曹 強

（1．安徽財經(jīng)大學(xué) 金融學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；2．上海財經(jīng)大學(xué) 國際工商管理學(xué)院，上海 200433）

一、相關(guān)文獻綜述

最早對通貨膨脹和中央銀行獨立性（“Central Bank Independence”，以下簡稱CBI）進行實證研究的是Alesina和Summers（1993），他們使用工業(yè)化國家的樣本數(shù)據(jù)，得出兩者關(guān)系呈負相關(guān)。隨后，大量的研究被開展，根據(jù)Berger等（2001）的統(tǒng)計，在1995－2000年對CBI的35個實證研究中，衡量CBI的指數(shù)不同，選擇的國家和時間組合不同，使用的估計方法也不盡相同。同樣，Petrevski等（2012）總結(jié)1988－2010年的21項CBI實證研究，認為研究CBI與通脹的關(guān)系，考慮到CBI的內(nèi)生性問題，所以必須使用動態(tài)面板技術(shù)。最后得出的結(jié)論，既有支持CBI和通脹是負相關(guān)的，也有結(jié)論說這種關(guān)系根本就不存在。一般而言，認為CBI和通脹之間是存在負向關(guān)系的，如果考慮到二者是被內(nèi)生決定的情形下，二者之間是否存在因果關(guān)系，穩(wěn)健性如何以及是否存在長期關(guān)系。

在因果關(guān)系的研究中，Cukierman（1992）最早使用格蘭杰因果檢驗，報告了在兩個方向上均存在因果性，但該研究沒有考慮到內(nèi)生性問題。Dreher等（2008）使用中央銀行管理者的任期（“central bank governor turnover”，以 下 簡 稱TOR）作為CBI的代理變量，并且內(nèi)生化TOR，發(fā)現(xiàn)TOR的系數(shù)不顯著，此時只在通脹對TOR方向上存在單向因果關(guān)系。Brumm（2011）使用協(xié)方差結(jié)構(gòu)模型，同時考慮內(nèi)生性，得出CBI與通脹之間是負向決定的，并且因果關(guān)系上是相互決定。

在穩(wěn)健性研究上，Berger等（2001）對以前的實證研究進行總結(jié)，認為在工業(yè)化國家，法律上的CBI指數(shù)與通脹是負相關(guān)的，但是TOR（中央銀行領(lǐng)導(dǎo)層的更替）與通脹沒有關(guān)系；在發(fā)展中國家，上述的關(guān)系恰恰相反，CBI指數(shù)與通脹沒有關(guān)系，但是TOR卻與通脹顯著相關(guān)。Hayo和Hefeker（2002）認為CBI對于貨幣體系的穩(wěn)定性既不是必須的，也不是充分的。CBI僅僅是一個可能比較有用的貨幣政策設(shè)計工具而已，它不能作為外生變量。相反，他們應(yīng)該研究什么因素決定CBI以及為什么CBI經(jīng)常被作為法律、政治和經(jīng)濟的綜合體來看待。雖然大量的實證研究發(fā)現(xiàn)CBI和低通脹相聯(lián)系，但是CBI的內(nèi)生性卻表明，這種相關(guān)關(guān)系不存在任何因果含義。Otero和Ramírez（2006）以哥倫比亞為研究對象，構(gòu)建一個資產(chǎn)、商品和要素市場模型，以1991年的改革作為臨界點，得出在中央銀行的獨立性被授權(quán)之后，商品和貨幣市場的非均衡對通脹只有很小的影響。Panagiotidis和Triampella（2006）以希臘為例，使用1951－1999年的數(shù)據(jù)，采用時間序列方法，得出法律上的CBI與通脹率負相關(guān)，TOR并沒有表現(xiàn)出顯著的相關(guān)關(guān)系。在CBI和通脹是否存在長期關(guān)系上，Ayadi和Ojo（2013）使用尼日利亞1970－2003的年度數(shù)據(jù)，進行二者之間的協(xié)整檢驗，檢驗CBI和通脹之間是否存在長期關(guān)系，發(fā)現(xiàn)CBI的四個代理指標(biāo)中只有兩個是與通脹率存在協(xié)整關(guān)系的。

