邢全偉

（北京大學 經(jīng)濟學院，北京 100871）

0 引言

通貨膨脹作為經(jīng)濟增長的基礎性問題得到持續(xù)研究，各界對外匯儲備、貨幣流動性和通貨膨脹之間的關系形成了基本判斷。通貨膨脹在實質上是貨幣現(xiàn)象，短期內可以對實體經(jīng)濟產(chǎn)生波動性沖擊，長期則只會反映在物價水平變動上，原因在于時滯效應，時滯主要由政策的非匹配、理性預期等因素引起。如外匯儲備由于沖銷政策顯現(xiàn)為通貨膨脹的期限為2年。其中，貨幣轉變?yōu)橥ㄘ浥蛎浀那乐饕谢A貨幣、外匯儲備、部門收益率、理性預期等[1-5]。但是，也有研究主張外匯儲備不能夠引起物價上漲，通貨膨脹主要由自身滯后項引起，這表現(xiàn)為現(xiàn)實中的理性預期[6-9]。而且，理性預期的作用有待認定。

基于既有現(xiàn)實和研究基礎，本文通過時變參數(shù)模型研究外匯儲備、貨幣流動性和通貨膨脹的關系，并通過狀態(tài)變量設定分析不可觀測因素對通貨膨脹的影響。這能夠避免既有實證研究中分別研究、固定參數(shù)、缺少理性預期等方面的缺陷，更好地揭示經(jīng)濟演變規(guī)律。

1 研究設計

1.1 變量設定

（1）通貨膨脹的變量設定。通貨膨脹率作為本文研究的核心變量，有以下常用的衡量指標：CPI、PPI以及GDP平減指數(shù)。其中，CPI是反映一定時期內城鄉(xiāng)居民所購買的生活消費品和服務項目價格變動趨勢和程度的相對數(shù)。PPI是反映一定時期內全部工業(yè)產(chǎn)品出廠價格總水平的變動趨勢和程度的相對數(shù)。GDP平減則是名義GDP與真實GDP的比例。我國目前僅公布了CPI和PPI統(tǒng)計數(shù)據(jù)。根據(jù)代表性和指標的綜合程度，本文選擇CPI衡量通貨膨脹程度。

（2）貨幣流動性的變量設定。根據(jù)貨幣流通性強弱，中國人民銀行在進行貨幣供給的統(tǒng)計時將貨幣劃分為三個層次：M0、M1、M2，分別代表流通中的貨幣、貨幣、貨幣和準貨幣，主要構成部分分別為現(xiàn)金、M0和活期存款、M1和定期存款等。貨幣流動性主要包括兩個方面的含義：貨幣的變現(xiàn)能力（MCD）和貨幣滿足經(jīng)濟發(fā)展需要的程度，后者指經(jīng)濟貨幣化程度（GMD）。據(jù)此，貨幣流動性可通過MCD和GMD綜合衡量；并且，他們與貨幣的流動性都呈現(xiàn)正相關關系。本文用M1/M2衡量MCD指標，M2/GDP衡量GMD指標。

（3）外匯儲備貨幣化的變量設定。外匯儲備是指為應付國際支付需要，各國的中央銀行及其他政府機構所集中掌握的外匯資產(chǎn)，主要包括外國有價證券、外國銀行的支票、期票、外幣匯票等。外匯儲備貨幣化程度（FEMD）是影響通貨膨脹的重要變量。本文用外匯儲備總額/M2衡量FEMD指標。

另外，為了分析通貨膨脹預期對通貨膨脹的影響，本文選定企業(yè)家信心指數(shù)和消費者預期指數(shù)作為參照標準。

1.2 模型設定

除了對可觀測變量進行分析之外，狀態(tài)空間模型（State Space Model）[10,11]還可以通過加入不可觀測變量實現(xiàn)對兩種變量類型的分析。其中，不可觀測變量廣義地包含預期、誤差、趨勢循環(huán)要素等，在狀態(tài)空間模型中被統(tǒng)稱為狀態(tài)變量（State Variable）。除了上述優(yōu)點，在擾動項和初始狀態(tài)變量服從正態(tài)分布的前提假設下，狀態(tài)空間模型可以利用卡爾曼濾波（Kalman Filter）實現(xiàn)所有未知參數(shù)的估計，在得到新的觀測值時，實現(xiàn)連續(xù)修正狀態(tài)變量的估計，避免再次利用所有數(shù)據(jù)進行估計的麻煩。狀態(tài)空間變量模型的主要作用是分析狀態(tài)隨時間變化的規(guī)律，并且驗證所選擇的狀態(tài)是否能夠反映觀測變量的真實情況。需要特別注意的是，狀態(tài)向量的選擇應該滿足盡可能描述系統(tǒng)變化過程的所有信息和包含盡可能少的元素兩個標準。

