王予婷

【摘要】當(dāng)前全球性的量化寬松的貨幣政策使得通貨膨脹預(yù)期一直保持高位，這也為全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇蒙上一層陰影。如何預(yù)防通貨膨脹預(yù)期引致實(shí)際通貨膨脹，對(duì)于貨幣當(dāng)局管理通貨膨脹預(yù)期而言具有重要意義。本文的目的在于使用H-P濾波估算通貨膨脹預(yù)期，繼而用協(xié)整和Phillips-Hasen兩階段法分析人民幣匯率對(duì)國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期的影響，本文還使用誤差修正模型探討了人民幣匯率變動(dòng)對(duì)國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期影響的機(jī)制。本文建立了一個(gè)半開放經(jīng)濟(jì)模型，這一模型中，國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期由人民幣匯率和貨幣供應(yīng)量共同決定。本文的結(jié)論是，長期而言通貨膨脹預(yù)期、名義有效匯率和國內(nèi)貨幣供應(yīng)量是協(xié)整的，匯率的變動(dòng)顯著地影響了國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期水平；短期而言，匯率變動(dòng)對(duì)國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期的影響也要大于貨幣供應(yīng)量。

【關(guān)鍵詞】匯率 通貨膨脹預(yù)期 H-P濾波 誤差修正模型

一、引言及文獻(xiàn)綜述

通貨膨脹預(yù)期是真實(shí)通貨膨脹形成的重要決定因素，不僅對(duì)中央銀行貨幣政策目標(biāo)與實(shí)施效果有重要影響，還與社會(huì)經(jīng)濟(jì)主體下一期的經(jīng)濟(jì)決策存在密切關(guān)系。央行通過經(jīng)濟(jì)手段引導(dǎo)公眾降低通貨膨脹預(yù)期，是其控制通貨膨脹有效手段之一。因此，對(duì)我國通貨膨脹進(jìn)行研究，對(duì)于實(shí)施宏觀調(diào)控，特別是對(duì)中央銀行運(yùn)用貨幣政策工具保持幣值穩(wěn)定，具有重要參考意義。

貨幣主義的代表人弗里德曼（1956，1970）認(rèn)為通貨膨脹無論何時(shí)何地都是一種貨幣現(xiàn)象，貨幣流通過程中，發(fā)行貨幣數(shù)額比社會(huì)實(shí)際需要貨幣數(shù)額多，則產(chǎn)生貨幣過剩的現(xiàn)象。李軍（1997）認(rèn)為在短期內(nèi)，貨幣供給和通貨膨脹之間的相關(guān)性不是很強(qiáng)，但長期過量的貨幣供給會(huì)通過未來的通貨膨脹來體現(xiàn)。張思成（2011）利用1978～2011年間的數(shù)據(jù)，通過Johansen協(xié)整分析法研究中國通貨膨脹與貨幣供應(yīng)的互動(dòng)機(jī)制，認(rèn)為無論在短期還是中長期，貨幣增長都顯著驅(qū)動(dòng)通貨膨脹。同時(shí)，匯率的變化也影響著通貨膨脹率的變化。卜永祥（2001）利用1990～2000年數(shù)據(jù)，運(yùn)用協(xié)整和Phillips-Hansen兩階段方法分析人民幣匯率變動(dòng)對(duì)國內(nèi)物價(jià)水平的影響，結(jié)果表明，短期而言，匯率對(duì)零售物價(jià)和生產(chǎn)者價(jià)格有不同的影響，匯率和國外物價(jià)水平變化對(duì)生產(chǎn)者價(jià)格有十分快捷和顯著的影響。長期來看，名義有效匯率和國內(nèi)物價(jià)水平、國外物價(jià)水平、國內(nèi)貨幣供應(yīng)量是協(xié)整的。陳浪南，何秀紅和陳云（2008）采用Johansen&Juselius協(xié)整檢驗(yàn)法估計(jì)匯率——價(jià)格傳導(dǎo)的長期關(guān)系，通過HP濾波求得變量的短期波動(dòng)序列，采用脈沖響應(yīng)函數(shù)分析匯率與價(jià)格水平的引致關(guān)系。結(jié)果表明，匯率的變動(dòng)會(huì)通過進(jìn)口商品的價(jià)格變動(dòng)來影響國內(nèi)物價(jià)水平，從而影響通貨膨脹水平。