在國內(nèi)學(xué)者對于CBI與通脹關(guān)系之間的研究中，由于收集面板數(shù)據(jù)受到限制，所以大多研究主要使用中國的CBI與通脹進行時間序列數(shù)據(jù)。例如，馬光（2003）對1984－2001年的數(shù)據(jù)分成兩組，1995年之前和1995之后的樣本，都表明CBI和通脹存在負向關(guān)系。劉福壽（2004）從央行的內(nèi)生性出發(fā)，認為CBI與通脹之間不存在任何因果關(guān)系，從而提高央行獨立性以實現(xiàn)低通貨膨脹的說法也是不正確的。陳曉楓（2007）通過對1985－2005年的CBI和通脹率使用OLS計量方法，得出二者是負相關(guān)關(guān)系，從而認為可以通過提高央行獨立性以實現(xiàn)價格體系的穩(wěn)定。李勝蘭和賈茜（2008）從人事獨立性、政策獨立性和財務(wù)獨立性三個方面建立我國的CBI指數(shù)體系，結(jié)論支持可以提高央行獨立性來抑制通脹。綜合來看，我國目前對于兩者之間的實證研究多是使用時間序列數(shù)據(jù)進行OLS回歸分析，但是時序數(shù)據(jù)的小樣本問題會使估計結(jié)果不可靠，而且序列相關(guān)問題會導(dǎo)致估計系數(shù)存在嚴(yán)重偏誤。因此，本文利用協(xié)整技術(shù)研究CBI和通脹之間是否存在長期關(guān)系以及這種關(guān)系的作用方向，以期得到CBI和通脹之間關(guān)系的正確結(jié)論。

對于二者之間關(guān)系的穩(wěn)定性研究，現(xiàn)有的實證研究一方面使用CBI的不同代理變量①這些代理變量包括LVAU、GMT、TOR、LVAW、AL、ES、NOR、Ibid、BP、AL等，指標(biāo)的具體含義詳見Berger等（2001）以及CUK、Survey－based index、Modified CUK等，詳見Petrevski等（2012）。，另一方面把發(fā)展中國家和發(fā)達國家進行分組研究。結(jié)果表明，發(fā)達國家的情況較為穩(wěn)定，但是發(fā)展中國結(jié)果并沒有表現(xiàn)出穩(wěn)定關(guān)系。由于大多數(shù)研究都是使用面板數(shù)據(jù)研究，并且面板的個體效應(yīng)已經(jīng)被考慮，所以得到的結(jié)論具有普遍性，對于一個特定國家的指導(dǎo)意義不是很大。由于在不同的發(fā)展中國家，中央銀行對價格體系穩(wěn)定性影響和作用是不同的，所以使用時間序列數(shù)據(jù)研究二者之間的關(guān)系，可以為該國提供具體的政策建議。發(fā)展中國家經(jīng)常面臨不穩(wěn)定的價格波動，需要考慮是否應(yīng)該提高CBI來降低通脹，是否需要建立通貨膨脹目標(biāo)制來規(guī)范和提高CBI，所以使用時間序列數(shù)據(jù)研究CBI和通脹之間的關(guān)系是否具有穩(wěn)健性極為重要。

