通货膨胀不确定性：模型测度与经济解读

1、经济理论与经济管理 2010年第3期通货膨胀不确定性：模型测度与经济解读李成，马文涛，王彬(西安交通大学经济与金融学院，西安710061)摘 要 通货膨胀的不确定性对宏观经济变量有较大的彩响，本文通过考察我国通货膨 胀对经济稳定的影响发现，通货膨胀不确定性主要对消费有显著形响，对投资和净出口的影响不 明显。我国市场经济转型使得消费对经济发展的影爾越来就大，稳定通货膨胀预期成为经济稳健 运行的重要环节。为此，需要提高政策的可预见性，提高政策的透明度与公信力，完菩货币政策 调控机制，平稳市场供求，实现经济稳定可持续增长。关键词通货膨胀；不确定性；宏观经济中图分类号F821. 5 文献标识码A 文章

2、编号1000596X (2010) 03003807#经济理论与经济管理 2010年第3期#经济理论与经济管理 2010年第3期收稿日期2009-12-28基金项目 教育部应急课题“国际金融危机应对研究” (2009JYJR058)作者简介 李 成(1956-),男，山东济南人，西安交通大学经济与金馳学院金融系主任，教 授，博士生导师，经济学博士；马文涛(1981)，男，湖北宜昌人，西安交通大学经济与金融学院博士研究生； 王 彬(1981-),男，天津市人，西安交通大学经济与金融学院爆士研究生。感谢匿名评审人提岀的修改意见，笔者已作了相应的修改，本文文责自负2009年以来，我国以房地产价格为代

3、表的资 产价格大幅上涨，京沪两市涨幅超过35%,深圳 暴涨100%。曲一线城市激发的房地产涨价潮.迅 速蔓延至二线和三线城市，同时掀起了全国范围的 房地产购买热，人们在涨价预期中寻求购房保值滅 少持币损失，或提前置业避免后期买房的支出增 大，由此引发国内经济的振动。这种现象固然主要 源于流动性过剩适成的供求失衡，但其背后的通货 膨胀预期效应不可忽视。平狄克(Pindyck)和里根(Reagan)等人认 为，通货膨胀的不确定性会通过阻碍长期合约的执 行，或者提高不可逆转投资的期权价值来降低投资 水平；【皿弗里德曼(Friedman)认为，通货膨胀的不确定性在一定程度上与相对价格变得异常升高 相关

4、，削弱了价格机制的资源配置效率。这种观 点得到拜恩和戴维斯(Dyinc and Davi«)以及格里 尔(Grier)等人实证研究的支持。然而，多尔 西和萨特(Dotsey and Sarte)的研究显示，通货 膨胀的不确定性会促使居民提髙预防性储蓄，从而 增大总体投资。尔达和萨尔耶尔(Jorda and Salyer) 指出，通货膨胀的不确定性能够降低名义 利率，有助于经济扩张有证据表明，这种影 响可能与分析方法和数据样本有关，在布勒丹和 丰塔斯(Brcdin and Fountas )对 19572003 年 G7国家的实证分析中得到了体现。桑顿 (Thornton)基于新兴市场

5、经济国家的研究得到类 似结论。也有观点认为，通货膨胀的不确定性 对产出和通货膨胀的彫响可能与中央银行的独立 性相关联。国内研究中，贾俊雪等人揭示了货币增长不 确定性对工业增加值、消费和岀口的影响；:王 凯等人证实通货膨胀不确定性是宏观经济波动的 格兰杰原因。也此类研究中，通货膨胀不确定性 的测度是研究的核心，国内研究多采用ARCH模 型，该方法主要分析变疑的条件方差变动，对条 件均值变动的测度有局限性，而马尔科夫范式转 换模型(Markov regime switching model. MRSM) 能弥补上述不足，同时刻画方差变动与均值 变动。但是，已有的研究对通货膨胀不确定性影响消 费、投

