中国通货膨胀的惯性变化及其货币政策含义

经济论文,通货膨胀惯性;动态面板数据模型;内生结构突变;系统广义矩估计

第 2第 5期 6卷20 0 9年 5月

统计研究Sa ite lRe e r h tt ia s sa c

V0 . 6。No 5 12 .

M a O 9 y2 O

中国通货膨胀的惯性变化及其货币政策含义王少平王津港内容提要：本文基于我国省际通胀的面板数据，用 Wah r20 )应 ct (04的动态面板数据模型的内生结构突变检验， e 检验我国通胀惯性的结构突变。在此基础上，应用系统广义矩估计，对我国的通胀惯性进行估计。本文的结论为，

我国通胀的惯性，通胀运行的不同阶段和货币政策的变化而发生内生性结构突变，总体呈下降趋势，货膨胀随但通的下降期和紧缩期的惯性较大，前的惯性相对较小。当 关键词：货膨胀惯性；通动态面板数据模型；内生结构突变；统广义矩估计系中图分类号：82 C1 文献标识码： A文章编号： 0—46 (090一 07— 8 1 2 5520 )5 O 1 0 0

I fa i n I e ta S r c u e Ch n e o i a a d I s I p ia i n n t n r i t u t r a g f Ch n n t m l to l o cWa g S a pn n h o i g& Wa g Jn a g n ig nAbsr c: s d o a e aa o n aina h r vn illv li hia, i a e p l stee d g n u tu tr h ng ta t Ba e n p n ld t fif to ttep o ica e e n C n t sp p ra pi n o e o ssr cuec a e l h e h

t to n mcp e m d l y ct ( 0 4 t t t e n oeo s t c r c ag fn ao e i m d 1 B s o et t e r y a i a l oe b h r2 0 ) o e dgn u r t e h neo i t ni r a oe . ae n h s sf d n Wa e st e h su u i n t l f t er sl,we e t t h n ain n ri wi y tm GM M . T e ut h w h tte n r a h n e t i ee tsa e a d e ut s mae te i to iet i l f a h t s se he r s l s o ta iet c a g s wi

df rn tg n s h i h

c aa trsiso h n ain,b ta p a e rae te d g n rl h r ce t fteif to i c l u p e rad ce s rn e eal y,e p cal nt ro so pte do ain a d p ro s s i y,i hep id fu n fi t n id e l e r l f n o e o ii ain,te iet sr ltv l i fdsn to h n ri i eaiey bg,h we e,t e c re tie i sr ltv l ma1 l f a o v r h u rn n r a i eaiey s l. tKe y wor s:n ain Ieta; n mi n lMo e; d g n u tu tr a g S se GMM d I l f t n ri Dy a c Pa e d lEn o e o sSrcu e Ch o n e; y tm—

一

、

引言

快速回落， 0 8年 8— 1 20 0月，胀分别回落至通 49 46 .%、 .%和 40 .%。从最后一次加息 (0 7年 l 20 2月2 1日再次将利率调整到 4 1%)通胀回落到 .4到 40历时仅 l个月， .%, 0对应的通胀从 8 7个百分点 .回落到 4个百分点，回落幅度近 5%。由此提出的 5问题是，中国通胀的快速回落是否意味着通胀自身的动态调整行为发生内生性结构突变？进一步，随

改革开放以来，中国的通货膨胀历经通胀.紧缩.

通胀的运行格局，对应的货币政策也体现出由从紧

转向于宽松、转向于从紧的基本特征。特别的，再20年 4月至 20 07 0 8年 1 2月，以猪肉价格为代表的

农产品价格的上涨，以及国际市场原油、粮食等初级生产资料价格的上升，使我国经历了新一轮通货致膨胀， 07年 4月的通胀 ( 20以居民消费价格指数 ( P)量，同) C I度下水平为 44之后呈现出快速上 .%,涨的趋势，0—1 1 2月达到全年的最高水平，别为分6 5 69 .%、 .%和 6 5这种快速上涨的趋势， .%,延续至

着美国金融危机的扩散和蔓延，国的通胀水平持我续走低，由此引发对于通胀紧缩的担忧，中国通胀在紧缩期的惯性是否不同于通胀期？以上的问题可归

结为中国通胀的惯性是否发

生内生性结构突变，因此，准确的检验和计算我国通胀的惯性，成为回答就上述问题的关键。本文将对我国的通胀建立具有结构突变的动态面板数据模型，而对模型进行具有进内生结构突变的广义矩估计，于此检验通胀惯性基的内生性结构突变，并计算通胀的惯性，其结果用于解释上述问题。

20年的前两个月，中 1月份为 7 1,份更 08其 .% 2月是高达 8 7创下了近 1 .%, 0年来的新高。为抑制这种快速上涨的通货膨胀，央行果断将稳健的货币政策转向于从紧， 20从 0 8年 3月份起，央行先后 6次上调存贷款基准利率，总计上调幅度达到 6 .%, 43 与此同时，央行还 1 0次上调准备金率共 55个百分 .

