馬文濤

（西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,陜西西安 710061）

一、引言

過(guò)去的20年間,以居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI來(lái)衡量,我國(guó)既經(jīng)歷了20世紀(jì)90年代初高達(dá)25%的高通貨膨脹,也經(jīng)歷了21世紀(jì)初的通貨緊縮,還經(jīng)受了近些年來(lái)以石油、鐵礦石等大宗商品價(jià)格為代表的外生沖擊。整體來(lái)看,我國(guó)通貨膨脹存在一定的不確定性。2009年受美國(guó)次級(jí)債券危機(jī)影響,各發(fā)達(dá)國(guó)家中央銀行采用“量化寬松”的貨幣政策緩解市場(chǎng)流動(dòng)性、刺激經(jīng)濟(jì),我國(guó)政府也實(shí)施了積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策,但是,眾多經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為如果政府不采取適時(shí)的退出策略,全球性通貨膨脹出現(xiàn)的可能性會(huì)增大,不確定性也會(huì)隨之增加,勢(shì)必給正處于恢復(fù)性增長(zhǎng)階段的全球經(jīng)濟(jì)蒙上陰影。因此,在上述背景下,研究通貨膨脹不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響有重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

理論上,完全預(yù)期到的通貨膨脹能從微觀層面減少經(jīng)濟(jì)個(gè)體對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的不確定性,并從宏觀層面降低經(jīng)濟(jì)運(yùn)行成本,避免不必要的福利損失。但是大多數(shù)時(shí)候,通貨膨脹并不能被很好的預(yù)期,具有不確定性,而且這種不確定性會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行產(chǎn)生影響。事實(shí)上,通貨膨脹不確定性影響宏觀經(jīng)濟(jì)的途徑主要有兩個(gè):一是通過(guò)利率的變動(dòng)影響微觀個(gè)體的跨期（intertemporal）消費(fèi)決策[1],二是通過(guò)實(shí)際生產(chǎn)成本與最終產(chǎn)品之間相對(duì)價(jià)格的調(diào)整影響企業(yè)的期內(nèi)（intratemporal）生產(chǎn)決策[2]。國(guó)外文獻(xiàn)中,學(xué)術(shù)界在這種影響的結(jié)果上存在分歧。部分學(xué)者認(rèn)為,這種影響是負(fù)面的,Friedm an指出通貨膨脹不確定性會(huì)減少市場(chǎng)價(jià)格的信息內(nèi)涵,使價(jià)格不能有效地發(fā)揮引導(dǎo)市場(chǎng)交易活動(dòng)的功能,并引起產(chǎn)出的下降[3];Cabellero等認(rèn)為,通貨膨脹不確定性的上升會(huì)提高投資的期權(quán)價(jià)值,降低公司的投資意愿,并抑制投資活動(dòng),導(dǎo)致總產(chǎn)出的減少[4];Reagan和Stu lz的研究表明,較高的通貨膨脹不確定性會(huì)導(dǎo)致總成本變大,即通貨膨脹不確定性的提高可能會(huì)降低實(shí)際產(chǎn)出[5];實(shí)證方面,Byrne和Davis揭示出通貨膨脹不確定性對(duì)美國(guó)非住宅投資的負(fù)面影響[6],Grier和G rief等發(fā)現(xiàn)通貨膨脹不確定性對(duì)美國(guó)和墨西哥的實(shí)際產(chǎn)出有顯著的負(fù)面影響[7]。另有部分學(xué)者認(rèn)為通貨膨脹不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)有正面效應(yīng),Abel等發(fā)現(xiàn)生產(chǎn)函數(shù)的凹性意味著通貨膨脹不確定性能夠改變產(chǎn)出價(jià)格與可變成本比率,使得公司有激勵(lì)去擴(kuò)大資本支出[8];Dotsey和Sarte采用貨幣先行模型（cashin-advancemodel）的分析顯示,通貨膨脹不確定性會(huì)促使居民增加預(yù)防性儲(chǔ)蓄,從而提高總投資水平[9]。但是,也有證據(jù)表明,這種影響可能是不確定的,與分析方法和樣本區(qū)間有關(guān),這一點(diǎn)在Bredin和Fountas對(duì)1957～2003年G7國(guó)家的經(jīng)驗(yàn)分析中得到體現(xiàn)[10]。