6、资和贸易顺差等宏观经济变量的分析较为罕 见。为此，本文基于宏观经济状态转换，引入时变 参数模型进行实证分析。一、数据选取、模型建立及其估计本文选取1985年1月至2009年7月居民消费 者价格指数CPE数据來源于CEIC数据库。以 CPI月度环比表征通货膨胀变化率，如图1。通货膨胀变化率(%由图1可见，1985年以来，通货膨胀呈现升 降的不同趋势，个別月份(如1994年1月)出现 大于3%的局部峰值。纵观通货膨胀的变化，可分 为5个阶段：第一阶段是1985-1989年，处于历 史高位，达到峰值；第二阶段是1990-1994年， 有所下降，但仍在高位徘徊；第三阶段是1995- 1999年，进入下

7、降通道，渐趋平稳；第四阶段是 2000-2005年，围绕零值波动，变化甚小；第五 阶段是2006年1月一2009年7月，先上升后降， 波动幅度较大。这说明20多年间，我国通货膨胀 发生了结构性变化或有结构性断点，可能存在范式 转换过程。借鉴汉密尔顿(Hamilton)的思想，尝试 发现二阶自回归的两状态马尔科夫范式转换模型 (AR (2) - MRS (2)能较好地刻画我国通货膨 胀，方程如下：兀=庐丄珀-1 为+5丄益-2一丹'+4 讥=0s 辰，&N(0,l)(1)式中，S,为取值为0或1的状态变貳，决定通货 膨胀的状态；S,=0表示通货膨胀率较低；S, = l 表示通货膨

8、胀率较高。5服从马尔科夫过程：Pr(S严=0) = PooPr(S, = l |S,_i =O)=PoiPoo + P“ = lPr(St = l|Sr_1 = l) = PnPr(S,=0|SLi = l) = Pio式(1)显示，通货膨胀均值、标准差以及自 回归系数均在两状态间转变。如果不存在状态转 换，式(1)可以简化为AR (2)模型：Vt=ffoet N(0,1)(2)表1列岀了 MRSM模型和AR (2)模型估计 结果。在式(1)中，通货膨胀高低状态的自回归 系数分别为0+4=0.73, 0+5=0.47,说明 通货膨胀率较高时波动持续性较大，通货膨胀高低 状态的均值分别为“：=1

9、.09%, o=0.10%,标 准差分别为6 = 1.16%和6=0.29%,高状态均 值为低状态的10. 90倍，标准差为低状态的4倍, 即通货膨胀率较高时波动性较大，不确定性也较 高。从计量检验角度看，式(1)对数似然值为一 200.89, AR (2)模型对数似然值为一224.21,对 应似然比统计量(likelihood ratio)为46. 63,该 统计量服从自由度为8的卡方分布，1%显著性水 平下临界值为20. 09,似然比统计量大于临界值, 拒绝零假设：通货膨胀不存在状态转换。这表明， 马尔科夫范式转换MRSM模型比自回归AR (2) 模型能更好地描述通货膨胀的过程，较为准确地

10、测 度通货膨胀的不确定性。参数严0056PooPn似然值SRSM模型0. io 1.09 0 23 ”0. 28 ”0. 24 0.45*0. 29 ”1. 16-0. 84 0. 86 “-200. 896. 444.473. 272 122. 131. 861& 329. 8514.004. 85AR (2) 模型0.49 3.510.47 11.200. 30-6. 730. 52“36.63一-224.21表1马尔科夫范式转换模型（MRSM）和线性模型的估计说明：内是r烧计量；，和分别表示在】, 5%和10%水平下显着。01dcT V 4 z O l.o.a 0 0 O 高通货

11、膨胀变化率1!间 时)80604)20098969492908686依据估计结果，推断通货膨胀的状态概率，包 括滤波概率和平滑概率。图2和图3分别给出了平 滑概率结果。估计结果显示，通货膨胀低状态的持 续概率为0. 84,持续时间为6. 25个月，高状态的 持续概率为0.56,持续时间为3. 13个月，低状态 的持续时间大于髙状态的持续时间。图2高通胀的平滑概率低通货膨胀变化率由图2、图3可知，19851995年，我国通货 膨胀的状态不断转换，每种状态持续时间较短，说 明该期内通货膨胀不确定性较大。此后，通货膨胀 大部分时间稳定在低状态，仅在2004年、2005年 和2008年部分月份出现高状

