中国通货膨胀的动态特征研究

201 年1第7

期

中国通货膨的动胀态征特究

何启志 范研来从

*

容内要： 提现有度测胀通性惯的用模型常是仅含自滞后身因的自子归回模 型 该，型模 能不有反效通胀映期预波动和性通对惯 胀 性的 影 响。 本 文 在 回自 归模 基型 上础， 建了构一个包 通胀惯含性、 学型预期和习波动特性征 的 通 动胀 态模型 。该 动 态 模 型 从 均 值 和波 项动个方面反两了我映国胀水通的平动态化趋变势和特征。 针 上述对模不能有型效反映 胀通状态体变制的缺点， 化本还文入 引Mraokv 制机换转型模来测我国通胀度平的水态状 移转特征。 利 用分数位归方回法下自回归的模 、 型文本建的通构胀态模动 型 以及 Marko v 制转化机模型证实究研我了通国胀的动态特 征 。 分 析表 明： 我国 通 胀水 平具 有较 强的 惯 性 特；征通 胀性惯的成形理机比复较杂， 习 学 预型期 只 能部 分 解释通 胀 惯性 通 胀；水 平 状的转移时态比间较长；通胀水平 其与动波性有正向着的关系。 关键 ：词 货膨通胀 货通膨胀性 惯学习型预期机 转制换货 币策

一 、引

政言

保持价物定是稳国各央银中行的最主要标目之一 ，通货 膨 胀 问题 一 直 都 是 各国 货 币 政 策 所 关 通从惯胀 性 、学型习期预、 波性动征特及机以制 转 化等角 度 研究 货 膨通胀 动 态 变化 的核注心问题，特 对征合确定通理货胀膨标 目 、有效引导货膨胀通走， 以势正及确定制有效和执一国宏行经济观政我国 物 水价平 虽 然 总 体 比还较 但低 是持 续 走 高， 策都社有非常具重的要意义。 尤其 20 1 年0以，来会公 众货通膨胀期预较比， 强调控货膨通也胀我是政国府今后 一个 时 期的 工 重 作点 一之 。在 这 背景下种 研究我国通货，膨动胀态征特 ，解了我国通膨货胀性程度惯高 、低惯性的来 源什是么 引，入学 习型预期和通膨胀货动性后通波货膨惯胀特征性是否化，变 着有重的现要实理论和义 。意 通货胀惯膨是通性货膨胀动变化的态重要特征一，之国外很 多学研者了通货究膨惯胀性题 。问Fuhr er （195 9 ）为认性是惯指当个一变 量受 到 扰动 时 偏，离其平均平相水当时长期趋 势的。 历 从 史看， 上通当膨胀货率离偏了货币局期望的比率时， 当常通需要几 个 季度 或者 几 年 ， 而不是几或周 个几才能月回到期返比率望，并 指经常出用来量通货膨胀惯性衡方的法是胀率通自相的函关 数，当然 通率与其胀他经变济量的关系也 可 以用来 表 现 性惯 。 eLvi n＆ iPge （ r2040） 基 于 变单量 自 回 归 模 型 运，用统传和叶斯计贝 量经 济 学实 证研

究 了 十二 个 工 业 家 的 国 货通 膨 惯 胀 特 征性。 O'R eill ＆yW heln a（2 05 ） 分0别基单变于量自回模型归和 含包 其它 变 量的自 回 归 模 型， 分 析 了 自 9170 年 来以欧 元通区膨胀的经济计货过程量对 时 的 间稳 定性 ， 特关注别谓惯所性数的参为行 滞（因后量变 系数总的和） ，证结实果表惯明性参数的全本样计估一都般接近 1。 eCchettic＆ D eeblle 2（006 通）通 货膨过胀因素过单研程了美究国 法国、等 19 国家个的货膨通胀性惯题 问。Z hna （g2008 ） 过通变量单自 回模型研归究了国美 大 通 胀六 系列的 惯性 问 题 。Z ahng＆ lCvoi （ s029 ）0基 单 于 量 变自回 归

* 何启模志 南京大学经，济学院 、安徽财大学金融经院， 邮学编政：码21 093 ，0电子信：箱 1953643654 7@ 16.3c m o；范 从 来，南京

学大济学院经，电子 信箱：f acl@nn j．ued ．ucn 。作者 谢感家社会国学基金科目项 （1 1JC0Y8 ） 0及以苏省优江学势科建工设程的 助资； 谢感匿审稿名的宝人建议贵 文，责自 负

。

91

何

启 、 志范来：从中国通 货膨的胀态动征特研究

型，

用结构稳定利性验检和位数无中偏计估法对中方国的民居 消 费价 和 格商品 零售 价 格 的通 胀 惯性 行了进证研实， 并究过包通含 其它 变 量 的 自回 模 型 对 归中 国通 货 膨 胀 性 进 惯 了 行 感 敏性分 析 还。一些有者研学了究预因期素通对膨货惯胀性的影， 大多数研响究如 Milan i（20 05 ，20a05b） 认， 为有只理在性期预， 通下膨货惯性系胀才显著， 而数学习用预型期 代替 理 性 预期 ， 后通货胀膨惯性系 不显著，数 这明学表习行是为货通膨惯性胀主的要源 来 相对而。， 国言内只少量学者有研了中国究通货膨的胀惯问性 。 题张思成 （0028 ）于基自回 归模 型和H asnn e（199 9 ）的“格拔靴点” 法对中 国 费消者 价 指格 数 通胀 率 、 零 售品商价指数通格率和 胀DG P减平指数通率的胀惯性特进 征行了 分析， 其 证 结实果 表 明 中 国 通 货 胀膨 惯性 比 较强 ，并 为认 币货当局高度要注高通胀惯性关政策效果的对响影 但，没是有 分 析 国中 通胀 惯 性 的特 殊机 理 而。 通在膨胀货期预方，面 内国很有重要的多文献，如 陈彦斌 2（080） 、 杨继生 （2009 ） 等 。 现预期有究研 有的用调采查问卷式，方 如彦陈（斌2 008 ）， 但是 查调卷问式一方面方据获得比数困难， 另较一面方 具有也定一的偶然性。 有的采用理 预性期， 性预理的期假 设 过 苛 刻， 而 于 且数据 也 能 直 接不得 到。 继杨（生2 090） 了用一种简化处理方， 法即将 期t通的胀性预理期 t用 +