國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)中,賈俊雪、郭慶旺、曹勇剛探討了貨幣增長(zhǎng)不確定性對(duì)工業(yè)增加值、消費(fèi)和出口的影響[11],王凱、龐震的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)通貨膨脹不確定性是宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的格蘭杰原因[12]。國(guó)內(nèi)研究大多采用ARCH模型測(cè)度通貨膨脹不確定性,該方法僅分析了條件方差變動(dòng),而通貨膨脹不確定性還可能來(lái)自于條件均值變動(dòng)[13]。因此,ARCH模型對(duì)通貨膨脹不確定性的測(cè)度有局限性,馬爾科夫范式轉(zhuǎn)換模型（Markov regime sw itching model,以下簡(jiǎn)稱MRSM）恰好能彌補(bǔ)ARCH模型的不足,同時(shí)刻畫(huà)方差與均值變動(dòng)[14]（P824—854）。目前國(guó)內(nèi)采用該方法分析通貨膨脹不確定性的文獻(xiàn)較少,僅有趙留彥、王一鳴、蔡婧和龍如銀、鄭挺國(guó)、云航的研究[15][16],盡管他們測(cè)度了通貨膨脹不確定性的不同組成部分（均值不確定性和方差不確定性）,但是,并沒(méi)有進(jìn)一步分析通貨膨脹不確定性的不同組成部分對(duì)消費(fèi)、投資和貿(mào)易順差等宏觀經(jīng)濟(jì)變量的影響,這正是本文的創(chuàng)新所在;又由于宏觀經(jīng)濟(jì)可能存在不同的狀態(tài)（譬如高波動(dòng)狀態(tài)和低波動(dòng)狀態(tài)）,本文還將考慮宏觀經(jīng)濟(jì)狀態(tài)轉(zhuǎn)換對(duì)分析結(jié)果的影響,引入時(shí)變參數(shù)的單方程回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。

基于以上文獻(xiàn)和事實(shí),本文首先利用自回歸形式的馬爾科夫范式轉(zhuǎn)換模型測(cè)度我國(guó)通貨膨脹不確定性（均值不確定性和方差不確定性）,并引入單方程的馬爾科夫范式轉(zhuǎn)換模型,考察通貨膨脹不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響,作為對(duì)比,還采用傳統(tǒng)非時(shí)變參數(shù)模型進(jìn)行計(jì)量分析。接下來(lái),本文結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分,數(shù)據(jù)選取、通貨膨脹描述模型建立及其估計(jì);第三部分,通貨膨脹不確定性的測(cè)度及其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響;第四部分,結(jié)論以及政策含義。

二、數(shù)據(jù)選取、通貨膨脹描述模型建立及其估計(jì)

本文選取了從1985年1月到2009年7月的居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)CPI進(jìn)行實(shí)證分析,數(shù)據(jù)來(lái)源于CEIC數(shù)據(jù)庫(kù)。本文以居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的月度環(huán)比變化率表征通貨膨脹變化率。整體來(lái)看,過(guò)去20多年中,我國(guó)通貨膨脹呈現(xiàn)不同的變化趨勢(shì),既在個(gè)別月份（如1988年8月）出現(xiàn)較高的通貨膨脹,又在一些時(shí)段內(nèi)出現(xiàn)相對(duì)的通貨緊縮狀態(tài)（如亞洲金融危機(jī)之后的1998年,美國(guó)次級(jí)債券危機(jī)之后的2009年）,說(shuō)明我國(guó)通貨膨脹可能發(fā)生了結(jié)構(gòu)性變化或者存在結(jié)構(gòu)性斷點(diǎn),即通貨膨脹可能存在范式轉(zhuǎn)換（regim e sw itching）。借鑒Ham ilton的思想[14]（P824—854）,通過(guò)嘗試發(fā)現(xiàn)二階自回歸的兩狀態(tài)馬爾科夫范式轉(zhuǎn)換模型（AR（2）-MRS（2））能較好地刻畫(huà)我國(guó)通貨膨脹,形式如下:

其中,St是取值為0或1的狀態(tài)變量,它決定通貨膨脹的狀態(tài),St=0表示通貨膨脹較低,St=1表示通貨膨脹較高。St服從如下的馬爾科夫過(guò)程:

（1）式顯示,通貨膨脹均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及自回歸系數(shù)均在兩個(gè)狀態(tài)間轉(zhuǎn)變。如果通貨膨脹不存在狀態(tài)轉(zhuǎn)換,模型（1）簡(jiǎn)化為自回歸模型AR（2）,形式如下:

表1列出了MRSM模型和AR（2）模型的估計(jì)結(jié)果。MRSM模型中,通貨膨脹高低狀態(tài)的自回歸系數(shù)分別為φ1+Ф1=0.28+0.45=0.73,φ0+Ф0=0.23+0.24=0.47,說(shuō)明通貨膨脹較高時(shí)波動(dòng)持續(xù)性較強(qiáng),通貨膨脹高低狀態(tài)的均值分別為μ1=1.09%、μ0=0.10%,標(biāo)準(zhǔn)差分別為σ1=1.16%和σ0=0.29%,高狀態(tài)均值為低狀態(tài)的10.90倍,標(biāo)準(zhǔn)差為低狀態(tài)的4倍,即通貨膨脹較高時(shí)波動(dòng)性較大,不確定性也較高。從計(jì)量檢驗(yàn)角度看,MRSM模型的對(duì)數(shù)似然值為-200.89,AR（2）模型的對(duì)數(shù)似然值為-224.21,對(duì)應(yīng)似然比統(tǒng)計(jì)量（likelihood ratio）為46.63,該統(tǒng)計(jì)量服從自由度為8的卡方分布,1%顯著性水平下的臨界值為20.09,似然比統(tǒng)計(jì)量大于臨界值,拒絕零假設(shè):通貨膨脹不存在狀態(tài)轉(zhuǎn)換。這表明馬爾科夫范式轉(zhuǎn)換模型MRSM比自回歸模型AR（p）能更好地刻畫(huà)通貨膨脹過(guò)程,也較好地測(cè)度通貨膨脹的不確定性。

表1 馬爾科夫范式轉(zhuǎn)換模型（MRSM）和AR（2）模型的估計(jì)

三、通貨膨脹不確定性測(cè)度及其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響

（一）通貨膨脹不確定性的測(cè)度

MRSM模型的估計(jì)結(jié)果表明,通貨膨脹的標(biāo)準(zhǔn)差和均值有兩種狀態(tài)。這說(shuō)明通貨膨脹不確定性不僅包括標(biāo)準(zhǔn)差在不同狀態(tài)轉(zhuǎn)換所引起的不確定性,即方差不確定性CV,還包括均值在不同狀態(tài)轉(zhuǎn)換時(shí)所帶來(lái)的不確定性,即均值不確定性CM。用基于信息集It-1的條件方差代表t期的通貨膨脹不確定性（以下稱為總體不確定性UV）,利用Evans和Wachtel的思想[13],進(jìn)行如下分解:

其中,It-1為t-1期信息集,πt為通貨膨脹,St為通貨膨脹的狀態(tài)。公式（3）將通貨膨脹的總體不確定性UV分解為方差不確定性CV（右邊第一項(xiàng)）和均值不確定性CM（右邊第二項(xiàng)）,Evans和Wachtel指出方差不確定性僅反映了未來(lái)通貨膨脹受到的沖擊,如政策變換、石油價(jià)格上漲等宏觀經(jīng)濟(jì)層面的內(nèi)外生沖擊,均值不確定性反映了未來(lái)通貨膨脹的狀態(tài)轉(zhuǎn)變,與人們對(duì)未來(lái)通貨膨脹的預(yù)期變化相關(guān)[13]?；谇懊娴墓烙?jì)結(jié)果,利用（4）式和（5）式分別測(cè)度方差不確定性CV和均值不確定性CM:

Pr（）為概率公式。（4）式顯示,用信息集It-1下兩個(gè)狀態(tài)方差估計(jì)值的加權(quán)平均值衡量方差不確定性,而（5）式顯示,用信息集It-1下兩個(gè)狀態(tài)通貨膨脹均值之差平方的數(shù)學(xué)預(yù)期表示均值不確定性。利用（3）、（4）、（5）式,得到圖1、圖 2、圖3的不確定性測(cè)度,所有不確定性均用標(biāo)準(zhǔn)差表示。

圖1 通貨膨脹總體不確定性UV

圖2 通貨膨脹方差不確定性CV

圖3 通貨膨脹均值不確定性CM

由圖1～3可知,從1985年1月到2009年7月的大部分時(shí)間里,通貨膨脹的方差不確定性CV與總體不確定性UV較為接近,均值不確定性CM在大多數(shù)時(shí)間內(nèi)保持在0.1%左右,僅在通貨膨脹較高時(shí)才明顯增大,如1988年,趨勢(shì)與總體不確定性一致,均呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。上述結(jié)論證實(shí)了宏觀層面的內(nèi)外生沖擊是通貨膨脹不確定性的主要來(lái)源,同時(shí),也說(shuō)明高通貨膨脹時(shí)不確定性也較大。

（二）通貨膨脹不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響

正如引言所述,通貨膨脹不確定性可能對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生深刻影響。接下來(lái),以兩種通貨膨脹不確定性（方差不確定性CV、均值不確定性CM）為基礎(chǔ),運(yùn)用單方程的馬爾科夫時(shí)變參數(shù)模型,分析通貨膨脹不確定性對(duì)我國(guó)主要宏觀變量（消費(fèi)、投資以及凈出口）波動(dòng)的影響。本文以全社會(huì)零售商品總額表征消費(fèi)（用C表示）,以城鎮(zhèn)固定資產(chǎn)投資表征投資（用I表示）,以凈出口表征貿(mào)易順差（用NX表示）,數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。受上述宏觀數(shù)據(jù)樣本區(qū)間的限制,下文的分析區(qū)間是1995年1月到2009年7月。固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)中缺少各年2月份數(shù)據(jù),通過(guò)線性插值法補(bǔ)足。利用前面的通貨膨脹環(huán)比數(shù)據(jù),得到以1985年1月為基期的CPI定基數(shù)據(jù),并用此數(shù)據(jù)對(duì)消費(fèi)、投資和貿(mào)易順差數(shù)據(jù)進(jìn)行平減,得到宏觀變量的實(shí)際值,經(jīng)過(guò)季節(jié)性調(diào)整和HP濾波處理后,進(jìn)一步得到變量的周期性波動(dòng)部分。

前面的分析已證實(shí)通貨膨脹存在高低兩種狀態(tài)。一般而言,通貨膨脹較高時(shí),宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)較快,偏離長(zhǎng)期均衡路徑較遠(yuǎn),經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度也較大;而通貨膨脹較低時(shí),宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)緩慢,接近長(zhǎng)期均衡路徑,經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度較小。據(jù)此,筆者認(rèn)為,宏觀變量波動(dòng)也存在兩種狀態(tài):一種是波動(dòng)幅度比較大的狀態(tài)（以下簡(jiǎn)稱高波動(dòng)狀態(tài)）,另一種是波動(dòng)幅度比較小的狀態(tài)（以下簡(jiǎn)稱低波動(dòng)狀態(tài)）,當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)處于不同狀態(tài)時(shí),通貨膨脹不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響并不相同,存在差異。依據(jù)Lam的思路[17],設(shè)定如下時(shí)變參數(shù)模型（6）式:

Kt是取值為1或0的狀態(tài)變量,代表了宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的狀態(tài),對(duì)應(yīng)如下的馬爾科夫過(guò)程:

式（6）中,確定宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)狀態(tài)的依據(jù)是擾動(dòng)項(xiàng)的標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)值σKt的大小,如果一種狀態(tài)下的標(biāo)準(zhǔn)差值越大,說(shuō)明該狀態(tài)是高波動(dòng)狀態(tài),反之,則為低波動(dòng)狀態(tài)。該模型為一般化的時(shí)變參數(shù)模型,共有4個(gè)時(shí)變參數(shù),包括常數(shù)項(xiàng)CKt,方差不確定性的影響系數(shù)αKt和均值不確定性的影響系數(shù)βKt,以及擾動(dòng)項(xiàng)標(biāo)準(zhǔn)差σKt,Mt代表宏觀變量（消費(fèi)、投資以及貿(mào)易順差）的波動(dòng)部分。為了對(duì)比分析,還引入非時(shí)變參數(shù)模型（7）式:

此外,為了避免偽回歸,還對(duì)分析變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果列于表2中。

表2 變量的ADF單位根檢驗(yàn)

表2的結(jié)果顯示,在1%顯著性水平下所有分析變量均平穩(wěn),可用于分析。（6）式和（7）式的具體估計(jì)結(jié)果分別列于表3和表4中。可用似然比統(tǒng)計(jì)量LR判斷兩類模型的優(yōu)劣,該統(tǒng)計(jì)量服從自由度為8的卡方分布。從表3和表4的對(duì)比分析來(lái)看,在消費(fèi)C、投資I以及貿(mào)易順差NX的波動(dòng)方程中,LR統(tǒng)計(jì)量分別為68.06、40.94、83.83,均大于1%顯著性水平下的臨界值20.09,這表明時(shí)變參數(shù)模型優(yōu)于非時(shí)變參數(shù)模型,即前者能更好地分析通貨膨脹不確定性對(duì)宏觀變量波動(dòng)的影響。由表3可知,所有宏觀經(jīng)濟(jì)變量在K t=1狀態(tài)時(shí)的標(biāo)準(zhǔn)差σ1均大于Kt=0時(shí)的標(biāo)準(zhǔn)差σ0,這說(shuō)明Kt=1對(duì)應(yīng)的是高波動(dòng)狀態(tài),Kt=0對(duì)應(yīng)的是低波動(dòng)狀態(tài)。

表3 時(shí)變參數(shù)模型（6）式的估計(jì)結(jié)果

表4 非時(shí)變參數(shù)模型（7）式的OLS估計(jì)結(jié)果

在時(shí)變參數(shù)的消費(fèi)波動(dòng)方程中,消費(fèi)處于高波動(dòng)和低波動(dòng)狀態(tài)的持續(xù)概率分別為0.92、0.31,對(duì)應(yīng)的持續(xù)時(shí)間分別為1/（1-0.92）=12.5個(gè)月、1/（1-0.31）=1.47個(gè)月,說(shuō)明消費(fèi)維持高波動(dòng)狀態(tài)的時(shí)間大約在1年左右,長(zhǎng)于低波動(dòng)狀態(tài);方差不確定性和均值不確定性對(duì)消費(fèi)波動(dòng)的影響均顯著,影響系數(shù)大小與宏觀經(jīng)濟(jì)所處的狀態(tài)有關(guān),當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)處于高波動(dòng)狀態(tài)時(shí),影響系數(shù)分別為1.45和-4.71,低波動(dòng)狀態(tài)時(shí)分別為0.91和-4.52,可見(jiàn),宏觀層面外生沖擊所引起的方差不確定性會(huì)加劇消費(fèi)波動(dòng),而與人們對(duì)未來(lái)通貨膨脹預(yù)期變動(dòng)相關(guān)的均值不確定性則會(huì)抑制消費(fèi)波動(dòng)。可能的原因是當(dāng)人們對(duì)未來(lái)通貨膨脹預(yù)期發(fā)生改變時(shí),人們對(duì)整個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)判斷的不確定性增加,預(yù)防性動(dòng)機(jī)使得消費(fèi)時(shí)更加謹(jǐn)慎,主動(dòng)減少消費(fèi)以規(guī)避未來(lái)的不確定性,而各種影響宏觀經(jīng)濟(jì)的外生沖擊（如石油價(jià)格沖擊等）對(duì)通貨膨脹的影響是不確定的,人們無(wú)法對(duì)此形成較為準(zhǔn)確的預(yù)期,只能被動(dòng)地調(diào)整消費(fèi)行為,從而使得消費(fèi)的波動(dòng)增大。此外,高波動(dòng)狀態(tài)時(shí)的影響系數(shù)絕對(duì)值大于低波動(dòng)狀態(tài),表明宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)性越大即經(jīng)濟(jì)過(guò)熱時(shí),通貨膨脹不確定性對(duì)消費(fèi)的影響也越大。