其中，方程（1）為信號方程，方程（2）為狀態(tài)方程。狀態(tài)空間模型要求觀測噪聲μt和狀態(tài)噪聲ωt都滿足零均值、連續(xù)并且不相關的條件。

依據(jù)狀態(tài)空間模型基本思想，可以通過建立狀態(tài)空間模型分析估計通貨膨脹的預期、外匯儲備貨幣化、貨幣變現(xiàn)能力以及經(jīng)濟貨幣化程度之間的動態(tài)關系。為了表現(xiàn)系統(tǒng)的結構時間變化，假設狀態(tài)變量符都符合一階Markov過程。此時的狀態(tài)空間模型也被稱為時變參數(shù)模型（Time-Varying Parameter Model）。

以CPI作為被解釋變量，MCD、GMD和FEMD為解釋變量。同時，為了避免其他影響通貨膨脹的重要因素遺漏，以及考慮通貨膨脹預期的影響，設定不可觀測狀態(tài)變量SV1t、SV2t、SV3t、SV4t。綜合考慮，構建分析框架：

1.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本區(qū)間為2000年1月至2018年6月，使用月度數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要來源于歷年統(tǒng)計年鑒、國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、中國人民銀行網(wǎng)站、國家外匯管理中心網(wǎng)站以及IFS數(shù)據(jù)庫（International Financial Statistics）。其中，國家統(tǒng)計局公布的CPI為同比數(shù)據(jù)，本文進行了環(huán)比值換算得到CPI在研究區(qū)間內的月度環(huán)比數(shù)據(jù)。由于GDP數(shù)據(jù)為季度數(shù)據(jù)，本文利用工業(yè)增加值增長率進行調整得到近似的月度GDP數(shù)據(jù)①具體調整辦法為：假設規(guī)模以上工業(yè)增加值增長率在季度的第2個月份和第3個月份分別為a和b，整個季度的GDP為c。則該季度第1個月份GDP為M=c/[1+(1+a)+(1+a)(1+b)]，進而由此可得第2個月份的GDP為M(1+a)，第3個月份的GDP為M(1+a)(1+b)。。外匯儲備公布數(shù)據(jù)單位為美元，根據(jù)對應期間的人民幣月平均匯率換算為人民幣計價的數(shù)額②匯率有名義匯率和實際匯率兩種形式，之所以采用名義匯率換算外匯儲備，主要是基于外匯儲備貨幣化的主要機制是通過中國人民銀行在外匯市場進行外匯買賣穩(wěn)定匯率水平的原因。。企業(yè)家信心指數(shù)和消費者預期指數(shù)分別為季度、月度數(shù)據(jù)，起始時間分別為2000年、2006年。另外，本文根據(jù)不同數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計技術、研究目的對少數(shù)數(shù)據(jù)進行了必要調整。使用的分析軟件為Eviews6.0。

2 實證分析

2.1 樣本的描述統(tǒng)計

由于企業(yè)家信心指數(shù)和消費者預期指數(shù)統(tǒng)計指標的

狀態(tài)空間變量的結構為：起始統(tǒng)計時間、統(tǒng)計時段與其他變量存在差異，兩個指標的樣本數(shù)量相對較少，分別為74期和150期，其他變量的樣本期數(shù)為222期。企業(yè)家信心指數(shù)為季度數(shù)據(jù)，消費者預期指數(shù)為月度數(shù)據(jù)。經(jīng)過必要的調整，本文補全了個別變量在研究區(qū)間內所出現(xiàn)的數(shù)據(jù)缺失；同時，也根據(jù)需要調整統(tǒng)一了不同變量的時間區(qū)間。規(guī)模變量的單位統(tǒng)一調整為億元，CPI的數(shù)據(jù)單位為百分比。各個變量的時間序列數(shù)據(jù)均表現(xiàn)正常。樣本的描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 樣本的統(tǒng)計描述

