卞集
【摘要】利用隨機(jī)波動(dòng)模型對(duì)我國(guó)1994年1月到2013年4月通貨膨脹率的波動(dòng)性進(jìn)行實(shí)證分析。結(jié)果表明:在我國(guó),通貨膨脹的波動(dòng)性對(duì)通貨膨脹有微小影響,并非顯著。對(duì)我國(guó)而言,我國(guó)宏觀調(diào)控下的宏觀經(jīng)濟(jì)政策具有經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定調(diào)節(jié)器的作用,應(yīng)充分利用。
【關(guān)鍵詞】居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù) 通貨膨脹 通貨膨脹波動(dòng)性 SV模型
一、引言
通貨膨脹是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況的主要指示器,是宏觀經(jīng)濟(jì)分析和決策、價(jià)格總水平監(jiān)測(cè)和調(diào)控以及國(guó)民經(jīng)濟(jì)核算的重要指標(biāo)。這一指標(biāo)不僅影響著政府制定貨幣、財(cái)政、消費(fèi)、價(jià)格、工資、社會(huì)保障等政策,同時(shí)也與居民日常生活密切相關(guān)。從微觀層面的角度來看,不同經(jīng)濟(jì)主體對(duì)通貨膨脹率的預(yù)期及其基于預(yù)期所采取的經(jīng)濟(jì)行為會(huì)對(duì)不同行業(yè)的供給與需求產(chǎn)生不同的沖擊;從宏觀層面的角度來看,穩(wěn)定的物價(jià)水平和宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境不僅有利于投資和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),也有利于社會(huì)的和諧統(tǒng)一發(fā)展。通貨膨脹制造了經(jīng)濟(jì)的不穩(wěn)定性和不確定性,其影響無處不在。
盡管通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響已成為共識(shí),但通貨膨脹與其不確定性之間的關(guān)系,學(xué)術(shù)界未形成一致的看法。Firedman(1977)認(rèn)為較高的通貨膨脹會(huì)導(dǎo)致更大的通貨膨脹不確定性。國(guó)內(nèi)外很多研究支持Firedman的觀點(diǎn)。如Karahan(2012)對(duì)土耳其的CPI數(shù)據(jù)分析表明,通貨膨脹導(dǎo)致了通貨膨脹不確定性。另一方面,Cukierman和Meltezer(1986)認(rèn)為通貨膨脹不確定性導(dǎo)致通貨膨脹及較低的長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。Balcilar等(2011)利用GARCH模型對(duì)G3國(guó)家通貨膨脹及通貨膨脹不確定性的研究表明,兩者之間有相互的積極作用,分別支持了Friedman和Cukierman-Meltzer的觀點(diǎn)。
對(duì)通貨膨脹不確定性的大量研究都是利用ARCH類模型來進(jìn)行的,然而在這些設(shè)定中,通貨膨脹不確定性是在給定的時(shí)間下預(yù)先設(shè)定的。然而,隨機(jī)波動(dòng)(Stochastic Volatility,SV)模型允許研究者能夠在動(dòng)態(tài)框架下評(píng)價(jià)通貨膨脹不確定性的新息將對(duì)通貨膨脹本身的影響。Berument等(2011)在動(dòng)態(tài)框架下利用SVM模型也對(duì)土耳其的通貨膨脹和通貨膨脹不確定性之間的聯(lián)系進(jìn)行了研究。實(shí)證結(jié)果表明通貨膨脹對(duì)于通貨膨脹波動(dòng)的反應(yīng)是正相關(guān)的和統(tǒng)計(jì)顯著的,更高的通貨膨脹不確定性導(dǎo)致更高的通貨膨脹,反過來并不成立。
近年隨著全球經(jīng)濟(jì)波動(dòng),我國(guó)通貨膨脹問題成為公眾和政府部門關(guān)注的焦點(diǎn)。本文從通貨膨脹與其波動(dòng)性關(guān)系出發(fā),利用SV模型計(jì)算分析通貨膨脹與其波動(dòng)性之間的因果關(guān)系,并得出結(jié)論。
二、理論模型
隨機(jī)波動(dòng)模型是研究金融時(shí)間序列波動(dòng)性的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型,基本SV模型形式如下:
yt=εtexp(θt/2),εt~i.i.d.N(0,1) (1)
θt=μ+φ1θt-1-μ+ηt,ηt~i.i.d.N0,σ2,t=1,2,…,n,(2)