1 的通胀期率代替 。 该方来 期t往往不并知道t + 1期的实 通际率胀。 学习型预期可 以服克上 面实证究研，时法也有 些一不，足 期方预法的限性，局社会 公根 众 过 去 据的知 识 形 成 对 将 来通 货 胀 膨的预 期， 并且 着新信随息获的 学能力习增强，的 不断更通货膨胀预新期 所，本以研究文学习 预 型期以 及 对它 货 膨通胀 性惯 的 得 ，响影 。通货 膨胀动特征态有还一个 重 要 方面， 那就是 通 货 膨 波 动 性胀 的 大 ， 在一篇小创开性论的文 Firdmaen （ 9177 ）为认， 200 8 。 ）后随外很国多通货 胀膨水平将增高大货通膨胀动性波 （hornTot n，中 ， 代 表 性 论文 是hTrnootn （2 00 ，2007 ） 。 8者学研究了通货膨胀 水 平 与通货 胀 波 动 膨性 之间 的 关 系 T，hrntoo n（ 0207，20 80） 利用 AGCH R模和 型rGnaegr 果关系检因研究了验货膨通水平胀通与货胀 膨其证结果实支了弗持德曼里结的论 。 赵留彦 、王一鸣 、 蔡 婧（20 5 0） 通还马过 波动尔性间之的关系， 夫域变模柯研究型通货膨了胀水平不确定性与关的系 ，证实表明 通 高胀 水 伴平随 大着的 通 胀 不确 定 。 性GACHR 模型虽可然度量通货以膨水胀的平动波，性 是不但刻画不同性能残差质对动波性 非的对称响影 而，TG RACH 型模于由入了引杆杠效，应可 以有效度不测同质残差性对动波性 的 非对所 本文将以分别过 通TARCHG模 型和 aMrokv 机制转 化模 型来实 证 研 究我 国通 货 膨 胀 波 称影，响 性动及以其通与膨胀货水之间平关系 。的总 ， 之现有于关通货胀惯性膨的究中， 研要仅么助借于只含通膨胀货身自后因子滞自回的归 要么借模助于有其含宏他观经济量变模的 型 。显然很含只 通 货 膨胀 自 滞 后 因 身子 自的 回 归模型 ，型由 模型于过于简， 单意义其到受一的局定性限。 而含其有宏他观 经 变 量 的 多 济 变量 模 虽 型然能 更全 面测地通货度膨惯性，胀但是究 选取竟些宏哪经观济量变也是一个争议的问有题 ；外在另用利 有含其他观宏经济量的变变量多型模研究未来的通货胀动态变 化膨特 时征， 应其他宏观经济相变量 预的也是测个问题， 甚一比至通膨胀货身自预还困难 。测所 以 文本 只以含 通 货 膨 胀 自身 滞 后 因子通 通货膨过胀身数据自形成学习预型和期动性特波，征构 建了一个包通含 的自回胀归型为基础，模惯 性 学、习预型和波动性期特的征通动态胀模， 型动态模该从均型和波值动项个两方面映了反我 国通货胀膨平水动的态变趋化和势特征。 上 面构的建型一模方保面持了统传方法简的洁性 因，为 模该型 虽 然

引 入 学习 型预期 和波 动 性 另方面比传一统模又型多了期预波和动性素，因从而 以可更效地有映 反征但特是还单是变模量型 我，国货通胀膨度因测子惯的性等态动化变特 。征但 是该型模 有 一个局 性限， 不能有效反即映货通1 88 ） 提出一9个模拟体变化制的法方 膨胀状，体态制的变化。 H maitlon（ 199 8 将一，个自归回数参 为视一离个散状的马态可夫尔程过结果 。的通 膨胀率可能货会发偶生然的、 散离的变化 假，定计量经9

2

2

11 0年第 7 期

济

家不能直接学测观些变这化， 是必须但要据观察到的系根列行 为 它 们对是 否 及以何 可 时 能 生发绘 制概率推 。 理Hmialto （ 1n98 ）9 通 一过个 非 线性 代迭 过滤器 形 式提 一出个 绘 制 种 这概 率推理 的“折转 ” 的正点式统计识，别 数 算是法 。Hmialot （ 1n99 81，88 ）9 法也能被算视时为间列“转序点 折” 据成过生程生与来的一俱结个构的事件 性。 为了状从态移的角度测转我度国货通胀测度因膨子 的性特征， 惯文本将利用Ham ltion（ 1899 ，198 ） 的马尔可8过夫机制程换转模来研型究我国 货通 膨 水胀的平状态转移特以及通征膨货胀平水与货通膨波胀性之间的动系关。 本文以部下分的结安构排如下 ：二部第是分型模 的构 建和 数 据 的选 取。介 绍 了经 常 被 用 来 测 本文构的建包含通胀性 、惯学 型习期和预动性特征波通胀的态模动以型度 通胀惯的自性回归型模、 及Ham itoln （9819，19 88） 的Mar kv 机o制化模型 转 。 第三 部分 是 实 证 分 析 。分 别 于 分 位 基 数 归回 方法下自回的归模型 、 包含通惯性 胀 、学习型 预 期 波 动和 特 征 性的 通 胀 动态模 以 及型M rkova 机制 化模型实转研究了证国通我货膨胀动态的变特化 。征第四 分部是通实证研究过到得的主结论和 政策建议要。