12、态，这期间恰好是我 国经济发展的过热时期。1995年之前，我国价格改革处于市场化转型 阶段，宏观调控政策变动频繁，政策的不确定性导 致通货膨胀状态反复转换；1995年之后，市场经 济体系逐步确立，宏观调控政策有了较高稳定性。 1998年，中央银行建立了以货币供给量为操作目 标的货币政策调控体系，近年来逐渐向以利率为目 标的间接调控体系过渡，通货膨胀不确定性随之降 低，并在较长时间内保持在低状态。但是，在此期 间宏观经济遭受了内外部的冲击，2004年投资过 热，2007年“流动性过剩”，股票价格上涨，以石 油为代表的大宗商品价格走高，2009年房地产价 格飞涨等，导致通货膨胀出现短暂的高不确定性

13、。 可见，通货膨胀的不确定性主要来源于政策的不稳 定、石油价格上涨等宏观层面的内外生冲击。二、通货膨胀不确定性测度及其经济解读（-）通货膨胀不确定性的测度式（2）的结果显示，通货膨胀标准差和均值 均有两种状态，这说明通货膨胀不确定性不仅包括 标准差的状态转换引起的不确定性，即方差不确定 性CU,还包括均值状态转换带来的不确定性，即 均值不确定性CM。用基于信息集人的条件方差代表/期通货膨 胀不确定性或称总体不确定性UV,并结合埃文斯 和瓦赫特尔（Evans and Wachtel）的研究成果:， 进行如下分解：Var（, I It-i =E Varg 11） |Ir-i式中，E为数学期望算子；

14、Var （）为方差公式； S；为通胀状态；人7为上一1期信息集。式（3将 通货膨胀的总体不确定性UV分解为方差不确定性 CU （右边第一项）和均值不确定性CM （右边第二 项）。埃文斯和瓦赫待尔指岀，方差不确定性仅反映 了未来通货膨胀的冲击，如政策变换、石油价格上涨 等宏观经济层面的冲击，均值不确定性反映了未来通 货膨胀状态的转变，与通货膨胀的预期变化相关卩“ 进一步利用式（2）和式（3）分别测度方差不 确定性CV和均值不确定性CM：EVa心US； ) SVarCxi I m（S； = i I Mi）=PNS = 0|厂（S = 1Ml】）（4）VarE g|S； | L-j=£ E

15、 5 1S： =0一E g |S,=»TPr （S 严 i I L-!）Pr （St=j | 厶一 i） （5） 式（4）显示，用信息集人7下两个状态方差估 计值必和恋的加权平均衡呈方差不确定性，而式均值不确定性0-86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08_6,时间（5）表明，用信息集人-】下两个状态通货膨胀均值 之差平方的数学预期表示均值不确定性。利用上述公 式，可得不确定性测度，如图4、图5、图6所示。图4均值不确定性CM86 88 90 92 94 96 98 00 02 04 06 08 时间图5方差不确定性CH由图4图6可知，1985年1月一2

16、009年7 月的大部分时间里，通货膨胀的方差不确定性CU 与总体不确定性UV较为接近，均值不确定性CM 在大多数时间保持在0. 1%左右，仅在通货膨胀较 高时才明显增大，如在2008年2月，均值不确定 性趋势与总体不确定性一致，均呈现上升趋势。上述结论证实了宏观层面的内外冲击是通货膨0.686 88 90 92 9498 (X)04 06 08图6总体不确定性UV总体不确足性时间胀不确定性的主要来源，同时，也说明高通货膨胀 时不确定性较大。（-）通货膨胀不确定性的影响以两种通货膨胀不确定性（方差不确定性 CV.均值不确定性CM）为基础，运用单方程的 马尔科夫模型，分析通货膨胀不确定性对我国消