点。从紧的货币政策和相关宏观经济政策的作用， 尤其是美国金融危机冲击效应的显现，国的通胀我

所谓通货膨胀的惯性 (n a o nra,称为 I t nI t )也 l f i ei

通货膨胀粘性，u r (9 5年给出了其现代定义： F he 19 ) r

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1 8

统计研究

2o 09年 5月

在受到随机扰动的冲击之后，货膨胀偏离其均衡通状态所持续的时间。基于这一定义，续的时间越持

究，研究结果表明，国的通货膨胀惯性， 1美与 9世纪

7 0年代和 8年代相比较， 9 0在 0年代有所下降，即通

长，明通货膨胀的惯性越大。现有的研究已经广表泛认同通货膨胀的惯性是存在的，对于惯性产生但的原因，有的文献并没有一致的看法，归结为以现但下几个因素：①工资及价格粘性导致通胀的调整具有一定的惯性；②对通货膨胀的预期的变化或对货币政策的信心，在某种程度上决定了通胀的调整速度；③随机冲击的性质与程度，也是影响通胀调整的重要因素，如这一次美国金融危机对我国的通胀产生前所未有的冲击，在很大程度上导致 20 0 8年上半年的高通胀和随后的快速回落；尽管以上 3个因④

胀惯性出现结构突变。这一结论与美国较低的通货膨胀率相吻合。Lv ei n和 Pgr20 ) i (04的研究表明， e当

不考虑模型的结构变化时，通货膨胀惯性将被高估。 这一结论强调了结构突变对于精确估计通货膨胀惯

性的重要性。由于通货膨胀的惯性直接影响到货币 当局能否制定最优和适时的货币政策，通胀惯性对的研究，不仅是一个学术问题，是一个政策问题。也 为制定正确的货币政策，欧洲中央银行还专门成立了通货膨胀惯性研究小组 (n a o Prs ne Ift n e ie c li st N to )专职研究欧盟的通货膨胀惯性，之为制 e r, wk使

素从不同的角度，释通胀惯性的存在， Ats o解但 ls m ii(0 6所强调的是， 20 )中央银行在实施或改变一项货

定正确的货币政策提供依据。我国学术界和央行对通货膨胀惯性的研究还相

币政策时，预期政策实施使通货膨胀回复其均值 (均衡值 )持续的时间，所也就是货币政策产生效应所需的时间，然这也是货币当局所设定的政策目标。显 不同的时期应实施不同的货币政策，同的预期和不不同的政策目标，导致通胀的惯性不仅存在而且不尽相同。进一步，通货膨胀惯性越大，味着偏离均意

对匮乏。戴园晨 (9 8对我国通货膨胀惯性产生的 19 )原因进行了简要的定性分析；放 (97对通货膨钱 19 )胀惯性与利率的关系进行了研究；张成思 (0 8对 20 )

我国通货膨胀的惯性进行了度量。张成思以 18 90—

20 07年为样本，用自回归模型，用格点自举采应

法对模型进行估计，运用 A de s 19 )内生结并 n r (93的 w

衡的时间越长，因而货币政策的滞后效应越明显，从而使实现政策目标所需的时间越长。因此， u r F he r

构突变检验，检验样本期是否存在未知断点，其结论为，国低通胀条件下通货膨胀仍然具有相对强的我惯性 ( .1,一结论意味着，国在低通胀期， 0 8 )这我如

的研究说明，当通货膨胀惯性较大时，为实现政策目 标，就需要更为“烈”猛的货币政策。特别的，u r F he r和 A i io的研究表明， hs m s通货膨胀惯性系数本身也是变化的，urr Fhe的结论之一是，货膨胀惯性与通通货膨胀率正相关，即通货膨胀水平越高，通货膨胀惯

20—20 0 2 04年期间，币政策的滞后效应依然比较货大，通货膨胀对政策变化的反

应速度非常缓慢。基于此建议央行，少应该在出现通胀压力的前一年至

采取措施，以应对通胀惯性所产生的政策滞后效应。 但是，无论是该文的计量方法、是结论，有商榷还仍和改进之处，,文没有检验 19如该 97年后模型是否出现结构突变，实上，97—20事 19 0 7年期间，国的我

性越大，之则越小，反这一结论隐含着，同时期，不或不同特征的通胀或紧缩，应的通胀惯性不同；对 wii s20 ) l m (o 3也认为， l a通货膨胀的惯性随着经济人对货币政策变化的适应性而改变。以上对有关通胀惯性的重要文献的解析，明了通胀惯性的基本特说

通货膨胀经历了不同的形态，货币政策也几经变化， 发生结构突变的可能性极大。如果忽视确实存在的

征，通胀惯性不仅随货币政策的变化而变化，受随也机冲击的影响，随机冲击的强度越大，通胀惯性改变的可能性越大。不言而喻，这一特征，对于正确计算我国的通胀惯性，具有针对性的意义。对通胀惯性的研究，已经成为现有文献中的一个重要的研究方向。早期的研究主要以理论研究为主，al(90, T y 18 ) o C]o18 ) Mc au 19 )是从理论上分析 a (9 3和 v C l m( 94正 l

结构突变点，其估计结果 ( 0 8 )如 .1将是有偏的；重要的是，中格点自举估计的 9%的置信区间无一文 0

例外地包含了单位 1这一结果隐含了该文使用的，数据可能为单位根过程而不是 A R模型所要求的平稳过程。由此产生的惯性估计，应近似于 1不也而是 0 8。从现行的文献可以看出，板自回归模型 .1面