其中,yt表示時(shí)刻t的觀測(cè)變量,為標(biāo)準(zhǔn)化對(duì)數(shù)形式。Gt為獨(dú)立同分布的白噪聲。θt表示波動(dòng)的擾動(dòng)水平,以對(duì)數(shù)形式表示。μ和φ1表示波動(dòng)方程的自回歸參數(shù),其中,φ1為持續(xù)性參數(shù),反應(yīng)了當(dāng)前波動(dòng)對(duì)未來波動(dòng)的影響。ηt表示波動(dòng)的擾動(dòng)水平,相互獨(dú)立,并服從均值為0,方差的正態(tài)分布,并且,Nt與Gt相互獨(dú)立。
在標(biāo)準(zhǔn)SV模型基礎(chǔ)上,為刻畫波動(dòng)與預(yù)期觀測(cè)值的相關(guān)關(guān)系,在均值方程中引入波動(dòng)項(xiàng)作為均值回復(fù)的一個(gè)影響因素,因此得到SVM(Stochastic Volatility in Mean)模型,形式如下:
yt=dexp(θt)+εt(θt/2),εt~i.i.d.N(0,1), (3)
θt=μ+ψ(θt-1-μ)+ηt,ηt~i.i.d.N(0,τ-1) (4)
記τ=1/σ2,
其中,dexp(θt)表示風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償,d為測(cè)量均值波動(dòng)效應(yīng)的回歸系數(shù),即風(fēng)險(xiǎn)溢出系數(shù),表示波動(dòng)對(duì)預(yù)期觀測(cè)變量的影響。
SV類模型的貝葉斯計(jì)算需在馬爾科夫鏈蒙特卡羅(Markov Chain Monte Carlo)方法(簡(jiǎn)稱為MCMC方法)的框架下實(shí)現(xiàn)。在此框架下,后驗(yàn)分布采用Gibbs抽樣方法進(jìn)行估計(jì)。Gibbs抽樣算法如下:
1.給定參數(shù)的初始值:θ1(0),θ2(0),…,θp(0)
2.對(duì)t=0,1,2,…,進(jìn)行如下迭代
a)從分布π(θ1|θ2t,…,θpt,x)中產(chǎn)生θ1(t+1);
b)從分布π(θ2|θ1t+1,θ3t,…,θpt,x)中產(chǎn)生θ2(t+1);
……
c)從分布π(θp|θ1t+1,θ2(t+1),…,θp-1t,x)中產(chǎn)生θp(t+1);
由此產(chǎn)生馬爾科夫鏈θ(0),θ(1),…,θ(t),…
利用MCMC方法估計(jì)模型前,設(shè)定參數(shù)的先驗(yàn)分布為:在波動(dòng)方程(4)中,令μ服從均值為0,方差為10的正態(tài)分布;令ψ服從參數(shù)a=20,b=1.5的beta分布,令τ=1/σ2服從形狀參數(shù)為2.5,尺度參數(shù)為0.025的gamma分布。
三、實(shí)證分析
(一)通貨膨脹的基本統(tǒng)計(jì)特征分析
通貨膨脹水平采用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)的對(duì)數(shù)一階差分形式來表示,CPI樣本取自1994年1月到2013年4月共232個(gè)月度數(shù)據(jù),從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站獲得。模型的計(jì)算使用WinBUGS軟件。
圖1、圖2分別顯示CPI與通貨膨脹序列的時(shí)間走勢(shì)。由圖1可知,我國(guó)物價(jià)水平在過去20年中,有四次較明顯的峰值,分別為1994年底,2004年中期,2007年底,2011年。對(duì)比通貨膨脹水平的時(shí)間趨勢(shì)圖可知,通貨膨脹波動(dòng)呈現(xiàn)聚集性特征,這種變化體現(xiàn)出通貨膨脹率的異方差特征。
圖1 我國(guó)CPI的時(shí)間走勢(shì)圖endprint
圖2 我國(guó)通貨膨脹率Nt的時(shí)間走勢(shì)圖
CPI和通貨膨脹率的描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。由表可知,兩者都呈現(xiàn)出右偏、尖峰的分布形態(tài)。J-B統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)了對(duì)于正態(tài)分布的偏離程度,p值接近0,表明至少可在99%的置信水平下拒絕零假設(shè),即序列不服從正態(tài)分布。
表1 描述統(tǒng)計(jì)量
注:J-B統(tǒng)計(jì)量括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為顯著性水平。
對(duì)通貨膨脹率進(jìn)行ADF和PP兩種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果如表2所示。在1%顯著性水平下,拒絕通貨膨脹數(shù)據(jù)有一個(gè)單位根的假設(shè),時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。