17、费、投资以及净出口波动的影响。本文以全社会零售商品总额表征消费C,以城 镇固定资产投资表征投资7,以净出口表征贸易顺 差NX,数据来于CEIC数据库。受上述数据样本 限制.选取分析区间为1995年1月一2009年7 月。利用前述通货膨胀环比，得到以1985年1月 为基期的CPI定基比，以此序列表征GDP平滅指 数，对消费、投资和贸易顺差数据进行平减，得到 实际值，经过季节性调整和HP滤波处理，可得变 量的波动部分。前述分析已证实通货膨胀存在高低两种状态。 一般而言，通货膨胀较高时，宏观经济增长较快, 偏离均衡路径较远，经济波动幅度较大；通货膨胀 较低时，宏观经济增长缓慢，接近均衡路径，经济 波

18、动幅度较小。据此，笔者认为，宏观变量波动也 存在两种状态，一种是波动幅度较大的状态（高波 动状态），一种是波动幅度较小的状态（低波动状 态），当宏观经济处于不同状态时，通货膨胀不确 定性对宏观经济波动的影响有所差异。依据林 （Lam）的思路“】，设定如下模型：Mt = Cs, +aStCV,+eSf （6）式中，eSt=aSlt, &N （0, 1）。S,代表取值为1 或0的状态变量，代表了宏观经济波动的状态，对 应如下的马尔科夫过程：gn=Pr(St = l |S,-i = l)(71o=Pr(Sf = O|S/-1 =1)qn+q】o = lgg=Pr(S' = 0S,_i

19、 =0)Qoi =Pr(S, = 11 S,-i =0)Qoo +q(n = 1式(6)中，确定宏观经济波动状态的依据是扰动 项的标准差估计值心，如果某状态下该标准差值 越大，说明该状态是高波动状态；反之，为低波动 状态。该模型为一般化的时变参数模型，共4个时 变参数，包括會数项Cs,通胀不确定性的影响系 数as,和风,，以及扰动项标准差。s,。M代表宏观 变量(消费、投资以及贸易顺差)的波动部分。对 比分析中，引人非时变参数：M严 G +g CV, + 向 CM +g(7)式中，6二匕N (0, 1)。为避免伪回归， 对分析变議进行单位根检验，见表2。表2变的ADF单位根检验变量捡脸形式1%

20、临界值ADFL计量结论C(004)-2. 57-2. 87平稳I(004)-2. 57-3.91平稳NX(004)-2.57-4. 13平穗CV(C00)3 46一&81平稳CM(000)-2. 57-7 11平稳说明：检验形式括号内分别为常数项、趋势项以及最 大滞后阶数。表2结果表明，在1%显著性水平下所有分析 变量均平稳，可用于分析。式(6)和式(7)的具 体估计结果分别列于表3和表4中。可用似然比统 计童LR (likelihood ratio)判断上述两类模型的优 劣，该统计量服从自由度为8的卡方分布。从表3和表4的对比分析看，在消费C、投资 /以及贸易顺差NX的波动方程中，L

21、R统计量分 别为68.06, 40.94, 83. 83,均大于1%显着性水 平下临界值20.09,表明时变参数式(6)优于非 时变参数式(7),即前者能更好地刻画通货膨胀不 确定性对宏观交量波动的影响。由表3可见，所有 宏观经济变ft在St = l状念时标准差6均大于 S = 0时的标准差,说明S, = I为高波动状态， S = 0为低波动状态。在时变参数的消费波动方程中，消费处于高波 动和低波动状态的持续概率分别为0. 92和0.31, 持续时间分别为12. 5个月和1.47个月，说明消费 处于高波动状态的时间大约在1年左右，长于低波 动状态；方差不确定性和均值不确定性均显著影响 消费波动

22、，与前面的推测一致。系数大小与宏观经 济状态有关，当宏观经挤处于髙波动状态时，影响 系数分别为1.45和一4. 71,低波动状态时分别为 0.91和一4.52,可见，宏观层面外生冲击所引起 的方差不碗定性会加剧消费波动，而与人们对未来 通货膨胀预期变动相关的均值不确定性抑制消费波 动。其原因可能是，当人们调整通货膨胀预期时， 对宏观经济判断的不确定性增加，预防性动机使得 消费更加谨慎，而各种影响宏观经济的外生冲击 (如石油价格冲击等)对通货膨胀的影响是随机的， 无法准确地预测，只能被动调整消费行为使得消费 波动增大。此外，高波动状态时的影响系数绝对值 大于低波动状态，表明宏观经济波动越大，通货