(即动态面板模型 )能有效增加样本，,而近期所发展的基于动态面板数据模型的结构突变检验，能有效

通胀惯性产生的原因。近年来的研究大多集中在如

何对通货膨胀惯性进行估算上， el 20 ) R iy( 0 5、 lC cht和 D bl (0 6对美国的通胀惯性进行研 ecei t eee2 0 ) l

检验出未知断点。本文正是基于动态面板模型和对应的内生结构突变检验，算结构突变点两侧的通计

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王少平王津港：国通货膨胀的惯性变化及其货

币政策含义中

9 1

胀惯性，以揭示我国通胀和紧缩期所对应的滞后效应。

其中 n z=n f ( )。+…+o代表滞后算子多项 式， ( )=o n1+o+… n。即为通货膨胀的惯性， () 1越大，货膨胀受到冲击时返回静态所需要的通时间就越长， n 1=1时，味着冲击对通货膨当 ()意胀的影响将一直持续下去，时，6此 7一， 1, ( )反之则需要较短的时间。随机误差项由两个正交的部分组

本文的结构安排如下：二部分讨论模型设定第

与数据；第三部分为模型的内生结构突变检验；四第

部分为我国通货膨胀惯性系数的估计；第五部分为结论。

二、内生结构突变的动态面板数据模型由前述，国于 20我 07年 4月至 20 08年 7月经历了新一轮的通胀。这一轮通胀的基本特征可以概括为，前期受国内农产品价格和国际油价的影响，通胀

成：为个体效应，一i i d(, ) 7 7 e . . 0为异质性冲击。并且假定 E( ) (=E 7 =。 =E e ) ( ) 0 e模型( ) 1中的 P个滞后项，导致它们自身可将能具有较高的相关性，而造成模型的多重共线性，从 另一方面，模型 ( )行系统广义矩估计 (yt 对 1进 ss m eG MM)则需要更多的工具变量 (,回避这类问， I为 v)

上涨速度快，抑制通胀的力度大，在美国金融危机的冲击，通胀的回落速度也迅速。与之不同的是，国我经济在 19 99年底出现通货紧缩，主要表现为有效需

题，将模型 ( )价的变换为： 1等—

求不足，济增长低迷。为促进增长，经央行将稳健的货币政策转向于适度宽松，国家还实施了大量的刺激需求和促进增长的宏观经济政策，通货紧缩仍但持续至 20 04年，持续时间大约为 4—5年。上述两个典型现象，隐含了紧缩期与通胀期，通胀的动态调整行为不同、通胀的惯性也不同。进一步，紧缩期与通胀期持续的时间也相差数倍。这种比较隐含了我2≤ t≤ T

l

='+p l 7 7+∑△+ 6 一k= I

() 2

其中 A = 7一 6 7一 l一丌小 p即为模型 ( )中" , 1 的 P个滞后项的系数之和，就是我们

要估计的通也货膨胀惯性。 不同于时间序列的自回归模型，动态面板模型 () 2中的滞后项与随机误差相关而形成内生性，致导

国通胀的惯性在下降。惯性的下降，我国实施宽对松的货币政策又意味着什么？ 以上的分析，成了本文主要模型的背景。我构们首先将基于无结构突变的动态面板数据模型 (面板自回归模型 )简要阐述其估计和检验的方法，,然后设定和检验具有内生结构变化的动态面板数据模

固定效应和随机效应的 O S估计产生有偏与非一 L致的估计量，因此，型 ( )模 2的估计只能基于与扰动项的差分正交的工具变量而形成 G MM估计( r l nB n,9 1,称为 G Ae a—od 19 )简 lo MM估计。G M估 M计基于滞后内生回归元的水平值与随机误差项的一

型，基于此计算对应的惯性。( )国通货膨胀的面板数据和无结构突变的一我动态面板数据模型本文以我国的居民季度消费价格指数 ( P ) C I④

阶差分正交而构成的矩函数 E丌△ ( e )=0不难看。出， t=3 s= 1工具变量为丌依此类推， 当时， 由此产生的工具变量记为，是，但当工具变量与扰动项的一阶差分弱相关时， D就成为弱工具变量， z G MM估计量具有较大的偏误 ( lne Bu dl l和 B n, od 19 ) 9 8。为解决这一问题， l dl和 Bn (98在 Bu e n l od 19 ) A eao和 B rr(95的基础上提出了系统广义矩 rl ln oe 19 )

度量通货膨胀水平，样本期为 19 96年 1季度至 20 08年 2季度，以我国 3个省、 1自治区、辖市为个体，直

以 3个个体 ( 1横截面 ) C I的 P的时间序列数据组成面板数据，为，=1 2…, 1 t 96 1…,记 i,, 3,=19 Q,

(yt M简记为 S MM) s e G M, sm G估计，核心在于个体其效应外生于内生滞后项的差分， E t )= 0即 (, 6 7。于是，￡由本身序列无关，及 E )= E( 以 (￡)=

20Q, 0 8 2每个个体的时间序列长度为 5, T:5。 1即 1数据来源于《中国经济景气月报》中国国家统计局及官方网站。对丌能否建立动态

面板模型的关键在 于它的平稳性，检验，一I0。事实上，文后经 6 7 ()本

E( )=0有矩函数 E A 叩 e, ( 7￡ )=0类似的， 6,

当 t= 3,时 s=1工具变量为 A 依此类推，, 6 7由此

续的估计结果也表明，" 7为平稳过程。 l 的无结构突变的动态面板模型为：6 7 f=叩+口 f丌一+￡ ( ) 1 () 1①季度居民消费价格指数为月度同比居民消费价格指数季度