從時(shí)變參數(shù)的投資和貿(mào)易順差波動(dòng)方程來(lái)看,兩者處于高波動(dòng)狀態(tài)的持續(xù)概率分別為0.96和0.91,持續(xù)時(shí)間分別為25個(gè)月和11.11個(gè)月。與消費(fèi)相比,投資的高波動(dòng)狀態(tài)持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)一些,而貿(mào)易順差的高波動(dòng)狀態(tài)持續(xù)時(shí)間短一些;投資和貿(mào)易順差處于低波動(dòng)狀態(tài)的持續(xù)概率分別為0.13和0.58,持續(xù)時(shí)間分別為1.15個(gè)月和2.38個(gè)月。與消費(fèi)相比,投資的低波動(dòng)狀態(tài)持續(xù)時(shí)間短一些,而貿(mào)易順差的低波動(dòng)狀態(tài)持續(xù)時(shí)間長(zhǎng)一些。這表明在我國(guó)高波動(dòng)狀態(tài)投資的持續(xù)時(shí)間最長(zhǎng),而低波動(dòng)狀態(tài)貿(mào)易順差的持續(xù)時(shí)間最長(zhǎng)。就通貨膨脹不確定性對(duì)兩者波動(dòng)的影響而言,除了低波動(dòng)狀態(tài)時(shí)方差不確定性對(duì)貿(mào)易順差波動(dòng)有顯著影響之外,在其他情形下,均值不確定性和方差不確定性對(duì)兩者波動(dòng)無(wú)顯著影響,整體而言,通貨膨脹不確定性對(duì)投資波動(dòng)和貿(mào)易順差波動(dòng)的影響不顯著。事實(shí)上,通貨膨脹不確定性分別通過(guò)利率和匯率變動(dòng)來(lái)影響投資和貿(mào)易順差,而我國(guó)利率尚未完全市場(chǎng)化,匯率浮動(dòng)空間又相對(duì)狹窄,從而導(dǎo)致了通貨膨脹不確定性對(duì)投資和貿(mào)易順差的影響不顯著。

由以上結(jié)論可以看出,通貨膨脹不確定性僅對(duì)消費(fèi)波動(dòng)有顯著影響,對(duì)投資波動(dòng)和貿(mào)易順差波動(dòng)無(wú)顯著影響,說(shuō)明通貨膨脹不確定性對(duì)我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響主要體現(xiàn)在消費(fèi)波動(dòng)上,同時(shí)可能反映了微觀決策個(gè)體進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí),考慮了未來(lái)通貨膨脹變化的不確定性。

四、結(jié)論以及政策含義

本文利用馬爾科夫范式轉(zhuǎn)換模型分析了我國(guó)1985年1月到2009年7月的通貨膨脹變化率的狀態(tài)轉(zhuǎn)換特性,刻畫(huà)了與之伴隨的不確定性（均值不確定性和方差不確定性）,并量化了上述兩種通貨膨脹不確定性對(duì)主要宏觀變量（消費(fèi)、投資和貿(mào)易順差）的影響。研究發(fā)現(xiàn),無(wú)論宏觀經(jīng)濟(jì)處于何種狀態(tài),方差不確定性和均值不確定性僅對(duì)消費(fèi)波動(dòng)有顯著影響,且通貨膨脹的方差不確定性和均值不確定性分別導(dǎo)致了消費(fèi)波動(dòng)增大與減小,總體上通貨膨脹不確定性對(duì)投資、貿(mào)易順差無(wú)顯著影響。這說(shuō)明通貨膨脹不確定性對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響主要體現(xiàn)在消費(fèi)波動(dòng)上,反映了居民進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)考慮到未來(lái)通貨膨脹變動(dòng)的不確定性。因此,政府的有效宏觀調(diào)控政策應(yīng)該要減少消費(fèi)所面臨的不確定性,保證居民消費(fèi)的穩(wěn)定和可持續(xù)增長(zhǎng),并使其成為未來(lái)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的動(dòng)力。具體來(lái)看,通貨膨脹不確定性可能反映了經(jīng)濟(jì)個(gè)體處理有關(guān)通貨膨脹信息上的有限理性,居民進(jìn)行消費(fèi)決策時(shí)不可能掌握所有有關(guān)通貨膨脹的信息,這就要求政府提高政策透明度,并保持政策的平穩(wěn)性和連續(xù)性,使消費(fèi)者獲取更多關(guān)于未來(lái)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的信息,穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期,降低通貨膨脹不確定性以及由此引發(fā)的未來(lái)收入不確定對(duì)居民消費(fèi)的影響。而進(jìn)一步完善社會(huì)保障體系和收入分配機(jī)制,則能夠緩解社會(huì)環(huán)境不確定性對(duì)居民消費(fèi)的負(fù)面效應(yīng)。從貨幣政策角度來(lái)看,通貨膨脹目標(biāo)制無(wú)疑是減少通貨膨脹不確定性、穩(wěn)定通貨膨脹預(yù)期的較好的政策框架,有利于微觀個(gè)體對(duì)中央銀行的貨幣政策形成合理的預(yù)期,且能減少通貨膨脹不確定性以及其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響,對(duì)于我國(guó)有較強(qiáng)的借鑒意義。