23、膨 胀不确定性对消费的影响亦越大，可能反映宏观经 济波动较大时受到的各种冲击也较大。从时变参数的投资和贸易顺差波动方程看，两 者处于高波动状态的持续概率分别为0. 96和 0.91,持续时间分别为25个月和11. 11个月，与 消费波动相比，投资高波动状态持续时间长于消费 的高波动状态持续时间，贸易顺差持续时间短于消 费波动持续时间。处于低波动状态的持续概率分别 为0.13和0.58,持续时间分别为1.15个月和 2.38个月。与消费波动相比，投资的低波动持续 时间短于消费的低波动持续时间，贸易顺差的低波 动持续时间长于消费的低波动持续时间。表明投资 高波动状态持续时间最长，贸易顺差的低波动持

24、续 时间最长。沈通货膨胀不确定性对两者的影响而 言，除低波动状态时方差不确定性对贸易顺差波动 有显著影响之外，在其他情形下，均值不确定性和 方差不确定性对两者波动无显著影响。整体上，通 货膨胀不确定性对投资波动和贸易顺差波动影响不 显着。事实上，通货膨胀不确定性分别通过利率和 汇率变动来影响投资和贸易顺差。目前我国的利率 市场化体系尚未完全建立，且投资主要被国有以及 国有控股企业所主导，并存在预算软约束等问题， 上述因素使得投资对利率并不敏感。在2005年汇 改之前，我国实际执行的是单一钉住美元的汇率制 度，汇率浮动幅度的上限为千分之三。汇改之后， 我国实施了以市场供给为基础，参考一篮子货币进

25、 行调节、有管理的厚动汇率制度，浮动幅度的上限 虽由千分之三扩大至千分之五，但是浮动区间依然 相对狭窄，在这样的汇率制度安排下，通货膨胀不 确定性对汇率的影响有限，或者说汇率对通货膨胀 的变动不敏感，从而使得通货膨胀不确定性对贸易 顺差的影响并不显著。可见，通货膨胀不确定性仅对消费波动有显著影 响，对投资波动和贸易顺差波动无明显影响。具体 看，通货膨胀预期改变的不确定性能够抑制消费波 动，而宏观层面所引发的不确定性会增大消费波动。43经济理论与经济管理 2010年第3期#经济理论与经济管理 2010年第3期表3时变参数模型式（6）的估计结果变童1 GCo6do為6g<7nqg似然值C2.

26、 56-2. 66-2. 47 7 32L45 4 950.91-1. 98-4. 71-1. 85-4. 52aCl. 780. 87 12 650. 67"C2.010. 92 ”7. 66031”Cl. 94-224. 40I-2 280. 837.46 0. 831.24 0. 834. 741.06-3. 780 535. 02 Cl. 183. 82*1.801.57 9 940. 96- 1. 880. 13 ”2 6一38& 40NX-38. 270. 9522.6 0. 86-12. 69Co. 6121. 35 3. 6457. 02CO. 9146. 9

27、11.5149. 42 5. 8814.02 3.610.91w3. 250. 58 1.75-836. 90说明；内是/充计量；”，和分别表示在1%, 5%和10%水下显著，表4同。#经济理论与经济管理 2010年第3期#经济理论与经济管理 2010年第3期表4非时变参数揍型式（7）的OLS估计结果变曼GQ1可决系數DW 统计受对数 似然值C182 “2 69_0632 261.74*1.880. 551.90一25& 44I-3.46 C1.781.091.354. 27 1.5310. 231. 33-442. 06NX11.971.4414.400.181. 18一 878.