内算术平均。

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2 0

统计研究

2∞9年 5月

产生的工具变量为。于是，上述两个矩函数联将立，就形成 S M估计的总体矩函数： GME( )=0 i= 1……, z ,Ⅳ () 3

矩函数会随之变化，而造成构建检验统计量的困从难。正因为如此，态面板模型的内生结构突变检动验，就成为最前沿和最困难的研究方向。A de s nr、 w L和 A n L e和 Sh i于 2 0 u h、 e c md t 0 1年提出了这一问题， ct (04进一步发展了内生结构突变的检 Wahe 20 ) r

其中￡= ( e…,￡ e…,汀，表示 A△ e )z由z和 z组成的对角阵， 即工具变量集。对式 ( ) 3的样本矩求极小所产生的估计量即为 S MM估计 G量。S MM估计值的一致性依赖于矩条件的有效 G性，即工具变量的外生性。现有文献中，a a验 Sr n检 g用于工具变量的有效性检验，原假设为工具变量其联合有效，渐近分布函数为卡方分布。本文正是应用式 ( ) Sra检验， 3和 a n g对通货膨胀的惯性进行估计和检验。

验。本文正是应用 Wahe所发展的内生结构突变 ct r

检验统计量，对模型 ( )行内生结构突变检验， 4进这也是本文的核心理论与方法。

三、内生结构突变检验为检验我国通胀的动态调整是否发生内生性结构突变，即我国通胀惯性是否随通胀的性质和货亦

币政策的变化而变化，我们首先设定原假设 ( ) 为无结构突变，即数据支持模型 ( )备选假设 ( ) 2, 为

( )二内生结构突变的动态面板模型

本文的样本包括了我国典型的通货膨胀周期， 即，通胀在高位持续后

下行，进入相对较长的通货紧缩期，逐渐上升形成通货膨胀，再与此同时，中央银行的货币政策由“从紧”向于“健”宽松”再转稳或“后转向于“紧”从。通货膨胀的动态调整和货币政策的

模型 ( )即发生结构突变。由于发生结构突变的时 4,间未知，即结构突变可能发生在 r=3… T,,因此， 所谓内生结构突变检验，在发生结构突变的条件下，不仅需拒绝无结构突变的原假设，应基于统计量还

的值和分布确定相应的结构突变点。我们以下简要阐述 Wahe(04的检验方法。 ct 2 0 ) r

变化，都将对经济系统造成冲击，导致通货膨胀的惯性也可能随之改变，即模型( ) 2有可能发生内生性结构突变。为此，内生结构突点为 r(≤r< T,记 3 ) i,,,=1… 定义个虚拟变量 D,,当模型 ( ) 2在 r处发生结构变化， D 则在 r至 r处的值定义…

( l一内生结构突变检验

为避免模型( )杂的符号对理解这一方法形 4复成的困难，本文基于简单的动态面板模型即面板 A R

()型， 1模并假设只存在着一个结构突变点，以说明检验方法。 Wah r 20 )的检验方法建立在 ct ( 04 e

为 1否则为 0,。于是，有内生结构突变的模型 ( )具 2可以表述为：肼=

A eanB n (9 1动态面板 G M估计的框架内， r l - od 19 ) lo M 原假设下为无结构突变的 A 1模型，择假设 ( R( )备结构突变 )的模型为：下丌= ( D )+ ( 叩+ 1 ( D )r 1+￡ D+ c 7一 J 血 a

^ f

(+∑ D ) (+ OD) 7 +1∑ - 0 ) r ii 1= i 1=

P 1一

+

∑ (+∑ y 丌+e 鬲‘‘ h△ D)

() 4

2≤ t≤ T; 3≤ r≤ T

() 5

与模型( )比较， 2相模型 ( )自回归系数、体 4的个效率和差分滞后项的系数在 (<<T处发生 3 )了结构突变，中的自回归系数由 l变化为 l+6。其 D 0 0 Wahe(04的研究证明，果模型 ( ) ct 20 ) r如 4确实存在着结构突变而忽视它， G其 MM或 S M的估计结果 G M将是非一致的。

我们知道，现有文献关于动态面板数据模型的研究主要集中于估计和检验，内生结其构突变检验的研究不仅非常少，而且研究进程也非

其中，,突变点 r至 T处的值为 1否则为 D在， 0。我们首先考察结构突变点 r之前和之后的矩函数的变化。在 r之前不存在结构突变，待估参数记为=(, )。为估计与检验模型 ( )构造矩函 1 0 5,数：E(r△ ) 7￡ ( )=0 t 3 s≤ t ≥;一2 () 6

式 ( )明，后的水平值丌 6表滞可以作为差分方程有效的工具变量。在备选假设下，由于结构突变不改变与△ ( e )的不相关性，由( )故 6式产生的工

常缓慢。造成这一现象的基本原因在于，构成检验统计量和推导相应的分布，由于估计动态面板模型的复杂性而异常困难。事实上，从模型 ( ) S MM 4的 G

具变量仍是有效的，相应的矩函数不同，且含但而有与结构突变相关的额外的参数。 使用上面的符号，我们以 r=3为例，明结构说

估计可以看出，当发生结构突变时，突变点前后的在

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第 2第 5期 6卷

王少平

王津港：中国通货膨胀的惯性变化及其货币政策含义

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突变存在即备选假设下矩函数的变化。首先，虑考矩函数的第一个矩条件：E( e )= E( (r一 (+ )一 ( . △ 3丌 (7 1 D+∞ ) 2 3 f )一 ( f叩一p“ )丌 2一 T ) )= E( T ) r丌l r A。一

