我國國家統計局并沒有發布能源類價格指數，這里我們用與能源相關的交通通訊及服務指數代替。檢驗在CPI中剔除食品和能源的核心通貨膨脹方法是否合理的關鍵在于判斷食品和交通通訊及服務與CPI其他類別的波動是否存在長期波動影響關系，以及是否存在短期波動相似性，也即這些類別之間是否在長期內擁有共同趨勢，在短期內擁有共同周期。如果食品和交通通訊及服務的波動與CPI其他類別的波動長期有共趨勢性，短期有共周期性，那么剔除食品和能源的核心通貨膨脹方法是不合理。共同趨勢與共同周期理論是研究變量之間長期和短期變化協同性的常用方法。共同趨勢理論主要運用協整方法研究變量的長期變化趨勢，如果研究變量在長期存在協整關系，則認為它們在長期具有共同變化趨勢。Engle和Granger(1987)研究了協整關系的檢驗方法和協整個數的估計方法[13]。共同周期理論通過對共同特征向量個數的檢驗來考察變量之間是否存在共同線性相關關系即共同周期，Vahid和Engle(1993)研究了共同周期的檢驗方法和共同周期個數的估計方法[14]。共同周期與共同趨勢理論認為如果一組變量之間存在協整關系，那么這些變量在長期擁有共同趨勢；如果進行一階差分后的變量之間存在共同線性相關關系，那么它們在短期里擁有共同周期。研究采用的方法如下。

1.1自回歸模型與單位根檢驗

假設yt滿足如下p階自回歸模型：

(1)

其中，yt分別代表CPI八大類消費價格指數SP，YJ，YZ，JF，YB，JT，YF，JZ，εt為白噪聲。在共同趨勢和共同周期檢驗前，先采用ADF方法做序列單位根檢驗。ADF單位根檢驗基于的回歸方程為：

(2)

檢驗的原假設與備擇假設分別為，H0∶δ=0；H1∶δ<0，拒絕原假設表明序列不存在單位根，回歸方程滯后長度可由施瓦茲信息準則(SIC)和赤池信息準則(AIC)確定。

1.2向量自回歸模型與協整檢驗

協整檢驗采用如下P階向量自回歸方程：

(3)

方程滯后階數采用赤池信息準則確定(Vahid和Engle，1993)。采用Johnsen和Juseliues(1990)的多變量協整檢驗方法對CPI包含的八大類價格指數進行協整檢驗，將上式的p階向量自回歸模型稍作變形，可寫成誤差修正模型的形式[15]：

(4)

1.3共同周期檢驗

我們使用共同周期理論考察八類價格指數是否擁有共同周期。按Vahid和Engle(1993)關于共同周期定義，我們可以理解為，如果八類價格指數序列的差分是自相關的，但它們之間存在某種線性組合是線性無關的，那么認為這八類價格指數時間序列存在共同周期，也即八類價格指數的波動在短期內是相近的。具體地，共同周期及其檢驗思想如下：

我們首先將式(4)的誤差修正模型改成如下形式：

(5)

式(5)中，B=(Γ1，…，Γp-1，α)，Wt=(ΔYt-1，…，ΔYt-(p-1)，Zt-1)′，Zt-1=β′Yt-1。序列Yt存在協整向量表明八類價格指數間長期相似，序列Yt的一階差分ΔYt具有共同特征向量(CofeatureVectors)，表明八類價格指數短期波動相似。

2實證研究及結果

2.1數據說明

為了檢驗剔除食品和能源的我國核心通貨膨脹測算是否合理，我們選擇構成CPI八大類消費價格指數作為研究變量，八類價格指數分別為食品(SP)、煙酒及用品(YJ表示)、衣著(YZ)、家庭設備用品及服務(JF)、醫療保健及個人用品(YB)、交通通訊及服務(JT)、娛樂教育文化用品及服務(YF)與居住(JZ)。侯成琪，龔六堂(2013)指出，協整誤差修正模型的核心通貨膨脹方法使用的前提是價格變量的變化需服從一階單整過程且價格變量之間需存在協整關系。并且還指出，一般情況下，同比通貨膨脹序列是非平穩的，環比通貨膨脹序列是平穩的。國家統計局從2001年內1月開始重新調整了CPI及其分類消費價格指數的統計口徑。綜合這些考慮，研究數據我們選取2001年1月至2015年5月的同比月度數據，數據來源自國家統計局網站http:∥data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=A01。表2給出了用CPI表示的總體通貨膨脹及八大類價格指數分類通貨膨脹變量在研究期間的描述統計指標。