2.2 數(shù)據(jù)定性分析及處理

本文所選用的指標都屬于宏觀經(jīng)濟的名義變量，所使用的變量包括貨幣變現(xiàn)能力（MCD）、經(jīng)濟貨幣化程度（GMD）以及外匯儲備貨幣化（FEMD）都是這些宏觀經(jīng)濟名義變量的比率，可以有效消除價格因素的影響。另外，通過觀察研究指標的折線圖（見圖1和圖2），可以發(fā)現(xiàn)MCD和GMD有著明顯的季節(jié)變動規(guī)律，F(xiàn)EMD變量的季節(jié)變動趨勢相對不明顯。為了消除季節(jié)變動因素的影響，本文對這些指標都通過Census X-12方法進行季節(jié)調整。

圖1 MCD變量季節(jié)調整前后趨勢圖

從圖1可以看出，2000—2014年期間，我國的貨幣變現(xiàn)能力雖在2005年和2009年存在短暫的上升，但總體上呈下降態(tài)勢。特別是在2011年之后，這種下降趨勢十分明顯。但是，在2014年之后略微上升。這說明我國的貨幣流動性處于下降態(tài)勢，貨幣在經(jīng)濟運行中發(fā)揮作用的效率逐漸走低。需要注意的是，該態(tài)勢是在貨幣供給總量一直加大的前提下出現(xiàn)的，這說明貨幣的風險規(guī)避功能越來越大，而經(jīng)濟運行環(huán)境逐漸惡化后略微改善。

圖2 GMD變量季節(jié)調整前后趨勢圖

從圖2可以看出，與貨幣流動性不斷降低的趨勢相反，我國經(jīng)濟的貨幣化程度不斷上升。雖然，2003—2008年期間呈現(xiàn)下降態(tài)勢；但是，在2008年出現(xiàn)急劇增加，其后回落至既有的上升軌道。并且與MCD相對應，在2016年之后GMD上升速度變緩。結合宏觀經(jīng)濟運行和貨幣政策可以發(fā)現(xiàn)，2003—2008年期間，我國經(jīng)濟高速發(fā)展、國際貿易順差和強制結售匯制度共同造成外匯儲備的快速增加，外匯儲備總規(guī)模由3044.6億美元急速上升至19460.3億美元，增長幅度高達6.39倍。同時，我國外匯儲備貨幣化程度不斷加速，可以從圖3中得到反映。為了防止通貨膨脹問題，我國實行了緊縮性的貨幣政策，這促成了GMD變量在這個時間區(qū)間內的下降態(tài)勢，該態(tài)勢一直持續(xù)至今，并逐漸下降至2000年的水平。

圖3 FEMD變量季節(jié)調整前后趨勢圖

2008年全球爆發(fā)國際金融危機，為了防止經(jīng)濟衰退，我國進行了高達4萬億的財政刺激計劃和寬松的貨幣政策，這直接導致了2008年下半年開始的經(jīng)濟貨幣化程度急速上升問題?！巴ㄘ浥蛎浭且环N貨幣現(xiàn)象”，這種寬松貨幣政策所帶來的外部沖擊在長期內并不能改變經(jīng)濟運行的內在態(tài)勢。隨著時間的推移和經(jīng)濟發(fā)展對于流動貨幣的吸納，外匯儲備貨幣化問題得到緩解，經(jīng)濟的貨幣化程度逐漸向正常軌道靠攏。

2.3 變量的協(xié)整檢驗

由于各個分析變量并非平穩(wěn)時間序列，為了避免變量的偽回歸現(xiàn)象，同時滿足狀態(tài)空間模型對非平穩(wěn)時間序列間存在協(xié)整關系的要求，在進行模型估計之前，需要對各變量進行協(xié)整檢驗。表2的結果表明，各變量的ADF檢驗結果的t統(tǒng)計量值都大于10%顯著性水平下的臨界值。這說明，變量序列本身都為非平穩(wěn)的時間序列。在對變量的一階差分進行ADF檢驗之后發(fā)現(xiàn)，其t統(tǒng)計量值都小于10%顯著性水平下的臨界值，這說明各個變量的一階差分序列為平穩(wěn)時間序列。所以，研究變量都是一階單整時間序列。