二、模型建立、指標(biāo)選擇與數(shù)據(jù)來源

（一）模型建立及指標(biāo)選擇

正如大多數(shù)研究所采用的，本文把通脹作為因變量，CBI做解釋變量。具體如（1）式

cpi代表通脹率，CBI是中央銀行的獨立性，μt代表隨機誤差項。使用Ayadi和Ojo（2013）觀點，他們認為中央銀行的獨立性體現(xiàn)在目標(biāo)上和工具上，前者是自主指定政策目標(biāo)，例如新法案方便了新的金融工具引進，是為了提高央行管理貨幣體系的目標(biāo)效率。而后者則體現(xiàn)在自由選擇工具上，例如，利率自由化是對信貸配給政策的改進，在一個貨幣體系的管理中，央行要能夠間接控制公開市場操作、準(zhǔn)備金要求以及道義上的勸說等。鑒于金融發(fā)展（金融自由化和金融深化的一個表現(xiàn)）可以在經(jīng)濟上作為CBI的代理指標(biāo)而非傳統(tǒng)的法律以上的CBI。所以，本文采用Ayadi和Ojo（2013）的衡量金融發(fā)展的四個測度方法，間接表達中央銀行的獨立性，因為金融發(fā)展的指標(biāo)是用來衡量金融深化和金融市場的發(fā)展程度，他們也間接反映了央行貨幣政策實施所使用的工具和目標(biāo)，更為重要的是，這個代理變量的選擇注重從經(jīng)濟意義上考慮，而非傳統(tǒng)意義上的法律和政治角度構(gòu)建的CBI。

基于Beck等（2000）提出了衡量金融發(fā)展的四大指標(biāo)：（1）DMCD：商業(yè)銀行儲蓄／中央銀行資產(chǎn)。表示商業(yè)銀行在我國信貸配置上相對于中央銀行的中央性。如果該比例越高，說明國家的信貸主要以直接融資為主，也間接反映了央行在控制貨幣政策工具上的權(quán)利較小，也一方面反映了經(jīng)濟獨立性很小。（2）LLGDP：流動性資產(chǎn)／GDP。流行性資產(chǎn)實際上用金融中介的全部流動負債來表示，但是由于數(shù)據(jù)的可獲得性，用M2來表示。（3）CBGDP：中央銀行資產(chǎn)／GDP。用來反映中央銀行的規(guī)模大小。（4）DMGDP：商業(yè)銀行儲蓄／GDP。用來反映商業(yè)銀行的規(guī)模大小。

本文對通脹的理解，是基于通脹偏差（inflation bias）的角度考慮，Berger等（2001）建立理論模型，說明通脹偏差用該公式xy＊／（1＋γε）來表示。x代表政府對產(chǎn)出穩(wěn)定性上的權(quán)重，y＊代表意愿產(chǎn)出，γ表示中央的獨立性，而ε表示中央銀行對通脹的保守程度，而γε是獨立性的一個符合指標(biāo)。該公式是基于理性預(yù)期所推導(dǎo)出來的。如果理性預(yù)期成立，且不考慮各國存在的ε不同，則通脹偏差將與中央獨立性成反比例關(guān)系。但是，Berger等（2001）并沒有對通脹偏差如何測量給出答案。不過，他指出如果通脹偏差過高，將會面臨信任度問題。所以，央行會比政府更加厭惡通脹。

本文采用通脹的離差和偏度（skewness）來表示通貨膨脹偏差。是因為Takagi和Shi（2011）認為服從隨機漫步游走的變量，它們的未來趨勢是不可以預(yù)測的，但是如果該變量的一階差分后又是平穩(wěn)的，則可以用該變量的偏度（skewness）表示該變量的預(yù)測值或者預(yù)期值。所以，本文正是基于這一考慮使用通脹的偏度來表示通脹偏差，使用離差來代表通脹偏差則是基于穩(wěn)健性檢驗的考慮。

（二）變量的數(shù)據(jù)來源

1980年之前，我國銀行系統(tǒng)是大一統(tǒng)的體制，中央人民銀行集所有任務(wù)于一體，銀行體系在1993年進行了改革，各個銀行逐漸從中國人民銀行獨立出來，統(tǒng)計數(shù)據(jù)才得以開始進行。一方面考慮到我國1994年開始才有良好統(tǒng)計數(shù)據(jù)，另一方面又考慮到時間序列過短會導(dǎo)致小樣本估計有偏，所以本文最終選擇1994第一季度到2012年第四季度（總共76個觀測值）作為作為研究的樣本。