表2　中國CPI及八大類價格指數的描述統計指標

從表2可以看出，食品的平均通貨膨脹為105.44，高于總體平均通貨膨脹。此外，居住類平均通貨膨脹也略高于總體平均通貨膨脹。其他六類的平均通貨膨脹低于平均CPI，其中，交通通訊及服務類平均通貨膨脹最低。我們還可以從最大值、最小值和標準差反映波動性的指標來看，食品類通貨膨脹的波動性最大，標準差為5.48，是總體CPI標準差的2.4倍；其次，居住類波動性也高于總體CPI，交通通訊及服務類波動最小。由此可見，2001年以來，我國食品價格上漲速度較快波動也較劇烈，交通通訊及服務價格上漲較慢波動也較小。

2.2單位根檢驗

如前所述，由于共同趨勢和共同周期方法要求所研究的變量為I(1)過程，所以進行共同趨勢和共同周期檢驗之前，我們首先需要對八類價格指數進行單位根檢驗，單位根檢驗結果見表3和表4。表中檢驗形式(C，T，L)中，C和T分別代表截距項和趨勢性，N表示無該項，L代表滯后階數，這里滯后階數由SIC準則確定。

表3　原序列單位根ADF檢驗結果

表4　一階差分后的序列ADF檢驗結果

從表3和表4的檢驗結果當中，原序列ADF單位根檢驗結果P值均大于0.05，一階差分后的序列ADF檢驗結果P值小于0.05。因此，我們認為八類價格指數序列在顯著性水平為5%的條件下，無法拒絕存在單位根的原假設，即未通過單位根檢驗；但其一階差分序列在顯著性水平為5%的情況下，拒絕存在單位根的原假設，通過單位根檢驗。綜合兩個表的結果我們可以得到所有變量序列均為非平穩的一階單整變量。對于服從I(1)過程的變量，可以進一步做協整檢驗。

2.3共同趨勢檢驗

進行Johansen協整檢驗之前，我們應先確定誤差修正模型的最優滯后階數。本文采用AIC準則先確定VAR模型的最優滯后階數，發現VAR的最優滯后階數為2，如果存在協整關系的話，誤差修正模型的最優滯后階數為1。本文采用跡檢驗和最大特征值檢驗方法，檢驗結果見表5。

表5　Johansen協整檢驗結果

從表5的協整檢驗結果，可以看出跡檢驗和最大特征值檢驗均在5%的顯著性水平下拒絕存在至多1個協整向量的原假設，并且均接受存在至多2個協整向量的原假設。存在2個協整向量說明八類價格指數之間存在6組共同趨勢。所以，Johansen協整檢驗結果表明，八類價格指數時間序列具有共同隨機趨勢，在長期里具有同步性，支持八類價格指數在長期具有共同趨勢的結論。

2.4共同周期檢驗

前文運用協整理論檢驗發現八類價格指數時間序列長期存在共同趨勢，這里使用共同周期理論檢驗八類價格指數短期是否存在共同周期。我們運用一階差分后的變量序列ΔYt與包含一階滯后項和誤差修正項Wt之間做典型相關分析。典型相關的特征值與共特征向量的個數檢驗結果見表6。

表6　共特征向量檢驗結果

表6的共特征向量檢驗結果表明，在5%的顯著性水平下，拒絕存在5個及以上共特征向量的原假設，接受存在4個共特征向量的原假設，即認為存在3個共特征向量關系，也就是說，八類價格指數變量間存在5個共同周期。這說明八類價格指數在短期的波動具有同步性。