表2 變量的ADF檢驗

由于研究變量都是一階單整時間序列，可以繼續(xù)進行協(xié)整檢驗。利用基于回歸系數(shù)的Johansen協(xié)整方法檢驗變量間的協(xié)整關系。在檢驗過程中，選擇觀測序列存在線性確定性趨勢，而且協(xié)整方程僅存在截距。同時，依據(jù)AIC準則和SC準則選定協(xié)整等式右邊的最大滯后期數(shù)。綜合考慮各種因素最適宜的選擇為滯后10期。在5%的顯著性水平下，可以得到變量間的協(xié)整檢驗結果，如表3所示。

表3 協(xié)整檢驗結果

從表3的檢驗結果可以看出，跡檢驗和最大特征值檢驗都在5%的顯著水平下拒絕了不存在協(xié)整關系的原假設，并且最多存在一個協(xié)整關系的假設結論成立。綜合而言，可以確定各個變量之間在5%的顯著性水平下僅存在一個協(xié)整關系。

這表明，研究變量CPI、MCD、GMD、FEMD之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系，滿足狀態(tài)空間模型估計條件。

2.4 分析框架模型的估計結果

狀態(tài)空間模型的核心問題便是用時間序列的觀測值對狀態(tài)變量進行估計，本文利用卡爾曼濾波和最大似然估計法估計模型框架。在噪聲與初始狀態(tài)均服從高斯分布、模型方程的噪聲以及不同噪聲間不存在自相關和相關條件假定滿足的前提下，樣本的最大似然函數(shù)表達式為：

式（8）中，ωt|t-1(θ)為觀測變量的一步向前預測誤差，Pt|t-1(θ)為ωt|t-1(θ)的方差。

同時，利用線性回歸方法和參考既有研究成果，在對模型賦予適當?shù)某跏贾岛?，?jīng)過不斷試算，得到框架模型的最終估計結果為：

模型估計結果中，各個參數(shù)的p值都小于0.05，狀態(tài)方程估計的p值也都小于0.05，極大似然值和AIC準則估計值相對較大?？傮w而言，信號方程中的狀態(tài)變量表現(xiàn)顯著。

2.5 狀態(tài)變量估計結果及分析

信號方程中的時變參數(shù)估計走勢如圖4所示。時變參數(shù)SV1,t的總體走勢呈現(xiàn)出從2000—2008年逐漸降低，在2009年明顯上升，至2010年達到最高點之后又逐漸走低的態(tài)勢。結合我國的經(jīng)濟形勢分析，從2003年開始我國實行緊縮性的貨幣政策，通過票據(jù)對沖等政策工具降低流動性。2008年國際金融危機和國內不利因素增加，國內經(jīng)濟發(fā)展面臨諸多挑戰(zhàn),經(jīng)濟政策逐漸寬松。企業(yè)和消費者對此都會做出理性預期反映，通過微觀行為的變化影響CPI變動。

同時，理性預期的變動并不會同步于經(jīng)濟形勢變化，存在一定的滯后性，這可以從圖中看出。另外，對比時變參數(shù)SV1,t與企業(yè)家預期指數(shù)和消費者信心指數(shù)的相關系數(shù)，當期相關系數(shù)分別為-0.1734、0.2469，而與滯后3期的相關系數(shù)分別為-0.2102、0.1585。這也說明預期滯后于通貨膨脹。

圖 4 時變參數(shù) SV1，t和 SV2，t的走勢

根據(jù)圖4（b）時變參數(shù)SV2,t的估計結果，可以看出貨幣變現(xiàn)能力始終負向影響通貨膨脹程度，并且相對平穩(wěn)。這驗證了期初的猜想，在中國的貨幣供給逐漸增加的情況下，這種情況說明經(jīng)濟體對貨幣存在“惜用”問題。這同樣在M0的演變特性中得到了反映。特別地，2008—2009年期間，貨幣變現(xiàn)能力急劇下降，這是微觀主體應對風險的自然反應。隨后，2008年的擴張性貨幣政策和經(jīng)濟刺激促進了貨幣變現(xiàn)能力，也同時提高了通貨膨脹水平。但是，這種貨幣刺激措施并沒有改變貨幣變現(xiàn)能力演變的內在形態(tài)。