國內(nèi)外文獻(xiàn)大致將通貨膨脹預(yù)期估算的方法總結(jié)為兩類：第一類是通過統(tǒng)計(jì)途徑進(jìn)行調(diào)查分析，第二種方法是通過計(jì)量模型進(jìn)行估計(jì)。Hamilton（1985）在假設(shè)通貨膨脹預(yù)期、真實(shí)利率和真實(shí)通貨膨脹率存在向量自回歸關(guān)系、金融市場是有效市場的基礎(chǔ)之上，利用名義利率和真實(shí)通貨膨脹率的季度數(shù)據(jù)，將預(yù)期通貨膨脹率、名義利率、真實(shí)通貨膨脹率以及其滯后項(xiàng)表示成向量自回歸的形式，并將其轉(zhuǎn)變?yōu)闋顟B(tài)空間的形式，然后利用卡爾曼濾波算法，使用以上數(shù)據(jù)完成了對(duì)無法觀測到的預(yù)期通貨膨脹預(yù)期的估計(jì)。Burmeister（1986）在Hamilton的基礎(chǔ)之上，使用月度數(shù)據(jù)對(duì)通貨膨脹預(yù)期進(jìn)行估計(jì)。國內(nèi)在使用計(jì)量方法估計(jì)通貨膨脹預(yù)期方面起步較晚。趙留彥（2005）基于名義利率和月度通貨膨脹率，參照Burmeister的方法構(gòu)建狀態(tài)空間，在理性預(yù)期的假定下根據(jù)卡爾曼濾波算法估測通貨膨脹率。唐羽（2010）根據(jù)費(fèi)雪方程和無偏預(yù)期理論，使用H-P濾波算法從短期名義利率中分離出通貨膨脹預(yù)期和Ex-ante實(shí)際利率。

本文在無偏預(yù)期假設(shè)的基礎(chǔ)上，檢驗(yàn)人民幣匯率變動(dòng)對(duì)國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期的影響。參照上述文獻(xiàn)的研究方法及結(jié)論，采用Corbo和McNelis（1989）所設(shè)定的模型設(shè)定了通貨膨脹預(yù)期方程，這是因?yàn)橹袊慕?jīng)濟(jì)并沒有實(shí)現(xiàn)完全開放。模型采用2006年3月到2012年12月的月度數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，將人民幣名義有效匯率和通貨膨脹預(yù)期之間的長期趨勢和短期動(dòng)態(tài)調(diào)整方程結(jié)合起來；在無偏預(yù)期的假設(shè)之上，采用H-P濾波估算我國通貨膨脹預(yù)期；設(shè)定模型，對(duì)變量的平穩(wěn)性和協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，運(yùn)用Phillips-Hansen兩階段方法估計(jì)誤差修正模型；最后對(duì)計(jì)量結(jié)果的解釋和結(jié)論。

二、通貨膨脹預(yù)期計(jì)算

（一）理論框架和模型構(gòu)建

（三）通貨膨脹預(yù)期估算

由于我國銀行存款利率不能由市場資金供求自由決定，我們使用一年期國債收益率來衡量名義利率。該利率序列在2006年3月后存在連續(xù)的日度觀測，故數(shù)據(jù)選取自該月開始。選取每月最后一個(gè)交易日利率水平來表示該月利率水平，該利率選取自中國債券信息網(wǎng)。

由上圖可以看出，實(shí)際利率的波動(dòng)趨勢分為三個(gè)階段：

第一階段，從2006年3月至2007年10月，實(shí)際利率處于上升趨勢。在這一階段，通貨膨脹率的預(yù)期在2007年5月經(jīng)歷由負(fù)到正的逆轉(zhuǎn)，可能是由于2007年中國資本市場資產(chǎn)泡沫累積，導(dǎo)致流動(dòng)性過剩，進(jìn)而帶來通脹壓力上漲。

第二階段，從2007年11月至2009年9月，實(shí)際利率處于下降趨勢，受2008年的金融危機(jī)影響，經(jīng)濟(jì)增速有所下滑，對(duì)于通貨膨脹的預(yù)期出現(xiàn)由正到負(fù)的逆轉(zhuǎn)。

第三階段，從2009年10月至2012年12月，實(shí)際利率處于上升趨勢。由于國家2009年開始執(zhí)行四萬億經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃，銀行信貸擴(kuò)張，對(duì)于通貨膨脹的預(yù)期由負(fù)轉(zhuǎn)正。在此之后，國家遏制房價(jià)政策出臺(tái)，通貨膨脹預(yù)期的上升勢頭得到抑制，出現(xiàn)正負(fù)交替的現(xiàn)象。

三、模型設(shè)定和數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

之前估算的通貨膨脹預(yù)期水平Eπt-1，k可以看成在t-1期期末估計(jì)的t+k期物價(jià)相對(duì)于t期變動(dòng)的幅度，定義變量EPt，k=（Eπt-1，k+1）×100%，即把EPt，k看成是t-1期期末對(duì)t+k期物價(jià)水平相對(duì)于t期的百分比。