綜上所述，在本文考察的研究周期內八類價格指數時間序列既存在共同趨勢又存在共同周期，說明在我國采用總體通貨膨脹CPI中直接剔除食品和能源的核心通貨膨脹是不適用的。

3結論

本文利用我國CPI的八類價格指數，采用共同趨勢和共同周期模型的計量經濟學研究方法，從是否存在共同趨勢和共同周期的角度考察了我國總體通貨膨脹中剔除食品和能源的核心通貨膨脹的適用性。研究得到的主要結論有：(1)構成我國總體CPI的八類消費價格指數中，食品的均值、標準差最大，其次為居住類，交通通訊及服務的均值、標準差最小，這說明食品的漲幅和價格波動幅度最大，居住類商品的漲幅和波動幅度次之，交通通訊及服務的漲幅波動幅度最小。(2)八類消費價格指數存在協整關系，具有長期相似的運動趨勢，長期具有共同趨勢。(3)八類消費價格指數存在共特征向量，短期具有共同的波動周期。(4)因為八類消費價格指數長期存在共趨勢，短期存在共周期，所以我國在總體CPI中采用剔除食品和能源的核心通貨膨脹測算方法是不科學的。侯成琪、龔六堂(2013)通過福利損失貢獻加權法計算出的核心通貨膨脹表明，食品價格的權重為8.8%，大于剔除法的食品價格權重，小于食品在CPI中約1/3左右的權重。這表明貨幣政策對食品等價格的過度反應和不足反應都會帶來更多福利的損失。本文的研究結論與侯成琪、龔六堂(2013)在貨幣政策是否需要對食品價格上漲作出反應這一問題上是一致。

由于剔除食品和能源的核心通貨膨脹度量方法在我國是不科學的，雖然核心通貨膨脹在反映通貨膨脹的長期趨勢方面的優勢已得到世界范圍的認可，并以此作為貨幣政策制定的重要依據，但結合我國的實情，我國官方公布的剔除食品和能源的核心通貨膨脹值并不能很好反映我國通貨膨脹的長期趨勢，因此，中央銀行在制定貨幣政策時，不應只關注官方公布的核心通貨膨脹或CPI，而應同時關注通貨膨脹和核心通貨膨脹，以免使貨幣政策對食品和能源價格上漲反應不足或反應過度。中國貧富差距較大，食品在很多中低收入家庭的支出比重較大，食品價格的較快上漲必然會影響這些家庭的生活質量。既然貨幣政策不應對食品價格的上漲做出過度反應，那么政府可以增加對中低收入家庭食品價格的補貼。

另外，本文的研究也表明，居住類商品也有較大的價格波動幅度。特別是由于近幾年來，我國房地產價格上漲迅速，住房支出在居民生活支出中的比重越來越大。這些變化應該在目前并沒有在我國CPI和核心CPI權重中體現出來。所以，我國CPI和核心CPI的度量也應關注居住類商品價格的變化，以更好反映我國價格的持續變化情況，提高貨幣政策實施的有效性。

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(責任編輯：王平)

Research on Feasibility Test of Core Inflation Excluding Food and Energy

Liu HuiyuanWu Kaiyao

(Shanghai Finance University，Shanghai 201209，China)

〔Abstract〕This paper mainly research on the feasibility for measure of core inflation excluding food and energy by the way of common trend and common cycles.We use monthly data of CPI by category from 2001M1 to 2015M5 in China to test.The conclusion shows that the level and the volatility of food price are maximum in CPI by category,and CPI by category have common trend in long term,have common cycles in short term.So it is not reasonable to measure the core inflation by excluding food and energy in China.This paper further puts forward that the Central Bank of China in the formulation of monetary policy should also pay attention to the official announcement of core inflation and inflation,so as to avoid monetary policy has been less or more aggressive in responding to food and energy hikes.And the measurement of core inflation in China should be concerned with CPI structure.

〔Key words〕core inflation;common trend;common cycles;food;energy

〔中圖分類號〕F82

〔文獻標識碼〕A

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．03．003

作者簡介：劉慧媛，上海金融學院統計與數學學院講師，經濟學博士。研究方向：通貨膨脹與貨幣政策。吳開堯，上海金融學院統計與數學學院講師，經濟學博士。研究方向：經濟環境綜合核算。

基金項目：本文受上海市教委“上海高校青年教師培養資助計劃”(我國商業銀行綠色信貸風險評估方法及應用研究)資助。

收稿日期：2015—12—21