[1]Chan,L.K.Consumption,Inflation Risk,and Real Interest Rates:An Empirical Analysis[J].Journal of Business,1991,（67）:69—96.

[2]H uizinga,J.In flation Uncertainty,Relative Price Uncertainty,and Investment in U.S.Manu facturing[J].Journal of Money,Creditand Banking,1993,（25）:521—549.

[3]Friedman,M.Inflation and Unemp loyment[J].Journal of Political Economy,1977,（85）:451—472.

[4]Caba llero,R.On the Sign of the Investment-uncertainty Re lationship[J].American Econom ic Review,1991,（81）:279—288.

[5]Reagan,P.,Stu lz,R.Contracting Costs,Inf lation,and Relative Price Variability[J].Journal of Money,Credit and Banking,1993,（25）:585—601.

[6]By rne,J.P.,Davis,E.P.Permanent and Temporary In flation Uncertainty and Investment in the United States[J].Economics Letter,2004,（85）:271—277.

[7]Grier,R.,Grier,K.On the Real Effects of Inflation and Inflation Uncertainty in Mexico[J].Journal of Development Econom ics,2006,（80）:478—500.

[8]Abel,A.Op timal Investment under Uncertainty[J].American Econom ic Review,1983,（73）:228—233.

[9]Dotsey,M.,Sarte,P.Inflation Uncertainty and Grow th in a Cash-in-advance Economy[J].Journalof Monetary Economics,2000,（45）:631—655.

[10]Bredin,D.,Fountas,S.Macroeconom ic Uncertainty and Macroeconom ic Performance:A re They Related?[J].Manchester Shool,2005,（73）:58—76.

[11]賈俊雪,郭慶旺,曹勇剛.中國(guó)貨幣增長(zhǎng)的不確定性及其對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的影響[J].中國(guó)軟科學(xué),2006,（11）:22—30.

[12]王凱,龐震.貨幣供應(yīng)量、通貨膨脹不確定性與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2008,（30）:37—42.

[13]Evans,M.,Wachtel,P.In flation Regimes and the Sources of In flation Uncertainty[J].Journal of Money,C redit and Banking,1993,（25）:475—511.

[14]Ham ilton.J.D.Time Series Analysis[M].New York:Princeton University Press,1994.

[15]趙留彥,王一鳴,蔡婧.中國(guó)通脹水平與通脹不確定性:馬爾柯夫域變分析[J].經(jīng)濟(jì)研究,2005,（8）:60—72.

[16]龍如銀,鄭挺國(guó),云航.Markov區(qū)制轉(zhuǎn)移模型與我國(guó)通貨膨脹波動(dòng)路徑的動(dòng)態(tài)特征[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005,（10）:111—117.

[17]Lam,P.The Ham ilton Model with a General Autoregressive Com ponent:Estimation and Comparison with Other Models of Econom ic Time Series[J].Journalof Monetary Econom ics,1990,（26）:409—432.