本目标函数： ( ): ( ): ( ) (1 1)

其中

:N

( ( ) ))为 G M m m( M

有效加权矩阵，为横截面个数。对上述目标函数Ⅳ求极小值即可得到具有结构突变的所有待估参数的G MM估计。对于所有可能的结构突变点 r=3…,,,

l 7l r )一 E( )一叫 E(r 7 ) D r Ac E(。 . 2丌l 3 71。 f 2

() 7

由于式 ( ) 7的最后两项不出现在原假设所对应

的矩函数中，因此，如果在 t确实存在结构突变，=3 原假设和备选假设的矩函数的差就是这两项， 即≠ 0或者∞, 3≠ 0。因此，备选假,

为检验是否发生结构

突变并确定突变发生的时

间 r记目标函数在原假设①和备择假设之下的差，

E[。]

为， )= n 0 ( ) 0 ( )…,: I (:一，, 0( ( )一

设下的第一个矩条件为：m

0 ( ), )这是一个类似于似然比的一2的 维

¨ 0 )= E丌△ )一p 7l T )一盯 (3 (丌 l E(rAr。 f 2.

向量，以此为基础，通过一个形式为幂等矩阵的收敛因子的调整构建检验统计量，最大差值的时刻 r其 作为潜在的断点。该统计量服从渐近的多元卡方分

一

∞ 7,2 3/ r)=0 E(" .“ 其中 0,= (,, 1, 0

() 8 )表示结构突变发生在

r=3的待估参数。从式 ( )以看出，论是斜处 8可无率系数还是个体效应的结构突变，其性质都和起始的矩条件有关，因此，如果模型具有结构突变而忽视其存在性， MM估计将是非一致的。 G 类似的，我们可以推导结构突变发生在 r=3时第个矩条件 m (为： 0) m (3 0 )=E( T )一( 3 E(rA r I 7 Ar f 1 D+ ) 7 J一) =

布，因而除最大值的分量外，显著的次最大值所对应的时间点亦可看作是相应的结构突变点，结构突但变的强度可能明显弱于最大值所对应的强度。 Wahe(0 5设计并实现的蒙特卡洛模拟， ct 20 ) r不仅给

出了有限样本的分位数，结果还表明， A de s其与 nrw和 L (0 1的检验方法相比较， u 20 )这一方法具有更好的小样本性质。本文后续正是应用该检验统计量和 Wahe(05给出的分位数， ct 20 ) r检验我国通胀惯性是否具有内生结构突变。 ( )三内生结构突变点的识别与检验为检验内生结构突变点，们首先需对可能的我

0 t≥ 4, s≤ t一2

() 9

对于任意的结构突变点 t,=r r>2依此类推，,可以按照以下原则构造矩函数的一般表达式：在①结构突变点之前矩函数的表达形式为式 ( )②在结 6;

构突变点之后矩函数的所有矩条件的表达形式为式( )③在结构突变点 r矩函数第个矩条件的表 9;,达式为：

结构突变点所在的区间进行初步识别

。为此，首先

假定模型 ( ) 2不存在结构突变，基于此计算通胀的惯性。基于全样本，对模型 ( ) 2进行 S M估计， G M估计结果显示，国通货膨胀的惯性系数为 0 88我 .4。然而，前述，文的全样本期为 19 Q—2O Q,如本 96 1 O 8 2这一时期内，国货币政策多次调整，我通胀的动态调整也随之变化，使通胀的惯性很可能发生变化，致 因此，这一估计结果也很可能是有偏和非一致的。 因此，验模型是否具有结构突变，检就是一个至关重要的问题。为此，本文应用动态面板的滚动估计，对结构突变的可能区间进行初步识别，设置滚动窗即，

m 0)=E 7△。一p ( r ) ?( ( b ) E丌At一 r —1一

叫 E(rAz 1 7 r )= 0 。

(0 1)

其中，

: (一 1j 一2

) 1一 l E( ) ( D )

+ SE丌艿+∑ (,<r P (。 ) ￡ )s。艿( )二内生结构突变的检验统计量及其渐近分布对于每个潜在的结构突变点 r f=3…, ) (, ,

先不考虑结构突变点的矩条件，于上述原则构造基结构突变点之前和以后矩函数，分别实施 G M并 M 估计，由此产生所有待估系数的估计值，记为，然后再利用通过式 (0得到结构突变点 r处的矩 1)函数。基于此构造结构突变点 r前、及 r点的样后

口为 8期 ( 8个季度 )工具变量为滞后的 2—3即， 期，于此，用窗口期的样本对模型 ( )行基利 2进 SM G M估计，不断滚动窗口，直至样本的终点。由此