二

、 型的模构和数据的选建取

（ 一）通货 胀惯性测度的一膨模型 般000 ；2Wi lil ， 20s3 0 一般）使用下面基本回 在自有已测度通货胀惯性的膨标文献准（ 如中Tay lro ， 208 ） 0 归模：型来度测货膨胀通惯性（ 成张思，cpi t= c α +（l ）cp it－ 1 + εtc 常是数项，ε t代随表机差误项α ， （l） = 1α α+2 L + … α+n L 其 c中pit 代通货膨表水胀平， 后算，α子 +1α 2+ + … nα是通胀 惯性的测度标 指 。成思张 200（8 进）一步认若直为对接式（ 1） 回归 可 ，能存 在 的 共线 性会 使 估计 结果 不 准确 从 。将而式（1 ） 变 为形

：n－1

（ 1 ）

n－ 1

表

滞

示c

p ti= c +ρ cpi t －1 +

∑

 Δc pi

k k=1

－t

k +εt

（ 2

）其

Δ中c pi t－ k =cpi t k －－c p i － tk－ 1

。 方一， 式面 （2 ） 的中系数 ρ 就通是惯胀性数，系即 等于 1（ 式）中个 滞后各项的系数 。和 一另方， 在式（面 1 ）存中在共性线， 较准时确的估结计能够根据式（ 2 ）果获得（ 张 002 ）8。 下在文中 ，成， 思我称方们（程 ）2为 货膨胀惯通测性的一度模般 。型在参 估计方法数上， 既以可用利普通小二乘最估计，又 可以 利 用 分位 估 计数 法方，具体在 面 的实证后究研中绍 。介（ 二 ）包含通胀惯性 、 期和预动性特征的波通动胀态型 模虽然（式 2 ） 以可来用验我国证通膨货胀的性惯特征 但是式（，2 ） 仅含有自身仅后滞项 即便，不 在通膨胀水平货该应还预期水平受以及动性波平的影响水。 本文 在 包括关相观宏济经变的情况下，量仅仅利 用货通膨水平自身胀据数的基上， 构础建下以的包含胀通惯 性 、预期和波动特征的通胀性动态模 ，型 该态动模型从均和值波项动个方面反两了映我通国膨胀货水的平态变动趋势和化征特。

n－1

cipt = α + βcpi t－1

+

θ Δ∑cpi

k k 1=2 t 1

－t－k

χ+ Et（ c pi + t 1 ）+ δσt + ε

t（3） 4）（

2

ε t/ It － 1 GED （ ～0 σt ， ，υ）

σ n－

12

t

=  φε

++ ε

γ

2t －

1

Γ t －1 +λσ

t 21－

（）5

公（式3 ） 反 的映是我通国货 膨 胀 水平的 值均 项， 均该值项要主从个三面反映方我国了货膨通胀 平水：其 是 一 βcipt 1 +－

∑

Δθcp

i kk =

1t

－

，k映反的是胀惯性通 参， β 数反的是我映国通货膨水胀平惯的 3

9

何

志 启、 范从：来中 国通货膨的胀态特动征研

究

大小性 其；二是χE t （ cp i +t 1 ） ， 表通代胀预， 参数期 χ映反了通胀预期对货膨胀通水影响程平；度其三 是 δσ ，t 反的是映通膨货水平波胀性， 动数 参 δ映了反胀通波性动对通膨胀货水影平响程度。 公（式4 ） 反的映是该模的型残分布差， 本文采 用EGD分 布 该。 布分 的概 率 密 函度 数 为 ： （ ξ f t）v ex － = pλ

2

(

12

ξ t λ /Γ（ 1 v/）

v

1 +

（ 1/ v）

)，

2 －

（2 v Γ是玛函伽数， λ=

［

1）

－－1

1－1 / 2 （Γ v ） （ 3/v ） ］ 。 该布分比态分布复正杂，

不包仅括了态正布的情分（形当 v 2 =时）， 还 以可表比示态正布分厚的情形（ v ＜ 2 ） ， 比 态正布薄 分199 6 ） 。情形的 （ ＞v2 ）（ Morga ，n 公式 （5 ） 反 映 的是 货 膨通 胀 平水的 波 动项， 本 文采 用 GTRCH A 型模（ lostGen te a l，919 ；3 Zkoaain 19，49） Γ t。－ 1是 个一拟虚量变或指者 变 示，量 反以 不 映 性 同质残 差 对 差 的方影 响 当。ε t － ＜10 时 ，tΓ 1－= 1，否则 Γ － 1t =0 。 若 称ε t － 1＜ 0为

负冲击， εt － ＞10 为冲击正 则，负冲击对方的影差响为 φ γ， +正而冲击方差的对影响 为 φ 一般来说， 当， γ 0 时＞ 称之为，杠效杆应。 在上面构 建的我国通膨货动 胀 变态 化模 型 中， 关 键和 难 点是 通 货膨 胀 预 期 项 E t c（ip +t 1）的 估 计。 本文 拟别采用分理性期预和习型预期学。 对 于理性期我们与杨继生 预（ 0029） 一， 利样用一 期真实下的货通胀膨水来代替 平 对于。习型学期我预采用递归们型习算学法 。定假场参市与虽者然 但他是会们像济经量计者学样一估一个计济模型， 经且并具 知道不全完正确的通货胀膨态动型模，有 学 习能 力， 不 断根 据 能获 得 的新信 息 调 模整型 ，并 据根新 的模 型 形 成预 期（ ilaMin， 020a5 ， 025b0） 。 个这济模型可经以为包其 他含 宏观经 济 变 量 的 多 因素 模型 ， 是 从 但预 角测 度， 多很研 都表究仅仅包明通货含胀滞后因子的膨因单模型预测素能力最 ， 也好就是说在仅仅包通含货胀膨 滞后因子的因单素预测模中型加入关经相变量济并能提不高 预 测能 力 。 同 时宏 观 经 济 变 量 比较 ，多 究竟入哪加一个宏经济观量变 具有一 定 的 意 随，性另外 相经济变量关数据获得也是一个的问题 所。以， 为单简 本文，假定场参与者利用如市的单下量变模作 型为 学 模 型习来 形 成 他 们 的通 胀 预 期，同时 着随据的数新， 更断不新更他们对变单量模型估的，计并 以新模型的更改他们来通货膨对胀 2的05 ；0M ilani 20，05a ，025b0 ：）预期（ P rseon t， pc ti= α0 ，t + α， 1 cpi t － 1t+ ε tα =t αt－ 1+ tR

