基于結構式VAR模型的我國核心通貨膨脹的估計
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摘 要：核心通貨膨脹揭示觀測到的通貨膨脹的中長期、持續的部分。通過建立產出、通貨膨脹和貨幣供給量等三個核心宏觀變量在內的結構式向量自回歸模型，并施加來自經濟理論的長期約束對我國核心通貨膨脹進行估計。估計得到的核心通貨膨脹揭開“貨幣面紗”，將識別出的貨幣沖擊對通貨膨脹的影響排除，反映出通貨膨脹中來自于總供給沖擊和實際需求沖擊，對于準確把握實體經濟周期波動，制定經濟政策具有重要的參考價值。
關鍵詞：通貨膨脹;核心通貨膨脹;結構式VAR模型
中圖分類號：F820.5 文獻標志碼：A 文章編號：1673-291X（2019）12-0001-05
引言
消費者價格指數（CPI）是衡量一般價格水平變化的重要指標之一，是判斷經濟形勢和進行經濟決策的重要依據。消費者價格指數短期內容易受到個別商品價格異常變化的影響，無法準確反映總供給與總需求的關系，從而扭曲了通貨膨脹真實狀況。20世紀70年代，經濟學者提出“核心通貨膨脹”（Core Inflation）的最初定義：排除個別商品價格異常變動而得到的反映一般價格水平波動的指標。核心通貨膨脹不能通過直接觀測得到，需要間接估計得到。Quah and Vahey（1995）將核心通貨膨脹定義為“對實際產出沒有長期作用的沖擊所引起的RPI的波動成分”，將觀測到的通貨膨脹中受到總供給沖擊影響的部分作為核心通貨膨脹;Hogan（2001）以及趙昕東（2005）認為，核心通貨膨脹是由觀測到的通貨膨脹中受到總供給沖擊和總需求沖擊影響的部分組成;簡澤（2006）從貨幣主義的視角，認為通貨膨脹是純粹的貨幣現象，把核心通脹定義為觀測到的通貨膨脹中受到貨幣沖擊影響的部分。
與20世紀70年代石油價格沖擊不同，近年來在我國發生個別商品價格異動的主要是食品（我國石油等能源價格受管制）。石油價格變化可以導致其他商品成本（價格）上漲，而食品對于其他商品價格影響則有限，其傳導能力較弱。在釘住美元或者變相釘住美元的固定匯率制度安排下，我國外匯儲備占款較多，被迫放出大量基礎貨幣，導致貨幣市場失衡。貨幣政策的變動較為頻繁，由此引起的貨幣沖擊呈現經常性。所以說，與食品等個別商品價格異常波動相比，我國貨幣沖擊存在引起價格更為頻繁波動的機制，而且貨幣沖擊效應更為顯著。因此，核心通貨膨脹的研究應該從最初關注個別商品（食品或能源）價格異常波動轉變到關注貨幣沖擊的影響。因此，把貨幣沖擊從總需求沖擊中區別出來，定義核心通貨膨脹為觀測到的通貨膨脹受到總供給沖擊和實際總需求沖擊影響的部分，以反映實體經濟的運行狀況，減少貨幣因素對于真實價格水平的扭曲。
一、估計核心通脹的結構式VAR方法
本文定義核心通貨膨脹為觀測到的通貨膨脹中受總供給沖擊和實際需求沖擊影響的部分，也就是價格變化的趨勢和貨幣沖擊之外的周期部分。本文使用基于結構式VAR模型的時間序列法估計中國核心通貨膨脹，構建一個擴展的三變量Blanchard and Quah（1989）結構式VAR模型，以識別所有通貨膨脹波動的來源。
假設月度實際產出對數的一階差分？駐y，定基月度消費者價格指數的一階差分？駐p以及月末廣義貨幣供給量M2對數的一階差分？駐m，三者為平穩隨機過程，它們將對三種外生正交沖擊：供給沖擊（Supply Shock）？著S，實際需求沖擊（Real Demand Shock）？著D以及貨幣沖擊（Monetary Shock）？著M做出動態響應。
本文使用的結構式VAR模型表示如下：
若該隨機過程為協方差平穩過程，那么該結構式VAR模型轉化為無窮階VMA（∞）表達式：
D（0）為該沖擊識別的充分條件，若D（0）的n2個元素已知，就可以識別該結構沖擊。因為Ω為對稱矩陣，式（6）對于D（0）矩陣施加（n2+n）/2個非線性約束。因此，還有（n2-n）/2個自由參數，需要給出（n2-n）/2個約束條件，下文將給出所需的3個（長期）約束條件。
結合式（2）、式（4）和式（5），得到：
D（L）=C（L）D（0）（7）
由式（7），得到結構式沖擊D（1）長期效應矩陣和簡化式沖擊D（0）之間的關系?，F在施加三個必要約束到供給，實際需求和名義沖擊的長期效應矩陣D（1）上。根據Blanchard and Quah（1989）兩變量結構式VAR模型所作假設：供給沖擊對于產出存在持久的影響，而需求沖擊則只能產生暫時影響（由于名義變量調整的滯后）。在此基礎上給出識別結構沖擊的長期約束條件。本文使用擴展的Blanchard and Quah（1989）三變量結構式VAR模型，實際需求沖擊？著D以及貨幣沖擊？著M都屬于需求沖擊，那么我們假設無論貨幣沖擊還是實際需求沖擊對于產出都沒有持久的長期效應，只有供給沖擊對于產出才有持久的長期效應。此外，我們還進一步假設貨幣沖擊對于貨幣和價格水平具有相同的長期影響，即實際余額在長期為中性的。上述長期約束條件可以表述為：