①

如上文所指出的， r=2相当于没有结果突变发生，估计其

本矩向量 m ( )进一步，用样本矩向量构成样 ,利

为原假设下的估计。

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2 2

统计研究

20 0 9年 5月

产生的全部估计结果的拆线图由图 1所示，对应其的数据由左轴标示。

—

19 Q;9 9 4 O 3 4 2O Q—2 O Q。这— 9 9 3 19 Q—2O Q;O 4 1 O 8 2—

结果与基于滚动窗口估计的结果基本一致。从图 1

中可以清楚的发现，据内生结构突变检验结果所根确定的三个子样本，别对应了通货膨胀不同的特分征

和不同的货币政策：9 6 1 99 3由于“紧” 19 Q—19Q,从 的货币政策及其效应的显现，通货膨胀由高位快速下行；随着通胀压力的减小，行于 19央 9 9年 3月将货币政策放松为“健”但“健”稳，稳没有遏制紧缩的发生；9 9 4—20 Q 19 Q 0 3 4期间，胀运行的主要特征通

是前半期紧缩，半期温和上行，总体上处于紧后但缩；O4 1 O 8 2期间， 2O Q—2 O Q通胀在达到一个局部高注：坐标为滚动面口的起始点。横

位后回落， 0 2 6年后又呈现出上升的趋势。这一时 0期，币政策基本介于“货稳健”适度从紧”间，与“之但是 20 0 7年下半年的货币政策，实际是“紧”从的货币 政策。以上的分析说明，三个子样本分别包含了不同形态的通货膨胀和不同含义的货币政策，突变点位于货币政策转变之后或通货形态发生变化之前，从这个意义上说，文所检验的结构突变点，本比较准

图 1通货膨胀惯性滚动样本估计与 C I P

为分析方便，们将 C I我 P的数据也一并列入图 1其数据由右轴所示。对于图 1我们首先说明， ,,当前窗 I的估计结果不同于下一个窗口的估计结果， Z l 依此类推，滚动窗口的估计结果是不断变化的。因此， 1图所示的滚动窗口的估计结果不宜作为结构突变的证据，仅能作为结构突变所处的区间的一种识别方法。由于全样本的惯性估计为 0 8 8如果 ., 4存在结构突变，这是一个向上偏的估计结果，即真实的惯性可能小于 0 88 .,因此结构突变点可以排 4除超过 0 8 8的点，于是，基于下限值 ( .5考察， . 4 04 ) 结构突变可能发生的区间有 3个：96至 19 19 9 9年； 20 00至 20 04年； 0 4年至样本的终点(0 8年 2季 20 20度 )。为检验模型 ( )否确实具有内生结构突变， 4是假定结构突变可能发生的时间为 r=3… T,,在此基础上，应用具有结构突变假设下构造矩函数的原则构造矩函数，模型 ( )行具有内生结构突变的对 4进

确地捕捉到了通货膨胀的结构变化特征。

四、通货膨胀惯性的系统广义矩估计表 1的结果和

对应的三个子样本，仅揭示了不

我国通胀的结构变化，同时也隐含了三个子区间内，没有显著的结构突变。鉴于通胀惯性在结构突变前后，可能具有不同的惯性，为此，文对这三个子区本

间分别进行 S M G M估计，计结果列入表 2估。表 2样本期19Q 96 1—

通货膨胀惯性估计结果通货膨胀惯性 A 2 et R()t s ( -a e pvl ) uO88 .… 4 ( 0 02 2).

Sr ntt a a s g e ( - le pv u ) a6 19 9 .l ( .0 ) 0 0 1 2 3 5.7 (.4 ) 0192 6.9 4 9

20 Q 08 2

一O 8 .8 ( .8 ) 030 O3 . 2 ( O 77 4).

19Q 96 1—

G M估计，于此形成式 ( 1,终计算检验内生 M基 1)最结构突变的统计量的值，其结果列入表 1。表 1模型 ( )内生结构突变的检验结果 4的结构突变点检验统计量( -a e p vl ) u 2O Q O3 4 19 Q 99 3 4 .2 2 6 ( .o ) O05 1 .4 30 ( . 5 O0 ) 4

19 Q 99 2

082 . 3… ( .6 ) 004087 .0…

O 1 .6

1 9 Q—2 O Q 99 3 O 3 4 2O Q O4 1—

( .2 ) 006 075 .7… ( . 1 00 ) 4

( 0.

86 7)

( .6 ) 0 50 384 0 .8 ( .9 ) 04 8

Sra et agnt s( -a e pv u ) l 50 .0 ( .5 ) 069 47 . 4 ( . 0 09 ) 0

2O Q O82

一15 .2 ( O 1o 3).

注：通货膨胀惯性系数 F号内数字为估计的标准差； * *①括② *

表示该估计量在 1的水平显著。%

表 2中的 S r n检验表明，于三个子样本， ag a对我们基于式 ( )义的水平和差分的工具变量均是有 3定效的。而 A 2的检验结论进一步支持所有工具变 R( )

表 1的结果产生本文的第一个结论：国的通我胀惯性模型具有结构突变，变点分别位于 19突 9 9年

量的有效性。据此，三个子样本的惯性估计是准确的。但对于全样本，agn检验拒绝模型 ( ) Sr a 2的工具变量联合有效，一现象可能归结为，于全样本，这对

的第三季度和 2 0 0 3年的第四季度。对应这两个结构突变点，文的样本可划分为三个子样本：96 1本 19 Q

经济论文,通货膨胀惯性;动态面板数据模型;内生结构突变;系统广义矩估计

第 2第 5期 6卷

王少平

王津港：中国通货膨胀的惯性变化及其货币政策含义

23

与时间维度(=5 )比较， 1相横截面的维度 ( N:3 ) 1

8 7为抑制通胀， .%,央行实施从紧的货币政策，致使 2 0年的 8 0月，胀已经连续 3个月回落到 5 08一l通 个百分点以下，中 1份为 4从紧的货币政其 0月%,策之所以能较快的抑制高通胀，当前较小的通胀惯性是其重要原因之一。进一步，为应对国际金融危