) －1

－ 1 t1－

（6） （ ）7（ ）8

X

t（ cpi －tX' t tα－ 1

)）

)

R

t = R t －1+ t－ 1 （X t 1 X' t－ － －1 Rt － ） 1了系随数着间时的移而推断更不的新程 。

式（ 6 ） 是市过参场者与通过货膨胀水平滞通值后来预测通货胀膨平的水型 ，模式 （7） 和（8 ）映 反与 Milnai（ 020a 5，025b ）0一 ， 样定市假参 场 与 者 在 时期t 形 成 预 时期 只能 接 到 t － 1 期 触的信 ^^ 息 ，因此 该应 E用 －t 1代替 E t 。 利用 （式 6 ）行迭代进可得以到如下公（式 Mlanii， 2050a，200 5 ） b：2 ^

t 1 （－ ci pt+ 1 =）E t^－ ［ E1α0 t +，1 + 1α ， t+1 cp i + εt t +1］ = α 0 t ，－1 1（ +α 1，t － 1） α+1 ，t－ 1 pc t i －

（1 9）

具实证研体究，时 首通过学先习式公（6 —8 ）算出时计系数变（ α 0， α， 然后再根据公式1（ 9） t ，t） '， 计算基于出市场参者与习能力的通货膨胀学期 。 预 三（ M）rkov 机a转化模型制珓 918 ）9 令n 代t表间时序列y 下若

式成立， 则称n t 从服Ma rovk 势趋（Ha mltoin ， t 的趋势素，因 tn =1αs t α0 + n +t－ 1 （0 1 19）98 ） ： 中其 t s= 0者 或 代表1系的统不可测的状态观① 。 状态 之的转换间满足式下（ amHitonl ，

①

918 ） 。9大写字母 表代随变机， 小量字母代表写定的实特现 （aHmitonl，

9

20411年 第7

期P

S t[= 1 S t －1 = ] 1= p，P [ S t = 0 St － =11 ] =1 －p P ； [ St = 0 St 1 － = ]0= q， P S[t = 1S t － 1 = 0] = 1 － ．q

1（ ）

1 Hamil珓otn（ 1899 ， 198 8）将 n t与 其随机它程过系联来 。 起设定特时序列间y t 表可为示：珓 珓 y（ 12 ） t = tn +z t珓 tz －珓 tz－1 = （1 珓 z －1 － t 珓 tz－2 ） + 2 （珓 tz－2 －珓z －3t ）+… +  r （ 珓 z －r t － zt －珓（ r +1 ）） （+ω1 st +ω ） ε t0（ 13 ） 1） ， 其中 ε t ～ ．i ．i d． N（ 0 ， 式（对 21 ）差分改并式（ 写1 3 ）可得到以 y：t = 1α st + 0α + z t ，z = t 1 zt 1－ + 2z t －2 +… +r z t － r + ω1（ st + ω 0 ε t） 珓珓 z t= 珓zt － 珓zt 1 。 －中其 t y =y t－ y t－ 1 ，通 过移和迭代项，公 （ 式1 ） 4还可以写简化成形式 y ： t μ（－ S t ）= 1（ y －t1 －μ（ S t－1 ） ） 2+（ y －2t － （ S t －2 μ ） + …）+ r（ y －tr － μ（ S t－ ） r +） （σ St ）εt （ 1 5 ）当s t 1= 时 ，μ （ S ） =t 1 =μ α + 01α ，σ（ St ）= 1σ= ω 0+ ω 1 当 s；t = 时， 0 （μ S ）t= 2μ α0= ，σ（S ） t=σ 2 ω= 0。 反 映不了体同（ 制态状）下， 间时列序y t的 值均水和平动波水平性。 Hamliotn（ 9198， 1 889） 具 给 出体 了 参 数的 极 大 似 然 计估方 法， 详 步 细骤见 aHmltoin （ 1899， 189 8）。 知未参数 θ （ = μ1 ， p ，， q… μ2，， σ ， σ1 ， 1 ， 22，  ）r可 通以数值过最化下面的样大条本件对数 似然函数得求

：T

（ 1

）

4ln

f yT［ ， y T －1， ， y r… y r－1 y，r 2－， … y0 ， ] = 四）（数 选取

据

∑ lnf [ y

=tr

ty t－ 1， y t 2－ ， …， 0 ]

（y 1 ）

本6文取应选用广最泛居的消费民格价数指 ，同时为了 避于关通膨胀水货平的测有度多种标， 指免节波动和季据数得性，可 们采用我度月比增同率数长据 用 ，cip 示 表 。时跨度间 是9109年 月到120 01年 8月，一 共 428个 据数 ，据来源数中是经统网数据库计和讯宏观数据网，与数 处理据软件分 aMtab7l以及 auGss 。8别是 EV iews6、 图1 显 示 了我 国 月度 cp i 从19 0 9 年到2010 年动的变 态化趋 势 。 从图 1 可 以看 出近2 0 年来我 国cp i的 变 化幅度 比 较 大 19，9 0和1991 年我国 货膨通水平胀基还本 4% 在下， 但以 从9921 年 始开

， 国我通货膨胀水急平剧上 ，升并 于 199 年末达4最高点到 这时，我国通 出现严货的通货重膨膨胀 平 高水 达27%左 右，胀， 后此又急 下 剧，降于 9197年 初 回 到4%以 下，随 后续继 降下 其 ，中19 9 8 年 至200 0 初年甚 持至出现负的通货膨胀水续平 随，后直一 2007到 年初基本都在4% 下小幅以度动， 波随后