28、830. 52ro. is0. 47三、结论及政策含义本文利用马尔科夫范式转换模型进行实证分 析，得到了如下基本结论：（1）1985年1月一2009年7月，我国通货膨胀 变化率存在状态转换。1995年之前通货膨胀状态转 换显苦R频繁，之后的大部分时间内处于较低水平。（2）通货膨胀的不确定性反映了宏观经济层面 内外生冲击，以及未来通货膨胀预期的改变。在大 部分时间，方差不确定性可近似表征总体不确定 性，均值不确定性仪在通货膨胀较高时显著。（3）无论宏观经济处于何种状态，方差不确定性 和均值不确定性仅对消费波动冇显着影响，对投资、 贸易顺差无显著影响。在不同宏观经济状态下，通货 膨胀不确定性对消费

29、影响有差异，说明通货膨胀不确 定性对宏观经济波动的影响主要体现在消费上，反映 了居民消费决策时考虑了通货膨胀变动的不确定性。基于上述结论，笔者提出以下政策建议：第一，宏观调控政策应保持平稳性和连续性。 稳定的经济政策能够降低公众和政府间的信息不对 称程度，避免政策反复引起预期的偏差，减少通货 膨胀不确定性对微观行为的影响。第二，扩大政策透明度稳定市场供求。较高的 政策透明度和较强的政策连续性，有助于消费者获 取更多的信息，稳定通货膨胀预期，降低对居民消 费的影响。第三，提高宏观调控政策的可预见性。经济一体 化使得内外部冲击对宏观经济的影响增大，识别各种 潜在的冲击，适度调整政策的前瞻性和导向性

30、，对于 降低宏观经济发展的不确定性有积极作用。第四，完善货币政策的宏观调控机制。通货膨胀 目标制是滅少通货膨胀不确定性、稳定通货膨胀预期 的较好政策框架，应着力提高中央银行的独立性，培 仔有效的金融市场传导机制.健全货币政策操作的透 明性和可计量性，引导微观个体对货币政策形成合理 预期，减少通货膨胀不确定性对经济的负面影响。#经济理论与经济管理 2010年第3期#经济理论与经济管理 2010年第3期参考文献Ll J R- Pindyck. Irreversibility, Uncertainty» and Investment JJournal of Economic literat

31、ure, 1991» (29)#经济理论与经济管理 2010年第3期2 P. Reagan» R. Stulz. Contracting Costs, Inflation, and Relative Price Variability J Journal of Money Credit and Banking, 1993, 25 (3)3 M. Friedman. Inflation and Unemployment JJ Journal of Political Economy. 1977, 85 (2) 4 J Byrne P Davis Permanent Tempo

32、rary Inflation Uncertainly and Investment in United States J Economics Letter, 20049 (85) 5 R Grier, K. Grier. On Real Effects of Inflation and Inflation Uncertainty in Mexico JJ Journal of Development E- conomicst 2006* (80) 6 N4 Dotsey, P Sarte. Inflation Uncertainty and Growth in a Cash-in-Advanc

33、e EconomyJJournal of Monetary E- conomics> 2000, 45 (3)7 ° Jordd. K Salyer. Response of Term Rates to Monetary Policy Uncertainty J Review of Economic Dynamics» 2003, (6)8 D. Brecin, S. Fountas. Macroeconomic Uncertainty and Performance： Are They Related J Manchester Shook 2005. (73).9

34、J. Thorton. The Relationship between Inflation and Inflation Uncertainty in Emerging Market Economies J Southern Economic JournaL 2007, 73 (4)10 & Fountas, A loannidis. M Karanasos Inflation. Inflation Uncertainty Common European Monetary Policy Z National University of Ireland Galway Working Pa

35、per No. 54> 2001.11 贾俊舌.郭庆旺.曹勇刚.中国货币增坟的不确定性及其对宏規经济的影响J 中国软科学 2006. (11).12 王飢，庞友.貨币供应量、通货眇胀不确定性与经济增长J山西财经大学学报.2008 30 (7)13 J. Hamilton. Time Series Analysis M New York： Princeton University Press» 1994.14 M Evans« P Wachtel. Inflation Regimes Sources of Inflation Uncertainty 口 Journal of Money t Credit and Banki