大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据 1
大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据 秦朵 何新华 摘要：本文通过对十国集团中的10个国家分别建立经济计量模型，对“大缓和”时期经济全球化对这10个国家通货膨胀的影响进行了实证分析。结果表明，经济全球化的确对这10个国家的通货膨胀产生了影响，但其影响在国家间表现出很大的差异性。一方面，伴随着对外开放度的提高，有些国家通货膨胀有所增加，而另外一些国家通货膨胀则有所下降；另一方面，自低成本的新兴经济体进口的增加，使得所有国家的通货膨胀均有所降低。然而，我们的研究发现，经济全球化对这10个国家的通货膨胀之持续性并未带来直接影响。而从通货膨胀之波动程度看，经济全球化的影响并非单向，而是正负皆有。总体上看，在“大缓和”时期，经济全球化只是对发达国家通货膨胀的降低做出了贡献，而对降低通货膨胀的波动性则不具有统计意义上的显著作用。 关键词：通货膨胀的动态特性、经济全球化 1. 引言 在本次全球金融危机暴发之前的二十多年中，有关经济全球化对通货膨胀带来的影响，虽然关注者众多，但研究结论却存在很大差异。自1990年代早期开始，西方发达国家经历了一个被称之为“大缓和”（Great Moderation）的发展时期（见Bernanke，2004）。在这一阶段，不仅通货膨胀率较低，而且通货膨胀率的波动幅度也大大降低。西方不少主流经济学家把这一现象归功于西方发达国家宏观经济调控的成功。但是，也有研究者认为，低通胀现象应主要归因于经济全球化的影响，特别是以中国为代表的新兴市场的快速发展而导致的全球市场中大量的低廉商品的出现。在由本次全球金融危机引起的西方宏观经济学界的反思中，有关大缓和时期的低通胀导因问题成为一讨论热点（如McCarthy， 2007; White， 2008; Bean， 2010）。如果低通胀现象应主要归因于经济全球化的影响，标准货币理论就无法作为解释通货膨胀的基本理论了①（如Wang and Wen，2007）。 发达国家之间通货膨胀率的高度相关（如表1），是一个广为熟知的现象。然而，关于经济全球化对这些发达国家的通货膨胀产生的影响实证分析结论却并不一致。Pain et al (2006，2008)， Borio and Filardo (2007)， Pehnelt (2007)，Wang and Wen (2007)等的研究认为，经济全球化降低了发达国家的通货膨胀水平，Ciccarelli and Mojon (2010)也部分的赞同这一观点，但Ball (2006) and Ihrig et al (2010)却得出了相反的结论。 本文选取了除日本之外的十国集团国家作为研究对象，采用了季度数据，从两方面入手对经济全球化对通货膨胀所产生的影响进行了实证研究。一是在认真选择经济全球化代表性变量的基础上，对各国通货膨胀率分别采用LSE方法（general-to-specific，从一般到特殊）建模，以保证最终所得模型具有统计意义上的稳健性（robustness）。二是我们精心设计了一套模拟方案，以尽量精确量化经济全球化对通货膨胀的影响。尤为独到的是，在我们的模拟方案中，可以较好地反映出自低成本的新兴经济体的进口对发达国家通货膨胀的影响。因此，我们的模拟方案在一定程度上有效地克服了现有实证研究中所普遍存在的重要缺陷——未能将国家间价格水平上存在的差异反映在总体价格指数之中。 简言之，我们所得到的“大缓和”时期的十国通货膨胀模型均表现出统计意义上的稳健性。在所有十个国别模型中，进口价格波动均对通货膨胀率呈现出统计意义上的显著影响，并且开放度变量存在于8个国别模型之中。模拟结果表明，开放度和自新兴经济体进口的增加均对通货膨胀率产生了影响，但经济全球化对通货膨胀之持续性并无影响。总体而言，我们的研究结果支持经济全球化影响通货膨胀率这一假设。 本文安排如下，第二部分阐述我们的建模方法并对所用数据进行描述，第三部分介绍我们所设计的模拟方案，第四部分为实证研究结果，第五部分为小结。 ① 见White（2009）对此所做的一般性的评述。 2