1图 国我通膨胀货平动态水变趋势化 （9190 2—010）

通货膨胀

平水又现较出大 幅度的 上涨 ，于2 00 年8初 达 到 新 的 点， 高大 约 8 左%右， 随后又一 下路 降， 20于09年 旬达中最到低点－ 2 左右， %接下 来 一 到 2直001 年 月8，通 货 胀 膨 水 平 又持 续上升 ，20 1 0年8 月 我国通膨胀货平水经达到 已3. %5， 有并继续上的升趋势 。总 的来说 我，国货膨通胀平具有较强的持水续性，本 期 具 有较 的高通 货 膨 胀水 平 一般，一下 期95

何志启 、 从范来 中国通：货胀的动态膨特征研究

往

往具有也较高通的膨货水胀平 ，是从较但时长来看期 通，货胀膨平又水有高低替的动态变化特 征。

交

、三证分析实

（一） 于基回归模自型分位和数的法研究 我首们先采自回归用模型 2 ）（来 究 我 国研 的 通 胀 性惯 。宏观 经 济 中 滞 后 效 应 一般 2在 内年，由于 文本取月度选数据 所以，采最用大滞后为 2项4 以，充测度分间时后滞应效 ，采用并“近系数 渐 ”方法 的 即首。用包先含直到 后滞 2 阶 的4 所有 后 滞 进项 回行归， 然 后到找系显著的最数大滞后 项，数 系数显著该最 大 的滞 后 项数 即为 最优 滞后 项数 。 本文 种各 方 下 法得到 的 最 优滞 后 项 都 是 1数 ，3 后最用包含直该到最优后项数的所有滞滞后项行进归回（ 们也取我 21为 最 大滞 项 进 行 了 后计算 ，终计最算果和结最大滞项后 为2 4有只微细别差， 不影响整体结论 。 在） 参数 计估 的方 法 方 面，现 文献一般有采最小二乘估计的用值均模方型， 普法最小二乘通 法 拟模一 个或 多 个协 变 量与 响 应 2005 ，） 量条件均值变之间关 的 系 Chen（， 该 方法具 有 些 一局限 性 。 例 如 对： 于 一 个 太 稳 定不 的模 1 779 ） 。对 于型 ，似乎用 小最乘二法估的有 限计样 本 分布 很难 到得一 个 令人 满 意 的 表 （ P述hillip s ，对称非分布， 左像或偏者右偏， 最小的乘二法均的值模往型不往很好地总结能量变间的之关系。 分 数回位通归补过最充二乘法小单独基于条件值均函的数局性限， 供了提一估个条件分计数函数位正逐 步成线性为非线性和应响型统模分计析一的全面的个法 方（K oenkz ＆ Maceahod， 的通 用技术

， 919 9 ）， 相于对最二乘小， 分位数法归提回供 了更 完 整 的 计统 模 型（ Yu e tal ，2030 ， ）更全地面反 映了变量之的关间 系 根据计。系算协方差的数同，不 位分数回归可分为H uer Sanbwidhc和 Boo tstrap珋 种两方法 ，文分别本给这两出方法在种0. 5 分位点下以 及最小乘法二下c p ti －1 项的系数计值估 ρ以 及信区置间，结果 表 见1。 表 1Huber S

nawdic h中数法位 珋ρ 0 .89（ 35）9

a

各种方下法通胀性惯数估计值

Boo参tst rpa 中位数法珋 ρ0. 98 （ 732） 差 ADF 检验 残59 %信置间 区（ .0 579 ，. 110）0－ 0.11

*

最*二乘法小珋 ρ0 .989（ 19）3残差 A D F检验9 %5置 区信 （间 .0 957 1，. 00）3 残自差关 LM 检相 验F 计量 0.统 39 ［0 .4］ 0 1－.4 08* R N 2计量 统1 98.［0 .37］

95 %置区间 （ 0. 信96， 13 .004 ）－1 .01 *

残差 A

D 检验

F注：

小括a内的号数值示参表数计值的估t － 统计量；

示残 差 表 在1%显 性著 平水 下 都 平 是 的； 稳b 中 号括 内 的数值 表 拒示绝

残“差存在不自相的原假设 ” 的最关 显著水小（平因 回归为模含型有变因自量身后项，滞 以所能不使用D． W． 统计量 检验 。

2）000 陈和斌彦， 0082 ， 从表1 可以 出， 各模型的看差都是平残稳的（根据 古扎蒂拉，按 现代照 协积点观 ，即使被释解量和变各解释变量不是同阶个的平稳 序列，只 要 方 程 残的差 序 列是平 稳 ，的 则2 可以认为它们是

整的）协 。差自残关相 L 检M验 中F统计量 和N R计量的统p 值都大于 5%显著性

平水，残 通差了自相关过验， 表明最检优滞后数项 13 足以消除型模 2（ ） 中序的相关 列性 张（成 思 ，2 00 8）。 这些说明前面建都的模型立有是的效 同。时可以还出我国看通 膨货 胀水 具 平有很 强 的 惯 性珋，无论分位 数还是法最二乘小法 ρ， 值的都显是著的，都 非常接 1近， 而且种各法方的下 9%5置 区信都间括了 1 包 虽。然利用方法 的 不 尽 相，同但是许多 前以的献也文都向于发倾现通货膨胀过程 有具高惯度 。性在很多国内 外 的 证实研 究 ， 中 据根通 胀 数 估据 计 A的R 系 数 都接近 于 1 B（aitin， 002 ；2O 'Rilly e＆ hWealn ，020 ；5 成思张 20，80； Zang h＆ loCivs ， 2009 ） 。这与们实我研证究结的果基本一 。 致 二（） 于通基惯性胀 、 预期波和动性征的特究 研69