表2 序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果
注:檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量括號(hào)內(nèi)的數(shù)字是以SIC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)。
(二)SV模型擬合分析
考慮到通貨膨脹水平與通貨膨脹不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時(shí)變特征,建立SVM模型。在Gibbs抽樣中,迭代次數(shù)設(shè)為50000,為保證參數(shù)估計(jì)的收斂性,將每個(gè)參數(shù)的前4000次迭代燃燒掉。圖3為模型參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度估計(jì)圖,由圖可知,d的后驗(yàn)分布具有對(duì)稱性μ,φ,τ,的后驗(yàn)分布具有偏態(tài)特征。
(a)d的后驗(yàn)密度
(b)的后驗(yàn)密度
(c)的后驗(yàn)密度
(d)的后驗(yàn)密度
圖3 SVM模型參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度估計(jì)圖
利用MCMC方法抽樣得到的樣本進(jìn)行進(jìn)一步分析,可得模型參數(shù)的估計(jì)值及相應(yīng)的分位區(qū)間估計(jì),如表3所示,給出了通貨膨脹率的SVM模型參數(shù)的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數(shù)的貝葉斯估計(jì)值。
表3 SVM模型參數(shù)的后驗(yàn)估計(jì)值
由表可知,各參數(shù)的MC誤差均遠(yuǎn)小于標(biāo)準(zhǔn)差,波動(dòng)方程的自回歸參數(shù)的后驗(yàn)均值為0.9249,可見通貨膨脹的不確定性具有較強(qiáng)的持續(xù)性特征。均值波動(dòng)效應(yīng)的回歸系數(shù)d的后驗(yàn)均值為-0.08, d值大小表示波動(dòng)變動(dòng)一個(gè)單位對(duì)預(yù)期觀測(cè)值的影響程度,說明通貨膨脹的不確定性對(duì)通貨膨脹水平的影響很小。
四、結(jié)論
本文根據(jù)通貨膨脹特征,利用均值隨機(jī)波動(dòng)模型,對(duì)通貨膨脹波動(dòng)性,即不確定性與通貨膨脹自身的關(guān)系進(jìn)行初步探究。盡管利用SV模型對(duì)我國(guó)通貨膨脹數(shù)據(jù)的分析極少,但模型本身能從數(shù)量上給出通貨膨脹不確定性與通貨膨脹之間相互影響關(guān)系以指引,即通貨膨脹的不確定性對(duì)通貨膨脹水平的影響微小。從反面證明,我國(guó)的通貨膨脹水平并非支持Cukierman-Meltezer假說。
從宏觀經(jīng)濟(jì)角度來看,由于實(shí)行宏觀調(diào)控,中央銀行即中國(guó)人民銀行,代表政府調(diào)控力量,不會(huì)因公眾的預(yù)期而放任通貨膨脹指數(shù)增長(zhǎng)。為保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行,央行及各級(jí)政府會(huì)通過行政手段干預(yù)物價(jià)指數(shù),從而達(dá)到影響通貨膨脹率的目的。
對(duì)于政策運(yùn)用來說,通貨膨脹的波動(dòng)性對(duì)通貨膨脹不存在顯著因果關(guān)系,其原因可能是我國(guó)投資者對(duì)于利率不敏感所導(dǎo)致,因此,應(yīng)結(jié)合我國(guó)國(guó)情,制定相應(yīng)的貨幣政策和財(cái)政政策。對(duì)于政策目標(biāo)而言,人們對(duì)未來預(yù)期的不確定性會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹的波動(dòng),但這種波動(dòng)不會(huì)顯著對(duì)未來的通貨膨脹產(chǎn)生顯著影響,因此,我國(guó)宏觀調(diào)控下宏觀經(jīng)濟(jì)政策具有經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定調(diào)節(jié)器的作用,應(yīng)充分重視,從而保證我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期平穩(wěn)運(yùn)行。
參考文獻(xiàn)
[1]Friedman,M.Nobel Lecture:Inflation and Unemployment.Journal of Political Economics,1977,85:451~472.