相对较小，从而使基于式 ( )义的工具变量的数量 3定较多，致检验形成工具变量无效的结论 ( am,导 BuShfr20 ) Lv ca e,03。 ei n和 P e (04认为，未考虑 i r 20 ) g当

模型的结构变化时，通货膨胀的惯性将被高估。本

文全样本的惯性估计为 0 8 8但这是一个被高估 .4,的数值。至此， 2的结果产生本文的第二个结论：表19 9 6年的第一季度至 19 99年的第二季度，国的通我

机的冲击，0 8年 1月， 20 1中央银行将货币政策由“从紧”转为“适度宽松”而当前较小的通胀惯性，仅，不是货币政策转向的证据，为货币政策的转向提供也基础性条件。相对较大的即期效应也意味着，适度“宽松”的货币政策将在较短的时间内产生效果。与

胀惯性为 0 82 19 .3;99年的第三季度至 2 0 0 3年的第四季度，胀惯性为 08 7 20通 .0;04年的第一季度至 20 08年的第二季度，通胀惯性为 0 75 .7。

此同时，对于当前以增加投资为主的财政政策而言， 较小的惯性与相对较大的短期效应还将迫使其效应以促进增长为主，由投资引发的通胀风险已基本消除。因此，为实现保增长的短期目标，目前“宽松”的货币政策和积极的财政政策，体现出快节奏与大应强度的特征。

至此， 2的结果产生本文的核心结论：国通表我货膨胀的惯性较大，整体呈下降趋势：应着 3但对个子样本，货的惯性从 0 82下降至 08 7后再下通 .3 .0降到 07 5 .7。本文认为

,国通胀惯性的下降趋势，我 得益于我国经济的市场化程度不断提高，得市场使对通胀的调节作用有所加强。而通货惯性下降的一个重要因素在于，中央银行的货币政策的透明度有

五、结论及政策含义本文基于我国通货膨胀与通货紧缩动态调整的背景，通胀建立具有内生结构突变的动态面板数对据模型，应用 Wah r20 )内生结构突变点的检 ct (04的 e验，定结构突变点，此基础上，工具变量的有确在对效性进行检验，而应用系统广义矩方法对模型进进

了实质性的提高， 20自 0 1年 1季度起，央行定期发布的货币政策执行情况的季度报告，清晰地向公较众传递其政策目标，并在不同程度上实现了政策的

前瞻性和主动性，而使公众能及时形成或调整通从胀预期，通胀预期与过去实际的通胀的相关性减弱，

行估计，于此计算我国通胀的惯性。本文的结论基的政策含义概括为以下几个方面：

进而使实际的通货膨胀偏离其均衡状态的时间缩短，最终导致通胀惯性的下降。我国通货膨胀的惯性是随通胀调整形态的不同而变化：19 Q1 96—

1我国通货膨胀的惯性发生结构突变。这一 .结论意味着，于不同特征的通胀或通胀运行的不对同阶段，应使用具有针对性的货币政策，同时中央银行应继续增加货币政策的透明度，以进一步降低通货膨胀的惯性，减小政策的时滞性。

19 Q是通胀的下降期，应的惯性为 o8 2大 99 2对 .3,

于紧缩期 ( 99 3—20 Q 19 Q 0 3 4)的惯性 0 87而 .0, 2O Q— O8 2通胀的形成和上升期， O4 1 2O Q是对应的惯

性为 o7 5 .7。通胀的这种惯性趋势，意味着货币还 政策的时滞性也相应变化：在通货膨胀的下降期和紧缩期，币政策的即期效应相对减弱，货时滞性较长。一个典型的事实是，0世纪 9 2 0年代后期，为名

2我国通货膨胀的惯性的结构突变发生在通 .胀的下降期、紧缩期和通胀的形成和上升期：9 6 1 19 Q—

19 Q 9 9 2通胀下降期的惯性为 o 82 9 9 3 .3;19 Q2O Q的紧缩期的惯性为 0 87 20 Q—2O Q O3 4 .0;O

4 1 O 8 2

—

“稳健”但实际是扩张的货币政策没有抑制住物价的持续下滑，国经济进入通货紧缩并仍持续了 4—5我年的时间。这一现象说明了本文的结论基本准确的

通胀形成和上升期的惯性为 o 75 .7。这一结论说

明，国通胀的惯性总体上呈现下降的趋势，我通胀的惯性随通货膨胀动态调整形态的不同而不同，胀通

刻画了我国通胀运行和货币政策变化的特征。在通货膨胀的形成和上升期，胀的惯性最小 ( .7 )通 07 5, 这就表明货币政策的时滞性减小，即期或短期效应有所增强。

的下降期和紧缩期的惯性大于通胀上升期的惯性。这一结论隐含的意义为，国的货币政策在通胀的我 上升期具有相对较小的时滞性，而通胀的紧缩期和下降期，则具有相对较大的时滞性。这一结论意味着，国的货币政策应充分考虑通货膨胀的动态调我

特别的，这一轮通胀的实际上升始于 2 0 0 7年的 7月份，当月为 5 6至 20 .%, 08年的 2月份，胀达到通

整特征，在通胀的下降期和紧缩期，旨在促进增长的

经济论文,通货膨胀惯性;动态面板数据模型;内生结构突变;系统广义矩估计

2 4

统计研究

20 0 9年 5月

货币政策，更具有前瞻性和灵活性，应在通货膨胀的上升期，应具有相对较大的力度和相对较快的节奏。

[9]钱放 .国通货膨胀的持续性及其与利率的关系[]金融研究，中 J.19 ( ) 2—2 . 9 7 7: 1 3

3特别的，于 20 .对 04—2 0 0 8年这一轮通胀而言，通胀惯性最小 ( .7 )亦即货币政策的时滞效 075,

[O张成思 .国通货膨胀特征与货币启示[]经济研究，08 2: 1]中 J. 20 ( )3 3— 4 3.