0211年第 7 期

我们

首先利用 910 年91 月 2到00 1 8 年的我月国货通胀指标膨据数计算公出式（ 6—8 中）时 变数（ α系0 ， α1， ，tt ） '值的；再 根据式公（9 ） 计出基算于 t 期 可得 信 息 （实 际 上 是只 直 到 t － 期 1 信息 ）的 通货 膨胀预值期。 图 显2

示 了基 于 递 归 习 能学 的 力 我 通 货 膨国胀 预与我国通期 货 膨胀实 际 平水 之 间 的 关系，实线 是 我通国货胀膨 测度水 平 实 际 ，值而虚线 是基于 递学归 习 能 力 通 的 货 胀 预膨期 ， 两 者 比值 较 接近，走 说这明文的基本于归学递能力 习势几乎全相完同 ，的货 通膨胀 预 模期 型比 较 适合 于 我 国 实 情 际 况 。利再包含用通惯 性胀 、预 和期动波性特征的通胀 态模型（动3 5—） 来 研究 我国 通货 膨胀 水 平动 变态化 征特 。表 2 出 了 相 关 参 数给 估计 果 以 结及 模型 检 结果 。 验表2

数参名 αβ δχυ φ γ 

2λ 整 调

R图

2于基递学归习力能

我国的通膨货预胀期 19（0 9—2010 ）

基通胀于性 惯、预期 波动和性通的动态模型估胀结计

果计估值－ . 00502 .0 91540. 404 10.28 41 306 ..1 27 E－ 6 0.0 4120－ . 04196 0. 9847 . 99070－ 4.184

3

标*准 差0. 0250 . 1058 06.1 45 0. 80454 0 .20379 . 0E7－ 07 0 .0 780 .0 0877 . 0045 9 － F统计 AR量H CM L检验的F 统量计

．a

Z 统量计和 p －值2. 0 9［1 . 007］ 3.3 331 ［. 0002］ .2 639 ［0 . 00］ 2.3 546［ 0 .0 11 ］6 4.41［0. 00 ］ 0. 140 ［20. 1 16］ .2 06［0 .0 05］ 4－1. 9 01［ 0. 05 7 19. 543］［ . 0000 12］4. 5 ［3 ］02 0.67 ［0.15 ］a1

残 差AFD检验

：注*

表

残示差 1在 显著%性平下都水是平稳；的

“残

差 序 列不 存 AR在CH效 应 的原 假 ” 的设 最 小 中括号内的值数示表绝

拒显

水平著

。2从 表2 知， 调整可 R是 0. 9079 ，说 明 pci变 的化 99 %都由能程所解方释 除了；系数 外 ， 其他

0］ ， 所有系

都数显著的是 ，同时检验系数整显体著性的 －F 计统量是 1425. 3［ 表系数整明上是体 显著的 ；程方差通残了过稳性检 验， 表平 明 残差 是 平 的；稳方 程 差 的残A RH CM L检 表验明 方程残 差TAGRC H（1 ， ） 1模 型已 消经除 模 了型（ 3 —5 ） 的残差 的条件 异 方 差 性 。 结合 前面没有 RCA 效应H ， ，的结“最优论后滞数项 31 以消足除型模中序列的相关性 ” 本文实证研究得到的包含胀惯性 、通 预 期和动性特波征通的胀态动型是有模的效 。 一进步分表析2 ，们我还可得以如下结论到： 第一， 我在通国货胀水膨均值平项的定决素因中，按 照显性水著平 起最，重要用的还作通货是膨胀性，惯其 次 基是 于 递 归学 习 能 力 的 货通 膨胀 预 ，期再次是 通膨货胀水 平 波动 性 大小 第。二 相， 比 较美 国 ， 我 通国 膨货胀 惯 性 更 强 并 且 来 更 源复 。 杂iManl i （205a0， 205b ）0通过美 数据国的实证究表研明 ，当 学 习 预 型期取 代 理 性 期 预 之， 通货后膨胀学习 行为是

通货膨惯性胀主要的源 来 而。我国在 ，当学型习预取期代性预 惯理性系数得变显不，著期之 ， 通后货膨胀性系数惯显性著和系数虽然都值所下有降，但 是 仍 显 著然 正为，这表 明国我货 通 在胀膨惯只部性分源于递归学来习 能 力 。（ 们我 在 理 性也预 期 下 对 式 （公3 —5 ）进 行 了 实 证研 ，究Z 统计量和 值是p31. 72［ 0］ ， 2理预期下性，通货膨胀惯性 数是 系0. 454 ，4与表 2比， 相论从无数系97

何志 启、范从来： 国通货中膨的胀态特征研究

绝动值大小还对是数系著性显小大来看， 归型递学预习期通货下膨胀 惯 性 作 的 用 都 于 理弱性 预 期 下通货膨胀惯性的 作用，这表明相 对 于理 性 预 期，递归 学能力习对国我通膨胀货性惯源来解释的更我 通国膨货水胀平波的 性 动大小 对通 货 胀膨水 平 有 正 影 向，响 波动 大性 ，时通 货膨水胀强 ）第 三，我国通货 胀膨平具水弱有杠杆反效， 在应 5 显 著 性%水 平 下 γ， 不显 著 ， 而平一 也般较比 高。第 四， 1在%0显 性著平下水 γ， 著显而且等 －于 . 0196 小4于0 负，击对方冲的影差响小正冲击于方差对 的影 响。 （三 通胀）水平状的机态转制化利用前面介绍的 Markov机 制 转 化 型模对 国 通我货 膨 胀 测 度水 平 进 行实证 研 究 根。据 公 式 （ 1 5 ）， 取 后项 滞r= 4 ， 建立如下两状的态、 后滞 4 的我期通国货胀测度水膨状平态制转机模化型 ：cip － μt（ S t = ） 1 （pict － 1 μ （－S t 1 ）－） + 2 （pcit － 2－ （ Sμ t－ 2 ））+  （3cpi t－ 3 － μ （ S t 3 ） ） －+  （4c i t p －4－ μ S t （－4 ） ） +σ（ S t ）ε 时t序间列 y 的均t值平水波和动水性 平 。相参数关计估果结表见3 。 同体（ 制态）状 下 ，从 3 表们我以可道知 ，果如将 国 通 货 膨 我 测胀度 水 平分 为 个 两 态 的 状 话，较高 态的均状是 4值 039.%左右 ，而较状态的均值低是 . 6024 左%右 ， 高状 态 均 是值低 状 态均 值的 . 6 1 左 右倍。 时 同我当通货国胀测度膨平处于水高状较态时， 波动其性比也较大 ，状态下高的货通膨测度胀水平方 珋差 是珋状态低的通货下膨胀测度 水 平方差 3的 4 倍.左 右。 p 说明状态在移方转1 1 和p22 都 较比接 近 1， ，面 国我货膨通水平胀具有强很的性惯，当某一 我期国货通膨胀水平于高处态状 ，则一下会有 期9%6 左右概率也的于高处状； 态某当期一国通我膨货水平胀处低于状态 则，一下会有 9期8 左%右的概率也按照 H maltoi n 1989 ）（、 汉密 顿尔（ 199 9 ）给出的处于低 状态。 时高同低态状的转