[2]Ball,L.Why dos High Inflation Raise Inflation Uncertainty?Journal of Monetary Economics,1992,29:371~378
[3]Robin Grier,Kevin B.Grier.On the real effects of inflation and inflation uncertainty in Mexico. Journal of Development Economics,Volume 80,Issue 2,August 2006,478~500.
[4]Cukierman,A.and Meltzer,A.A Theory of Ambiguity,Credibility and Inflation under Discretion and Asymmetric Information.Econometrica,1986,54:1099~1128.
[5]Mehmet Balcilar.On the nonlinear causality between inflation and inflation uncertainty in the G3 countries Journal of Applied Economics.Vol XIV,No.2 (November 2011),269~296.
[6]?魻zcan Karahan.The relationship between inflation and inflation uncertainty:evidence from the Turkish economy.Procedia Economics and Finance 2012,1:219~228.
[7]M.Hakan Berument,Yeliz Yalcin,Julide O.Yildirim. The inflation and inflation uncertainty relationshipfor Turkey:a dynamic framework.Empir Econ,2011,41,:293~309
基金項(xiàng)目:首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)研究生科技創(chuàng)新資助項(xiàng)目。endprint
圖2 我國(guó)通貨膨脹率Nt的時(shí)間走勢(shì)圖
CPI和通貨膨脹率的描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。由表可知,兩者都呈現(xiàn)出右偏、尖峰的分布形態(tài)。J-B統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)了對(duì)于正態(tài)分布的偏離程度,p值接近0,表明至少可在99%的置信水平下拒絕零假設(shè),即序列不服從正態(tài)分布。
表1 描述統(tǒng)計(jì)量
注:J-B統(tǒng)計(jì)量括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為顯著性水平。
對(duì)通貨膨脹率進(jìn)行ADF和PP兩種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果如表2所示。在1%顯著性水平下,拒絕通貨膨脹數(shù)據(jù)有一個(gè)單位根的假設(shè),時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。
表2 序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果
注:檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量括號(hào)內(nèi)的數(shù)字是以SIC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)。
(二)SV模型擬合分析
考慮到通貨膨脹水平與通貨膨脹不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時(shí)變特征,建立SVM模型。在Gibbs抽樣中,迭代次數(shù)設(shè)為50000,為保證參數(shù)估計(jì)的收斂性,將每個(gè)參數(shù)的前4000次迭代燃燒掉。圖3為模型參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度估計(jì)圖,由圖可知,d的后驗(yàn)分布具有對(duì)稱性μ,φ,τ,的后驗(yàn)分布具有偏態(tài)特征。
(a)d的后驗(yàn)密度
(b)的后驗(yàn)密度
(c)的后驗(yàn)密度
(d)的后驗(yàn)密度
圖3 SVM模型參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度估計(jì)圖