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 2. 建模策略与数据 围绕经济全球化对通货膨胀所带来的影响，现有的实证研究主要基于扩展的菲利普斯曲线展开（如Ball，2006；Borio and Filardo，2007； Pehnelt，2007；Ihrig et al，2010；Guerrieri et al，2010；Mihailov et al，2011）。这类模型的一个重要的理论缺陷在于其在通货膨胀的影响因素中缺少了长期项。研究发现，Pain et al (2006， 2008)的模型中包括了这一重要的误差修正项，我们将采纳他们的做法。也有不少研究者选用了基于共因子模型的研究方法，如Ciccarelli and Mojon (2010)。然而，共因子模型或基于相关分析的模型并不区分国内外影响因素，而对国内外影响因素的区分是本文重点关注的内容之一。不过，在Ciccarelli and Mojon的研究中采用了一种误差修正的机制将国内外通货膨胀联系起来。 怎样确切的在模型中对经济全球化进行表述是极其重要的一环。文献中对此有多种解决方案，如借助进口价格、过量的全球产出， 以及劳动力市场和资本市场中的全球性竞争等。然而，许多实证研究表明，经济全球化对国内通货膨胀产生影响的主渠道是海外商品市场上的非均衡。通常可借助4个变量对这种非均衡进行的表述，即国外产出缺口、对外开放度、进口价格，以及取自各国通货膨胀序列的共公因子。在此我们仅考虑其中的两个变量，即进口价格和对外开放度。出于理论和实际操作上的考虑，我们未采用国外产出缺口这一指标。从理论上讲，我们建模的目的在于考察某一特定国家的通货膨胀在多大程度上受到海外市场的影响，而非全球通货膨胀在多大程度上受到全球供需缺口的影响。因此，直接受海外市场影响的进口价格足以充分并且及时地反映出了全球市场的供需状况。从实际操作层面上看，对国外产出缺口的测度并非直接可以获取，而是在一定假设条件下通过间接推导得到的。目前不仅对这种推导方法尚缺乏共识，而且，可能因为这类推导过程存在很大的测度误差，采用这类推导结果所做的实证分析之结论也难有说服力（如Calza，2009和Ihrig et al，2010）。Mumtaz and Surico (2008)以及 Ciccarelli and Mojon (2010)从共因子模型中导出了一个有关全球通货膨胀的测度指标，后一项研究中还把这一公共因子作为先行指标，用于对包括22个发达国家的面板数据中的每个国家之通货膨胀率进行预测。尽管隐含的公共因子的确包含了部分全球通货膨胀的信息，但上述做法至少存在两个缺陷，一是由于在导出公共因子的面板中缺少发展中经济体的相关信息而使得其对全球通货膨胀的代表性不足，二是由于在导出公共因子的过程中未能将所关注的国家从中分离出来，从而使得所得因子很难被认为其仅代表了国外价格水平。 ①鉴此，我们选取了争议相对较少而且广为采用的进口价格表示对外贸易效应对国内通货膨胀的影响。以P表示总体价格水平，p为其指数形式，Δp表示所关注的第i个国家的通货膨胀率，我们选取了误ititit差修正形式的式（1）作为理论模型。 nnnnGΔp=α+αΔp+λΔw+δu+ϕyiti0∑ijit−j∑ijit−j∑ijit−j∑ijit−jj=1j=0j=1j=1(1) nMM+βΔp+γec+ε,ec=p−κw−κp∑ijit−jiit−1ittiti1iti2itj=0MMG式中，w是工资指数W的指数形式，p为进口价格指数P的指数形式，y为国内产出缺口，u为itititititit失业率。仿照Pain et al (2006， 2008)的做法，选取了工资指数作为国内成本的代理变量。显然，如Ihrig et al (2010)所指出的那样，我们无法分离国外因素对工资的影响。然而，简单的相关分析揭示，平均而言，国际上工资指数间的相关程度远低于通货膨胀率间的相关程度（见表2和表1）。注意到式（1）不过是在扩展的菲利普斯曲线的基础上增加了一个长期项ec。此处，式（1）在三个方面扩展了Pain et al (2006)it−1G中的[]模型。（1）在ec项中未施加齐次性约束；（2）未对y的滞后项施加约束；（3）在式（1）中it−1itGG包括了u，因为该变量是原始菲利普斯曲线中就已包括的变量，其出现不仅早于y，而且在经验研究中yititit的作用并非足够强健。然而，式（1）中未包括部分文献中曾经纳入的一些变量，如能源和食品价格（见 ① 事实上，Pain et al (2008)的研究认为，通过进口价格所反映出的间接效应或许是国外经济波动对以消费者价格指数所表示的国内通货膨胀产生作用的唯一渠道。 3
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 Borio and Filardo，2007和 Ihrig et al ，2010）。表3中给出的数据表明，这类价格数据与进口价格数据高度相关，如果将其纳入模型则很难区分出其产生的影响是否为经济全球化所致。 显然，式（1）中的β 和 κ是本文主要关注的参数，并且β≠0以及κ>0将支持经济全球化iji2iji2M对通货膨胀产生影响的假设。然而，更令人关注的一个假设在于p给通货膨胀所带来的影响会否随着贸it易占比的增加而上升，与此同时，国内因素的影响力呈下降态势。不少实证研究试图通过对子样本的估计结果进行比对寻找支持经济全球化对通货膨胀产生影响的证据，即依据不同子样本所得到的估计参数呈现出时变趋势。不幸的是，这类尝试忽略了估计参数的时变趋势或许是模型误设所致的可能。