移也要持一段时间续 ，珋在我 国通膨胀水平货于高状处的态假下，设 状态预期高持续时间是 1 /（ 1－ p在 公我式 1， ） 1 ≈52 个月 珋 ，通货膨国水胀平处于低状的假设下， 态状低态期持预续时是间1 /（ 1 － p 22 ） ≈52 个 。 1月98 ）8、 照 H按ailtmn （ 19o98， 密汉尔顿 1（999 ）， 可根据下面以式： 公 P［珋 t S =s yt ，t］ y=t － 1 ，， y t… 4－； θ0

0 0 0

t

（17

）其

均值中项μ （ S t ）波和项 动σ （ t S 在 s） = 0 t和s =t1 状 下会态取不同值 的μ ，1μ2 ， 1σ σ， 。 反2映 了

st不 1－ 1s=t 2 － =1ts 3－= st －4 1 =

1

∑∑∑ ∑ P [

S

]珋 = st ， St － 1 s= t1 － S t； 2－ = s t－2 ；S t －3= s t3－ S ； －4t= s －4 y tt y ， t1 ， －，…y －t4 ；

θ（

81 来） 算计t 时货膨胀测通度水平处状所为态 s （ t 1 或者 =0 的概） 率 。 3图 示了显从 1990 年 2010到 我国年通膨胀测货水平度于高状处（态珔 1μ= .4 309 ）、 低状（态 μ珔 2 =. 2046 ）下 概率 的。 3 Mark表ov 制转化模机型的参数估计结果

数参 名 μ珔1 μ珔 珚 σ21珚 σ2 珚 珚 21珚  3珚 4珋 p 11 p珋 22 计估值 .403 92. 064 .1 5000 3.59 10.2 46－ 0.14 62 －0 05.31 － 0. 742 00 959. 09 .890 标准差7 1. 78 1.5708 0 .2 1 04 03.590. 086 40.1 0920. 071 0.4 06340 .02 270. 0 123图3 不 时同我国通期水平处于两胀态状下的率概

9

8

2

01 1年第 7期

图 3基 反本映了 9109年到 201 0年以 来 我 通国货 胀膨水 的平高 低状 。态 在19 9 6年 之前 国 我通膨货水平一胀直较高， 尤比其 是1939 年 1至959年 ，我国 货通膨水胀经常在 15平 %以， 上甚至出 甚一至直 20到60年 我通国货膨水平胀 体整 都比 现了较 27.7% 的极情况端。 但是到 1979 年后之，1 99 、 9002 以1及 2020 年，尤 是其19 89、 我甚至出现了国通货膨胀水为平负情况的 。0207年中 期 ，低 后，之 我国出又现了一新的物价轮持续上涨，我 通国货膨胀水 又 逐 平 渐处 于 高较 态，状但是 一次这 续的持时比较短， 间 200在 8年期由中于国出现了“次贷美机 ”危以及 内国些突发事一件的响，影我 通国货胀水平膨着急跟剧降下 ，很快又处较低 状于态， 在200 年9 前三 季 个 度又出 现 了通货 胀 水膨我 国货膨胀水平通 为平负的况 情 。后国随采家了用一列系激经济刺扩张性的 财 政 的和货 币 政 策，又逐 步升，回但总 体还处是较于低水的 。平虽 图 3然 本基 映反了 919 年 到 20010年 以 来我 国 通 货胀膨平的水高低状，态但是 有我时实国通际膨胀水平虽货比较然高 （） 低 但是， 根据 arMkov机 制 转 化型模却断为判低（ 高 ）态状， 图即3 反的不映同

时期我国通水胀处平于两态状的下率也概有没 完全与我国际通货膨胀水平相实一，致这与 Hamil ont（ 1 99 ） 利用8 Marko v机制转模化研究美型国出产 样一 。在 文本，中不 观测可状的态仅是控制我仅国货通胀水平动膨过态程影的响因素一 之 ，以尽所 通而本过文方却 法将 其判断 为 处 于较 低 的 状 。 图态3 也 显 某管一时期国我实物价际水平较比高 ，示在状了态转方移，面 国我货通胀膨平水具有很强的惯：性 某当一我国期货通膨水胀平以高较率 则概一下期一般也以高较率处于概状态高 ；反， 当之某一以期高较率处概低状于， 态下则处 高于状，态一 期般也一以高较率概处于状态低。 这与表 2结论是一的的 致。