利用MCMC方法抽樣得到的樣本進(jìn)行進(jìn)一步分析,可得模型參數(shù)的估計(jì)值及相應(yīng)的分位區(qū)間估計(jì),如表3所示,給出了通貨膨脹率的SVM模型參數(shù)的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數(shù)的貝葉斯估計(jì)值。
表3 SVM模型參數(shù)的后驗(yàn)估計(jì)值
由表可知,各參數(shù)的MC誤差均遠(yuǎn)小于標(biāo)準(zhǔn)差,波動(dòng)方程的自回歸參數(shù)的后驗(yàn)均值為0.9249,可見通貨膨脹的不確定性具有較強(qiáng)的持續(xù)性特征。均值波動(dòng)效應(yīng)的回歸系數(shù)d的后驗(yàn)均值為-0.08, d值大小表示波動(dòng)變動(dòng)一個(gè)單位對(duì)預(yù)期觀測(cè)值的影響程度,說明通貨膨脹的不確定性對(duì)通貨膨脹水平的影響很小。
四、結(jié)論
本文根據(jù)通貨膨脹特征,利用均值隨機(jī)波動(dòng)模型,對(duì)通貨膨脹波動(dòng)性,即不確定性與通貨膨脹自身的關(guān)系進(jìn)行初步探究。盡管利用SV模型對(duì)我國(guó)通貨膨脹數(shù)據(jù)的分析極少,但模型本身能從數(shù)量上給出通貨膨脹不確定性與通貨膨脹之間相互影響關(guān)系以指引,即通貨膨脹的不確定性對(duì)通貨膨脹水平的影響微小。從反面證明,我國(guó)的通貨膨脹水平并非支持Cukierman-Meltezer假說。
從宏觀經(jīng)濟(jì)角度來看,由于實(shí)行宏觀調(diào)控,中央銀行即中國(guó)人民銀行,代表政府調(diào)控力量,不會(huì)因公眾的預(yù)期而放任通貨膨脹指數(shù)增長(zhǎng)。為保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行,央行及各級(jí)政府會(huì)通過行政手段干預(yù)物價(jià)指數(shù),從而達(dá)到影響通貨膨脹率的目的。
對(duì)于政策運(yùn)用來說,通貨膨脹的波動(dòng)性對(duì)通貨膨脹不存在顯著因果關(guān)系,其原因可能是我國(guó)投資者對(duì)于利率不敏感所導(dǎo)致,因此,應(yīng)結(jié)合我國(guó)國(guó)情,制定相應(yīng)的貨幣政策和財(cái)政政策。對(duì)于政策目標(biāo)而言,人們對(duì)未來預(yù)期的不確定性會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹的波動(dòng),但這種波動(dòng)不會(huì)顯著對(duì)未來的通貨膨脹產(chǎn)生顯著影響,因此,我國(guó)宏觀調(diào)控下宏觀經(jīng)濟(jì)政策具有經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定調(diào)節(jié)器的作用,應(yīng)充分重視,從而保證我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期平穩(wěn)運(yùn)行。
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[7]M.Hakan Berument,Yeliz Yalcin,Julide O.Yildirim. The inflation and inflation uncertainty relationshipfor Turkey:a dynamic framework.Empir Econ,2011,41,:293~309
基金項(xiàng)目:首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)研究生科技創(chuàng)新資助項(xiàng)目。endprint
圖2 我國(guó)通貨膨脹率Nt的時(shí)間走勢(shì)圖
CPI和通貨膨脹率的描述統(tǒng)計(jì)如表1所示。由表可知,兩者都呈現(xiàn)出右偏、尖峰的分布形態(tài)。J-B統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)結(jié)果也證實(shí)了對(duì)于正態(tài)分布的偏離程度,p值接近0,表明至少可在99%的置信水平下拒絕零假設(shè),即序列不服從正態(tài)分布。
表1 描述統(tǒng)計(jì)量
注:J-B統(tǒng)計(jì)量括號(hào)內(nèi)的數(shù)字為顯著性水平。
對(duì)通貨膨脹率進(jìn)行ADF和PP兩種方法進(jìn)行單位根檢驗(yàn),結(jié)果如表2所示。在1%顯著性水平下,拒絕通貨膨脹數(shù)據(jù)有一個(gè)單位根的假設(shè),時(shí)間序列數(shù)據(jù)是平穩(wěn)的。