考慮到季度數(shù)據(jù)的可收集性，GDP（國內(nèi)生產(chǎn)總值）用每個季度的名義GDP來代表，數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，中國國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)。而中央銀行資產(chǎn)（cb）、存款貨幣銀行的國內(nèi)信貸（bank）以及流動性負債M2的季度數(shù)據(jù)均來自于中國統(tǒng)計年鑒1995－2012、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)，中國人民銀行網(wǎng)站統(tǒng)計數(shù)據(jù)。通脹率的數(shù)據(jù)來自于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)和國家統(tǒng)計局統(tǒng)計數(shù)據(jù)，由于只能得到同比數(shù)據(jù)，所以經(jīng)過環(huán)比轉(zhuǎn)換，最終得到定基數(shù)據(jù)（該定基數(shù)據(jù)是以1994年1月等于100作為標(biāo)準(zhǔn)）。由于使用CPI、GDP以及M2的季度數(shù)據(jù)，為了消除季節(jié)因素的影響，本文使用移動平均技術(shù)，對該變量的進行季度調(diào)整。

三、實證檢驗及結(jié)果分析

（一）相關(guān)檢驗

本文涉及的六個主要變量的描述性統(tǒng)計主要體現(xiàn)在表1中，從偏度、峰度以及JB值來看，發(fā)現(xiàn)沒有一個變量服從正態(tài)分布，所以目前國內(nèi)文獻研究CBI對通脹的影響使用OLS計量方法是不恰當(dāng)?shù)?。從?的變量的皮爾遜相關(guān)系數(shù)檢驗看，通脹的兩個衡量指標(biāo)與CBI的四個指標(biāo)顯著性較好，除了dmcd以外，通脹與llgdp、cbgdp以及gmgdp都是正相關(guān)關(guān)系的，這一點與我們傳統(tǒng)的負相關(guān)關(guān)系的結(jié)論是不符的。當(dāng)然，更加嚴(yán)謹可靠的結(jié)論還需進行協(xié)整分析。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

表2 主要變量的皮爾遜相關(guān)系數(shù)

從表3中，對六個重要變量進行平穩(wěn)性檢驗，主要采用ADF（增強型迪克－富勒檢驗）和非參數(shù)檢驗pperron（菲利普斯－配榮檢驗）。從水平序列檢驗來看，無論是ADF檢驗還是pperron檢驗，結(jié)果都顯示，六個變量都是一階單整。而一階差分之后，六個變量又都是平穩(wěn)的，說明這些變量是可以用來做協(xié)整分析。因此，推測這些變量之間可能存在協(xié)整關(guān)系。

表3 單位根檢驗

（二）協(xié)整檢驗結(jié)果

從表4中的Johansen協(xié)整關(guān)系檢驗得知，跡統(tǒng)計量（trace statistic）的檢驗證明了在5%的顯著性水平下，給出了最大可能的秩的個數(shù)（rank）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在通脹偏差的兩種衡量中，分別與CBI的四種指標(biāo)做雙變量協(xié)整關(guān)系，最終發(fā)現(xiàn)僅在skew＿smcpi與cbgdp存在可能的一個協(xié)整關(guān)系。

表4 Johansen雙變量協(xié)整檢驗結(jié)果

圖1 脈沖反應(yīng)分析

然后，對skew＿smcpi與cbgdp做協(xié)整方程，看二者之間是否存在長期協(xié)整關(guān)系。不幸的是，協(xié)整方程所對應(yīng)的概率是0．9825，而且協(xié)整方程中cbgdp作為解釋變量的系數(shù)為0．0006047，且不顯著，從系數(shù)可以看出，協(xié)整方程因變量skew＿smcpi與作為變量的cbgdp系數(shù)幾乎接近于零，更重要的是系數(shù)不顯著。另外，從調(diào)整系數(shù)來看，D＿skew＿smcpi方程的調(diào)整系數(shù)為－0．01251，該調(diào)整系數(shù)顯著。說明通脹和CBI之間是相互牽制，當(dāng)通脹偏誤較高時（即偏離均衡狀態(tài)），它會迅速的朝著CBI的均值進行下調(diào)。在D＿cbgdp方程中，調(diào)整系數(shù)為－0．2478，但是其對應(yīng)的p值為0．165。綜上所述，在存在的八個協(xié)整方程的檢驗中，僅存的一個skew＿smcpi與cbgdp的協(xié)整方程也不顯著。由此可以認為中央獨立性和通脹之間并不存在協(xié)整關(guān)系，即二者之間并不存在長期關(guān)系。這個結(jié)論也可以通過脈沖反應(yīng)圖形（圖1）進行進一步驗證。