在施加上述3個長期約束之后，得到D（0）的所有元素，從而可以完全識別結構沖擊，估計得到結構式VAR模型。該模型的各個內生變量都可以表示成外生結構沖擊的分布滯后形式。通貨膨脹可以由結構式VAR模型的供給沖擊、實際需求沖擊以及貨幣沖擊表示如下：
由本文核心通貨膨脹的定義，可以得到估計的核心通貨膨脹為由觀測到的通貨膨脹的供給沖擊和實際需求沖擊影響的部分，即：
二、數據來源與檢驗
?。ㄒ唬祿碓磁c處理
本文使用2000年1月至2008年11月的我國月度數據估計核心通脹率。其中，y表示實際產出，以月度工業增加值作為其代理變量;p為月度消費者價格指數;m為月度廣義貨幣供給量M2;y，m，p時間序列變量由原始數據依次進行X11季節調整、取自然對數處理后得到的。 （二）單位根檢驗
表1列出了時間序列變量的平穩性檢驗結果（使用ADF方法，包含時間項與截距），滯后項的選擇使用up to down的方法，直到出現顯著的統計量為止。檢驗結果顯示，y、p、m都服從I（1）過程，使用變量一階差分形式將會保證模型的穩定。
?。ㄈ┠Ｐ蜁r滯長度的選擇
在對Δy、Δp、Δm構成的簡化式VAR系統估計之前，需要確定系統的時滯長度。本文以AIC、SC、FPE和HQ四個信息準則確定模型為2階滯后模型VAR（2）。
三、結構式VAR模型估計結果
?。ㄒ唬┟}沖反應函數和預測誤差的方差分解
結構式VAR模型的脈沖響應函數（Impulse Response Function）是指某一個結構式沖擊對于該模型的動態影響。在本文模型中，對于一個標準差的正的供給沖擊，實際產出在前5期經歷較大波動以后，在11—12期后達到平穩水平。從圖1中可以觀察到，該結構沖擊對于實際產出具有長期持續的正向影響。一個標準差的實際需求沖擊和貨幣沖擊對于產出增長的影響不顯著，在經過期初的短暫波動后，大約在10—11期后效應消失。可見，貨幣沖擊對于產出長期影響是中性的，實際沖擊（供給沖擊和實際需求沖擊）的累積形成了實際產出水平的隨機趨勢。
對于一個標準差的正的供給沖擊，觀測到的通貨膨脹（CPI）經過6期波動后達到最大值，此后趨向于平穩。從下頁圖2可以觀察到，供給沖擊對于通貨膨脹水平具有持久的（微弱）正向影響。對于一個標準差的實際需求沖擊，通貨膨脹持續下降，在12期達到最小值，此后趨向于平穩?？梢?，該沖擊對于通貨膨脹水平具有長期反向影響。對于一個標準差的正的貨幣沖擊，通貨膨脹在持續上升之后，大約在第9期達到最大值，此后趨向平穩。該沖擊對于價格長期具有正向效應。實際需求沖擊與貨幣沖擊對于通貨膨脹呈現相反的效應，并且實際需求沖擊起到了主導作用，也就是說該沖擊主導了通貨膨脹水平的隨機變化趨勢。那么，我們定義核心通貨膨脹為實際沖擊作用形成的一般價格水平的變化，以反映實體經濟的運行狀況。
預測誤差的方差分解（Error Decomposition）提供了貨幣沖擊和實際沖擊在形成我國實際產出和通貨膨脹水平波動中的相對重要性的信息（見下頁表3）。貨幣沖擊對于實際產出的影響極為微弱，而對于價格的影響則較為顯著。這樣，增加了貨幣（虛擬）經濟與實體經濟之間的背離。在經常性貨幣沖擊下，實體經濟與貨幣經濟產生背離，可能使觀測到的通貨膨脹產生經濟過冷或過熱的“虛假”警示，對于釘住觀測到的通貨膨脹的貨幣政策可能產生誤導。
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根據式（12）對于核心通脹率的定義，以及對于沖擊的識別和結構式VAR模型的估計，可得中國核心通貨膨脹序列。下頁圖3描述了估計的核心通脹序列和觀測到的通貨膨脹序列?？梢?，核心通貨膨脹（Core Inflation）序列呈現三個重要的特點。首先，由于貨幣沖擊，觀測到的實際通貨膨脹序列（CPI）在絕大多數時間內高于估計的核心通貨膨脹。其次，觀測到的實際通貨膨脹序列（CPI）與估計的核心通貨膨脹的波動的峰谷是一致的。最后，核心通貨膨脹序列波動比觀測到的通貨膨脹的波動要小。顯然，與核心通貨膨脹相比較，貨幣沖擊引起了觀測到的通貨膨脹的更大波動?？梢姡詢r格穩定為釘住目標之一的貨幣政策在某種程度上增加了CPI的波動水平。
我們可以嘗試做出結論：觀測到的CPI在經濟處于蕭條時，雖然也處于較低水平，但是從觀測到CPI做出的判斷可能使我們對于通貨緊縮的威脅判斷過于樂觀;而經濟處于繁榮階段，觀測到的通貨膨脹在高位運行，我們對于經濟過熱預期加劇時，可能實際情況并不如觀測到的CPI數據所顯示的那樣糟糕。
結語
本文使用結構式VAR模型估計了中國的核心通貨膨脹，所估計的核心通貨膨脹序列能夠較好地反映2000—2008年中國通貨膨脹水平的趨勢變化，能夠較好地反映實體經濟的形勢，是比觀測到的通貨膨脹（CPI）更好的政策參考指標。
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