與貨幣變現(xiàn)能力表現(xiàn)不同，經(jīng)濟貨幣化程度始終是推動通貨膨脹的主要因素。從圖5（a）時變參數(shù)SV3,t的變動趨勢可以看出，經(jīng)濟貨幣化程度在2000—2014年間對于通貨膨脹的影響始終處于正向推動狀態(tài)。這種趨勢在2010年之后逐漸降低，這與中國經(jīng)濟發(fā)展速度和經(jīng)濟增長方式轉變有關?？傮w來看，經(jīng)濟貨幣化程度符合經(jīng)濟學理論和中國經(jīng)濟發(fā)展實際，貨幣對于通貨膨脹的影響最終取決于經(jīng)濟的內在發(fā)展狀態(tài)。

圖 5 時變參數(shù) SV3，t和 SV4，t的走勢

時變參數(shù)SV4,t衡量外匯儲備貨幣化程度對于通貨膨脹的影響。從圖5（b）可以看出，時變參數(shù)SV4,t的變動分為兩個時段。2000年1月至2008年下本年，處于下降狀態(tài)，2009年初至2018年6月處于上升狀態(tài)。第一個時段是中國國際貿易快速增長的時期，結合中國的外匯管理制度，便很容易理解外匯儲備貨幣化程度對于通貨膨脹的負面影響結果。2005年的人民幣匯率形成機制改革和2007年開始的有管理浮動匯率制度改革倒逼中國人民銀行為維持匯率穩(wěn)定進行對沖，在人民幣不斷升值前提下，外匯儲備貨幣化最終促使通貨膨脹水平提升。而且這種態(tài)勢一直持續(xù)至今，時變參數(shù)SV4,t呈現(xiàn)出逐漸向正值方向逼近的態(tài)勢。

3 結論

本文在利用狀態(tài)空間模型對外匯儲備、貨幣流動性以及其他未觀測因素與通貨膨脹的動態(tài)關系分析之后，結合變量的定性分析和中國的經(jīng)濟發(fā)展背景，得出如下結論：

（1）我國經(jīng)濟運行存在流動性過剩問題，經(jīng)濟貨幣化、外匯儲備貨幣化程度不斷上升。在央行增大貨幣供給、經(jīng)濟不斷下滑的背景下，經(jīng)濟主體為了規(guī)避風險存在貨幣“惜用”問題，貨幣并未有效地流向實體經(jīng)濟，貨幣的流動性、經(jīng)濟效率降低。流動性過多進入虛擬經(jīng)濟和在不同行業(yè)之間的輪動加大了經(jīng)濟波動。

（2）經(jīng)濟貨幣化、貨幣變現(xiàn)能力、外匯儲備貨幣化顯著影響通貨膨脹，具體效果存在差異。其中，經(jīng)濟發(fā)展的貨幣化程度是推動通貨膨脹上漲的根本因素。但是，由于貨幣供給的增長并無顯著改變貨幣的變現(xiàn)能力，這抵消了貨幣供給增加影響通貨膨脹效用。外匯儲備貨幣化對通貨膨脹存在負向作用，可能原因在于外匯管理制度，央行需要在穩(wěn)定匯率、人民幣升值、經(jīng)濟穩(wěn)定之間尋求平衡，不同時段的經(jīng)濟基礎和對沖政策造成外匯儲備貨幣化的不同表現(xiàn)。

（3）利用狀態(tài)變量衡量的外匯儲備、貨幣流動性之外的因素對于通貨膨脹的影響顯著。其中，企業(yè)家信心指數(shù)與消費者預期指數(shù)與通貨膨脹存在明顯的相關關系，這種相關關系也存在一定的滯后性。這并非意味著預期因素可以代表外匯儲備和貨幣流動性之外的所有因素，但能說明微觀主體可以通過消費、儲蓄和投資行為改變通貨膨脹的運行態(tài)勢。總體來看，理性預期會抵消通貨膨脹幅度，減少經(jīng)濟波動。

（4）貨幣政策對通貨膨脹的發(fā)生有著顯著影響，這種影響在不同經(jīng)濟形勢下表現(xiàn)也有所差異，經(jīng)濟形勢下滑時期的影響程度會更深。據(jù)估計結果，貨幣政策在2008年對于貨幣的流動性和外匯儲備的貨幣化的沖擊顯著，其后效果有所下降。貨幣政策可能并不能夠從根本上改變經(jīng)濟運行狀態(tài)。