[1 M Arao SB n .o eTs f pc ctnf ae Dt: ot 1] r]n, od Sm e s e i ao rP l a M ne e toS f i o n a i .Cr￣ ec da plao m l m nE utn J .ei al E dne A p ctnt E po e qa o[] R v w o n a n i i o y i eo E o o cSuis 19 ( 8:7 f c nm t e,9 15 ) 2 7—2 7 i d 9.

应相对较小， ( )短即期效应有所增强。这一结果，有助于解

释这一轮通胀的快速形成与回落，为货币也政策由从紧转向于适度宽松提供证据。这一结果还意味着，鉴于美国金融危机的影响还将持续，从有效的促进经济增长的角度，适度宽松”“的货币政策还有进一步扩展的空间。参考文献[1] F h rG or.I ao Prs ne[ . urr ora f J ur, M oe n tn e iec J] Q ael Junl e l fi st ty oE o o i,9 5 1 9:2 cn m e 1 9 (0 ) 17—19 s 5.

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D nmcP eD t M e[]Junl cnm tc,98 8) 15 ya i a l a o l J .ora oE oo ei 19 (7:1 n a d s f rs—

1 3. 4

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[ FA iio M Er anIftnPr sneadPiest g eair 2] hsm, hm n . li e iec r— tn hvo s nao s t n c e i Bi h E r Ar: n te u o e A S m may f te n a o e ss n e ewo k a u r o h I f t n P rit c N t r li e

[5 SAa, e .MM Et ao i a ae D t M dlwt ie 1] l H LeG sm

tno Ln r nl a oe iI m . n i i f e P a s lT

Vri dv u fc[]Jun f cnm tc,0 111:1 a n I ida E et J . ra o oo e i 20 (0 )29 y gn i l s o l E rs—

E d ne IN Wo igP p r2 0 ( 5 . i v ec . r n a e,0 6 9 ) P k

2 5. 5

[ JTy rA g gt D nm c adSagrdC n at[] Junlo 3] al . gr a ya is n t ee otc J .ora f o e e g r sP l c cn m,1 8 ( 8:—2 . o t a E o o y 9 0 8 ) 1 3 i l i

[6 DWah r ETaas M neC r o pro f dl dM m n 1] ct, zv i. ot aoCm asno Moe a o et e l l i ne et S lcin a d l s a I fr n e o n C a il n e e c Ap r a h s o ra D tcin n s c p o c e t B e k e e t i o

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P e D t[] Eoo i ets20(8:1 9 n a a l a J .cnmc Ltr,05 8 )9— 6. s e

[5] c au A Sm .as a Moe o Pi—vlA js n[ . TM Cl m. e i l i l dl f rel e d t t A] l csc c e u meC rei R cet ofr c r so u l o c,9 4 4 ) 2 1 a g - oh s r ne n eS i n P bi P l y 1 9 ( 1: 5 n e eC e e e c i—

作者简介

王少平，,96生，北汉川人，济学博士，中科男 15年湖经华

2 4. 8

技大学经济学院教授、士生导师，究方向为计量经济学博研和金融学。 王津港，, 7男 1 4年生，东潍坊人，中科技大学经济 9山华

[ GSehn H st nao r e h gd J . cnmc Pl y 6] tpe . a eIftn Po s C a e[] E oo

i oi, h li cs n c20 ()3 1 5 . 06 4: 1—3 2

[ G R iyKWhln a uoAe nai e iec hne vr 7] el, e H. E r r Ift nPrs neC agdO e l a s - a l o st

Tm[]R v wo cnm c adS tt s20 () 87—80 ieJ . ei E oo is tii,054:0 e f n a sc 2.[8] e n J i r E pc Iftn b cvs nd ar cnmc A Lv, Pg . xli n ao O j te i e it li e i a M c eoo i o

学院计量经济学专业博士生，究方向为计量经济学。研

O t m sJ .u pa etl akWo i ae,0433 . u o e[]E ren Cnr n r n Ppr20 (8 ) c o aB kg

(责任编辑：唏)程

《统计研究》文章署名1合著作者姓名最多为三人， .四人以上以“”等字表示 (:如张三李四王五等 )。2文章署名如为课题组， .有两种形式：以单位为课题组名称 (:①如国家统计局课题组 )②以项目名称；

为课题组名称 (:国家竞争力研究”如“课题组，目名称需加双引号 )这两种形式均可。课题项目如与项目项，

资助有关，需在呼应注中标明 (见上述题名标注方法 )参。 3文章署名要求用中英文两种文字书写( .英文署名置于英文题名下方居中)。4中文文章署名用四号楷体居中排版。 .

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