脈沖反應(yīng)分析更加清晰的描述擾動下的變量之間的關(guān)系，圖1的左邊描繪了CBI的代理變量中央銀行與GDP之比作為擾動沖擊，對未來40期的通脹偏差的影響。具體而言，當(dāng)CBI受到某種沖擊時（比如說獨立性提高等），通脹偏差會下下降，在20期（五年左右）左右達到最小值，隨后，通脹偏差會一直處于上升狀態(tài)。所以，從短期來看，獨立性的提高可以降低通脹率，但是所降低的通脹率極為有限（因為協(xié)整方程中系數(shù)值為0．0006047），但從長期來看，隨著獨立性的進一步提高，可能會導(dǎo)致通脹的偏差繼續(xù)擴大。所以，從圖1的左邊，并不能看出二者的長期趨勢是什么，這個結(jié)論和協(xié)整方程所得到系數(shù)的不顯著的結(jié)論是一致的。

由于CBI變量可以內(nèi)生決定，所以圖1的右邊正好相反，把通脹偏差作為擾動沖擊，觀察未來40期對CBI的影響。所呈現(xiàn)的結(jié)果是通脹的作為擾動，也會對CBI造成先下降后上升的過程，但是該過程何時趨于平穩(wěn)，至少在10年之內(nèi)是看不出來的，所以，二者之間也不可能存在長期的關(guān)系。

四、相關(guān)政策建議

本文對中央銀行獨立性和通脹的代理變量進行協(xié)整分析，得出二者之間并不存在任何長期關(guān)系的結(jié)論，所以，前人研究兩者之間存在短期關(guān)系并不能用來做政策分析。而且通過脈沖反應(yīng)圖發(fā)現(xiàn)，CBI和通脹在受到擾動之后，會在很長一段時間會持續(xù)下去，這也證實了二者不可能存在長期關(guān)系。因此，本文認為通過提高央行獨立性（比如，建立通貨膨脹目標(biāo)值以及政治上的獨立等）來降低目前高通脹的做法并不恰當(dāng)。但是，從長遠來看，為了幣值的穩(wěn)定以及宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定，我國中央銀行獨立性還是需要得到改進，但是這種提高是基于內(nèi)生的角度（央行獨立性是由一國經(jīng)濟制度、政治制度以及法律制度決定的）而并非從降低通脹的角度。具體來說，對于央行獨立性的建議如下：

從經(jīng)濟層面看，自1978年我國進行改革開放以來，通貨膨脹現(xiàn)象就持續(xù)不斷，但這種通脹并不具有西方國家政府的通脹偏好性質(zhì)，而是由我國客觀的國情所決定的。很多研究著著眼于這種通脹，往往會提出采用通貨膨脹目標(biāo)制。從這個意義上需要提高央行的獨立性，但是就業(yè)和經(jīng)濟增長等其它經(jīng)濟目標(biāo)必定受到損害。因此，通脹和CBI問題不能放在一起考慮。通貨膨脹目標(biāo)制是我國央行實行貨幣政策最高階段，可以逐步建立，不可一蹴而就。

從政治層面來看，央行在執(zhí)行貨幣政策時不可能完全保持獨立性，因為同時也要考慮財政措施（例如，稅收、政府支出），此外還要考慮金融體系的穩(wěn)定、增長和就業(yè)。2008年美國金融危機和2011年的希臘危機說明央行在貨幣政策的執(zhí)行上需要和政府合作，許多央行都是在受到政治壓力下調(diào)整了貨幣政策。缺乏絕對的獨立性也說明了央行和政府存在共生關(guān)系。所以，就我國而言，提高央行的獨立性只是一個漸近過程，它是內(nèi)生出來的，在宏觀經(jīng)濟穩(wěn)定運行下，央行獨立性會慢慢得到提高。