表2 序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果
注:檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量括號(hào)內(nèi)的數(shù)字是以SIC準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)。
(二)SV模型擬合分析
考慮到通貨膨脹水平與通貨膨脹不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時(shí)變特征,建立SVM模型。在Gibbs抽樣中,迭代次數(shù)設(shè)為50000,為保證參數(shù)估計(jì)的收斂性,將每個(gè)參數(shù)的前4000次迭代燃燒掉。圖3為模型參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度估計(jì)圖,由圖可知,d的后驗(yàn)分布具有對(duì)稱性μ,φ,τ,的后驗(yàn)分布具有偏態(tài)特征。
(a)d的后驗(yàn)密度
(b)的后驗(yàn)密度
(c)的后驗(yàn)密度
(d)的后驗(yàn)密度
圖3 SVM模型參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度估計(jì)圖
利用MCMC方法抽樣得到的樣本進(jìn)行進(jìn)一步分析,可得模型參數(shù)的估計(jì)值及相應(yīng)的分位區(qū)間估計(jì),如表3所示,給出了通貨膨脹率的SVM模型參數(shù)的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數(shù)的貝葉斯估計(jì)值。
表3 SVM模型參數(shù)的后驗(yàn)估計(jì)值
由表可知,各參數(shù)的MC誤差均遠(yuǎn)小于標(biāo)準(zhǔn)差,波動(dòng)方程的自回歸參數(shù)的后驗(yàn)均值為0.9249,可見通貨膨脹的不確定性具有較強(qiáng)的持續(xù)性特征。均值波動(dòng)效應(yīng)的回歸系數(shù)d的后驗(yàn)均值為-0.08, d值大小表示波動(dòng)變動(dòng)一個(gè)單位對(duì)預(yù)期觀測(cè)值的影響程度,說明通貨膨脹的不確定性對(duì)通貨膨脹水平的影響很小。
四、結(jié)論
本文根據(jù)通貨膨脹特征,利用均值隨機(jī)波動(dòng)模型,對(duì)通貨膨脹波動(dòng)性,即不確定性與通貨膨脹自身的關(guān)系進(jìn)行初步探究。盡管利用SV模型對(duì)我國(guó)通貨膨脹數(shù)據(jù)的分析極少,但模型本身能從數(shù)量上給出通貨膨脹不確定性與通貨膨脹之間相互影響關(guān)系以指引,即通貨膨脹的不確定性對(duì)通貨膨脹水平的影響微小。從反面證明,我國(guó)的通貨膨脹水平并非支持Cukierman-Meltezer假說。
從宏觀經(jīng)濟(jì)角度來看,由于實(shí)行宏觀調(diào)控,中央銀行即中國(guó)人民銀行,代表政府調(diào)控力量,不會(huì)因公眾的預(yù)期而放任通貨膨脹指數(shù)增長(zhǎng)。為保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行,央行及各級(jí)政府會(huì)通過行政手段干預(yù)物價(jià)指數(shù),從而達(dá)到影響通貨膨脹率的目的。
對(duì)于政策運(yùn)用來說,通貨膨脹的波動(dòng)性對(duì)通貨膨脹不存在顯著因果關(guān)系,其原因可能是我國(guó)投資者對(duì)于利率不敏感所導(dǎo)致,因此,應(yīng)結(jié)合我國(guó)國(guó)情,制定相應(yīng)的貨幣政策和財(cái)政政策。對(duì)于政策目標(biāo)而言,人們對(duì)未來預(yù)期的不確定性會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹的波動(dòng),但這種波動(dòng)不會(huì)顯著對(duì)未來的通貨膨脹產(chǎn)生顯著影響,因此,我國(guó)宏觀調(diào)控下宏觀經(jīng)濟(jì)政策具有經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定調(diào)節(jié)器的作用,應(yīng)充分重視,從而保證我國(guó)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期平穩(wěn)運(yùn)行。
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