、四结和政论策涵义（

1 ）我国通膨胀货平水有较强具的性惯特征 。原因 如：下 一，第 论是采无最用小二法乘还是分位 数，法通 货膨惯胀性度一测般模型中通胀的惯性系都数非接常 近1， 而且其 95% 信置间都包括 在引入区归型递学能力 后， 习 通 膨货 惯胀性 系 数 依 显然著 为 ；正 第三 在两状态机制，转 化 了 ； 第二1， 模型，中 个状态一另向个一状转移的概态率较小， 比而向于继续倾于原来的状处 。 态强的通较货 膨胀性惯对货政币策有要重响影， F如huerr （199 5） 认 当为反货 通膨胀 时 ， 通货 胀膨惯 性越强， 需要越 强的 货币政策 ，实对体经济破坏的也大，越 就也需要更的大反通与膨货胀关相成的 本。 就要求我这不 要将仅治理通膨货 胀惯 性 作 我为 国宏 观 政 策 的 点重 货币国局要当度高视通重货膨惯胀性问， 而且题要提前注高关胀惯通性对反通膨胀政策货的影响。 （ 2 ） 我国通货膨惯性的形成 胀机理 比 较复 杂 ，学型预习只能期分部释通货解膨惯胀性在。我尽 通货管膨惯胀系数性的显著性系和值都数所有降下 国，货通膨胀态模型动中引入学习预期型后 但还，显是著的 ，而从系且值和显著性来数， 通看货胀惯性的作用膨大于学要习型预期的用 。作这说 明我国公对众通膨胀货预的学习期力不能， 强主还要局在 静限态 预 期。这 要 求就 我 货 国 当币局 要 增货币强策政明透度和信可，性 逐引导步社公会众增学强习能力并形合理成预 。 期 3 （ ）我国货膨胀通水的平态转移状间时比长，较 般一都在 2年以 上。结 合前面的分：析我国 通货 膨水平具有较强的胀性惯特 。 这就要求征我国币货当局治理在国价格我平水题问（ 无 治论 通理 货胀膨是通货还缩紧 时） 要注 意 政 策 的 时 效 、 性平 稳性 后 效和 ，性 般一应该前提 年做2政策出安 排 （。 4）我 国货膨通

胀水与平其 动 性 有波着 正向的 关 系。从 包 通 含 胀惯性 、 习型学预和波期动性波 动增大， 性通膨胀货平水一般也有 高 走趋 势 ，大波的性动往往会也导 特的征胀通动模态型看来 致，通膨货胀水的上平 升 。从 aMkorv机 制转 化 模 型来 ， 当看国我货膨通胀度水平处于较测高状态 ， 其时波性也比动大，较高 态下的通状货膨测度水平方胀是差低状下的通态货胀测度水平方膨的 3差. 4倍左 ， 这右 T与hronotn （ 2070， 0280） 样， 一也 间接 支 持 弗 了里德 的曼 结。 论 就 这 要求 我国货 币 9

9

启何志、 范 从： 来中通国货胀的动态特征研究

膨

当在局理治国价我水格平问时要关注题通货胀膨平水的波动 性 尽，量免避货膨通胀平水大的幅波 动。 文从通胀本惯性、 学习 预型期、 波 性动特以及征机制转化角度等研究我国了通货胀膨动变化态 如 期预的 形 成 方式， 本文 对比分析学在型预习和理期性预 特期 征。 相关研究还可以一进步深入， 时 ，对理性预期采用的是 杨 继 生（2 009 ）的 简化 方 ， 下 一法步 将 采 用一 些 其他 方法， 如Zanh eg tl a（ 0028） 中使 用理的预期性量变理处方 和 调 查 数 据法 法； 有还公 众 预期 、央银行信中念以调及政 策控间的之互等都有动待于续继入深究 。

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．1

0

20011年第 7期

aylTor， ． J． B20，00 ，“ oLw nfialtin ，Pasos-hTorug ha，nd he Pritcng Piowr ef oFims ” r，Euorean Ecopnmio ceRvie ，Vwl． 44 o， oN． ， pp． 7183 —9108 4 ，“I．nlatiof annd Infalton inUcetriany tn Airgentna i18，01 —002 5”， Eonocmcs iLttere s，Vl．o 9 8，N． o 3，p．p24 7— hoTrntn ，oJ． ，020825 ．2 horTntno J，． ，0072 ， “he TRlateoinhis bpetwee nIflatino nan Idnfatlon Uincreaitty nn Eiergmng iaMrket cEnoomise” ， SutohenrE ocnoim coJunal ，Volr．7 3，N ． o ，p4p

． 885 —870 ，． “mIlicatpoins f Soructurta Clanhesgi nth e．U S． conEmy ofr oPricig Bnhaeivr ondaI nlaftin oynamDis ”c， Wil ls i，J ．． L，0032E cnomioc Rveiw ，Feeerdl Reasevre Bnako fanKass iCytQ 1 p，．p 5 —2． 7u ，Y． K，Z ．uL ，． SJatnedr， 0230 ，“uQntalieRegr ssioen ： pAlpciatinosand Crrunt Reseearch Area ” s，he StTaitstiiac ，Vnlo ．5 2，N o 3． ，pp．33 1 —305 ． ，“hTesrolh HedtersoekadticsMo dle ”s， oJrnau lo fcoEnoim cyDnamcsian doCntro ，lol． 18V，N ．o 5 ，pp ．319 —aZkiano，J ．M． ，1994 955． Z hang C，enhgs i，2080， S“turtcualr Isnatbiliy oftUS nilaftoinPer istencs ” ，Apepledi Economcis Letetr s，olV．15 ，oN． 4 ，p1p ．117 — 14511． hZagn ，hCnesgi ，． DR． Osorb ， andn D． H．Kim 2008 ，，“ Th eNw Keynesian PhillepsiCu rve Fr：omS icky Itnlatifon to StckiyPrices ，Jo”unarl o foneMy ，Cedrita dn aBkinn g，olv． 4 0，No ． ，p4． p67 669—．92 009 “，Moedling Ciha nnfIlatinoPe sirsetcn e ”Annals ，o Efcoonics mndaFin ane ，coV． 1l0，No． 1p，． phanZ ，Cheggni andsJ ．Cl oiv s 8，9 1—10

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8 （任责编辑 ：

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