從法律層面上，由于我國財政政策和貨幣政策并沒有從法律上進行嚴(yán)格保障其獨立性，所以CBI需要在法律上和制度上建立完善的保證機制。貨幣政策委員會中學(xué)者很少，大部分都是官員擔(dān)任，由于我國的官員往往是任命制，這使得貨幣政策委員所起的作用非常有限。更重要的是，貨幣政策委員會幾乎沒有決定貨幣政策的權(quán)利，更不用說在央行任免人員問題上的權(quán)利了。所以，本文建議擴大貨幣政策委員的權(quán)利同時增加學(xué)者數(shù)量的比重，比且從法律上給予保證其獨立性。只有這樣，央行的獨立性才能得到穩(wěn)步提高，宏觀經(jīng)濟才能保持平穩(wěn)。

［1］陳曉楓．對我國中央銀行獨立性的實證研究及政策建議［J］．福建論壇（人文社會科學(xué)版），2007（6）．

［2］李勝蘭，賈茜．中央銀行獨立性與通貨膨脹關(guān)系的實證研究［J］．財經(jīng)科學(xué)，2008（9）．

［3］劉福壽．中央銀行獨立性的內(nèi)生性研究［J］．南開經(jīng)濟研究，2004（4）．

［4］馬光．關(guān)于我國中央銀行獨立性與宏觀經(jīng)濟表現(xiàn)的實證分析［J］．經(jīng)濟科學(xué)，2003（4）．

［5］Alesina，A．a(chǎn)nd Summers L． H． Central Bank Independence and Macroeconomic Performance： Some Comparative Evidence［J］．Journal of Money，Credit and Banking，1993（2）．

［6］Ayadi，F(xiàn)．a(chǎn)nd Ojo M．Central bank independence：monetary policies in selected jurisdictions ［D］． MPRA Paper，2013．

［7］Beck，T．a(chǎn)nd Levine R．a(chǎn)nd Loayza N．Finance and the sources of growth［J］．Journal of Financial Economics，2000（1－2）．

［8］Berger，H．a(chǎn)nd De Haan J．a(chǎn)nd Eijffinger S．C．W．Central Bank Independence：An Update of Theory and Evidence［J］．Journal of Economic Surveys，2001（1）．

［9］Brumm，H．J．Inflation and central bank independence：Two－way causality？［J］Economics Letters，2011（3）．

［10］Dreher，A．a(chǎn)nd Sturm J．－E．a(chǎn)nd De Haan J．Does high inflation cause central bankers to lose their job？Evidence based on a new data set［J］．European Journal of Political Economy，2008（4）．

［11］Hayo，B．a(chǎn)nd Hefeker C．Reconsidering central bank independence［J］．European Journal of Political Economy，2002（4）．

［12］Otero，J．a(chǎn)nd Ramírez M．Inflation before and after central bank independence：The case of Colombia［J］．Journal of Development Economics，2006（1）．

［13］Panagiotidis，T．a(chǎn)nd Triampella A．Central Bank Independence and inflation：the case of Greece［J］．REVISTA DE ECONOMíA DEL ROSARIO，2006（1）．

［14］Petrevski，G．a(chǎn)nd Bogoev J．a(chǎn)nd Sergi B．S．The link between central bank independence and inflation in Central and Eastern Europe：are the results sensitive to endogeneity issue omitted dynamics and subjectivity bias？［J］Journal of Post Keynesian Economics，2012（4）．

［15］Takagi，S．a(chǎn)nd Shi Z．Y．Exchange rate movements and foreign direct investment （FDI）：Japanese investment in Asia，1987－2008［J］．Japan and the World Economy，2011（4）．