依照Corbo和McNelis的模型，用方程來解釋國內(nèi)的通貨膨脹預(yù)期水平：

EP=F（NEER，M）

EP代表國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期水平，NEER是名義有效匯率，M代表國內(nèi)貨幣供應(yīng)量。該方程可以描述成：lnEPt=β0+β1lnNEERt +β3lnMt+εt

lnEPt：t期我國通貨膨脹預(yù)期水平的自然對(duì)數(shù)形式；

lnNEERt：t期實(shí)際有效匯率指數(shù)的自然對(duì)數(shù)形式；

lnMt：t期的我國貨幣供應(yīng)量自然對(duì)數(shù)形式。

（二）數(shù)據(jù)選取

模型使用從2006年3月到2012年12月的共82個(gè)樣本。名義有效匯率選自國際清算銀行，M0代表貨幣供應(yīng)量，數(shù)據(jù)取自于中國人民銀行網(wǎng)站。

（三）單位根檢驗(yàn)和協(xié)整檢驗(yàn)

1.單位根檢驗(yàn)。本文使用ADF方法對(duì)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列特征進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果在表1中。

所有變量在5%顯著性水平上，無法拒絕存在單位根的原假設(shè)。在一階差分后，所有變量都在5%的顯著性水平上，可以拒絕序列不穩(wěn)定的原假設(shè)。我們認(rèn)為，在5%的顯著性水平上，所有變量都是1階單整的。

2.協(xié)整方程。為估計(jì)變量之間的長期關(guān)系，使用Phillips和Hansen兩階段過程進(jìn)行建模。首先，用Phillips和Hansen（1990）提出的修正的OLS估計(jì)值來估計(jì)長期關(guān)系，然后用上一階段回歸獲得的誤差修正項(xiàng)作為額外的回歸因素來估計(jì)短期動(dòng)態(tài)機(jī)制。下面是完全修正的Phillips——Hansen估計(jì)值，其中括號(hào)中的為回歸系數(shù)t檢驗(yàn)值：

LnEP=4.848218+0.020483LnM0-0.09999LnNEER

（115.7319） （3.712833） （-4.080324）

對(duì)以上回歸方程的殘差進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果在表2。

從表中可以看出，在5%的置信度水平下，以上回歸的殘差能夠拒絕非平穩(wěn)的假設(shè)，因而上述回歸方程能夠代表通貨膨脹預(yù)期和匯率之間的長期關(guān)系。

（四）短期動(dòng)態(tài)過程的估計(jì)

在確定了國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期、貨幣供應(yīng)量和實(shí)際有效匯率之間的長期關(guān)系之后，我們可以繼續(xù)估計(jì)短期動(dòng)態(tài)過程，誤差修正模型是：

ECM是對(duì)從長期均衡位置偏離程度估計(jì)的指標(biāo)，用第一階段回歸殘差來表示，其估計(jì)值是：ECM=LnEP-4.848218-0.020483 LnM0+0.09999LnNEER

采用Hendry（1995）所使用的從一般到個(gè)別的建模方法來剔除回歸系數(shù)不顯著的滯后期，在初始階段設(shè)置每一個(gè)變量滯后期為12期，之后剔除系數(shù)不顯著的滯后期，獲得最終的模型。誤差修正模型見表3。

誤差修正模型調(diào)整后的R2只有0.425496，擬合程度不高，這可能反映了通貨膨脹預(yù)期還受到其他因素影響，如我國主要貿(mào)易伙伴國家的物價(jià)水平、貨幣供應(yīng)量、我國農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、工資率的增長等等。而所有這些因素，均作為模型的外生變量加以解釋，不在模型的考慮范圍之內(nèi)。

四、對(duì)實(shí)證結(jié)果的分析及結(jié)論

第一，長期來看，名義有效匯率、國內(nèi)貨幣供應(yīng)量和國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期盡管不是平穩(wěn)過程，但是協(xié)整的。國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期受到名義有效匯率顯著地影響，名義有效匯率變動(dòng)一個(gè)百分點(diǎn)，會(huì)使得國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期反方向變動(dòng)0.06個(gè)百分點(diǎn)。

第二，在短期，國內(nèi)的通貨膨脹預(yù)期水平主要由國外因素決定，國內(nèi)貨幣供應(yīng)量對(duì)國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期只有很弱的影響，即便是這種較弱的影響也要在7個(gè)月之后才能體現(xiàn)出來。短期來看，名義有效匯率對(duì)國內(nèi)通貨膨脹預(yù)期有著決定性的影響，其本身的變化將在1個(gè)月后對(duì)通貨膨脹預(yù)期產(chǎn)生影響。

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