另外，这类模型也难以被用于模拟或预测的目的。因此，我们试图通过恰当的选取相关变量以分离出贸易占比变化所带来的影响，并进而得出相对稳定的模型估计参数。除此之外，我们把视野控制在“大缓和”时期也在一定程度上减少了模型参数出现变化的概率。在此，我们提出了一个式（1）的备择方案，即通过引入基于贸O易占比的对外开放度r指标作为进口深化的测度指标对式（1）进行改进，这一做法与Pain et al (2006， it2008) 以及 Ihrig et al (2010)的做法类似。 nnnnG~~~Δp=α+αΔp+λΔw+δu+ϕyiti0∑ijit−j∑ijit−j∑ijit−j∑ijit−jj=1j=0j=1j=1(2) nMM~~~+βΔp+γec+ε,ec=p−κw−κp∑ijit−jiit−1ittiti1iti2itj=0GGOM~式中带波浪线的变量为经对外开放度修正的变量，如y=y(1−r)。需要说明的是，W 和 P可以ititititit采用算术加权，也可以采用几何加权的方式。我们分别尝试了两种加权方式，最终决定采用算术加权的形①MMOO~~式，即p=ln(Pr) 、w=ln(W(1−r))。当然，根据式（1）中不同变量对对外开放度的敏感程itititititit度，式（2）的其它变异形式也是可能的选择。如Pain et al (2006， 2008)就仅对长期项采用了加权的形式，见式（2a）。 nnnnGΔp=α+αΔp+λΔw+δu+ϕyiti0∑ijit−j∑ijit−j∑ijit−j∑ijit−jj=1j=0j=1j=1(2a) nMM~~+βΔp+γec+ε,ec=p−κw−κp∑ijit−jiit−1ittiti1iti2itj=0GM~~Ihrig et al (2010)则在扩展的菲利普斯曲线的基础上添加了经加权的y 和 p（他们的模型中不包括误差itit修正项）。我们将对式（2）的不同变型进行估计，比如可选择仅对短期项进行加权，也可选择仅对长期项进行加权等，在综合比较的基础上选出最终模型。 过去的许多文献中采取了先入为主的设定模型动态结构的做法，例如，有些研究中直接采纳了新凯恩斯理论模型。我们认为应该反其道而行之，即模型的动态结构应该是后验决定的（见Hendry and Richard，1982， 1983；Hendry et al，1984）。由于多种模型形态的存在，为了找出合适的模型形式，我们必须首先设定一个筛选模型的标准。在本研究中我们采纳了Hendry (1995)所倡导的从一般到特殊的LSE建模方法，即模型的约化始于式（1）以及式（2）的几种变形，在从一般到特殊的原则指导下经约化得到最终模型。最终所得到的简化模型需要满足下列条件：（1）所得模型的长期项中需具有正确的符号并且ec项满足it−1负反馈机制；（2）所得估计参数除满足各种常规统计检验外，需要相对具有常系数的特性。当对单一国别而言最终所得模型不止一个时，将通过包容性检验选定最终模型。 上述原则被用于对十国集团中的10个国家，即比利时（BEL）、加拿大（CAN）、法国（FRA）、德国（DEU）、意大利（ITA）、荷兰（NLD）、瑞典（SWE）、瑞士（CHE）、英国（UK）和美国（US），的建 ① 研究发现，采用几何加权的形式不仅会加大残差而且模拟结果逊于算术加权。 4
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 模工作。由于日本自1990年代起即陷入了长期的通货紧缩之中（见McKinnon and Ohno ，2001），故在本研究中未予以考虑。我们收集整理了1985-2010年间的季度数据，并选取了过去的研究中通常采用做法，即以CPI计算了年度通货膨胀率，Δp。有大量文献对1980年代后期至本次全球经济衰退前通货膨胀率it的变化进行了细致的描述（如IMF，2006；Melick and Galati，2006；Pain et al，2006， 2008；White，2008； Bean，2010），为节约篇幅，在此不再赘述。不过我们认为有必要强调的是，自1990年代后期以来，国际间通货膨胀率间的相关性呈现出上升的趋势（见表1），这与国际间工资指数的相关性相变动趋势明显不同（表2）。与此同时，国际间进口价格指数的相关性也在上升（见表3）。 对外开放度可以3种不同的方式来定义，一是进口与GDP之比，二是进口与GDP加进口之比，三是①进口加出口与GDP加进口之比。在本研究所涉及的样本期内，我们对以上3种定义的开放度进行了计算。结果发现，这3种定义的开放度不仅趋势极为接近，而且平均而言，序列间的相关性达99%。因此，在本文的研究中我们仅选用了其中的一种定义，即进口与GDP加进口之比作为对外开放度的测度指标。该指标比较接近于进口深化（import penetration）这一概念。图1给出了10个国家的对外放开度（实线）。从图中可以看出，尽管开放程度差异很大，其中比利时和荷兰开放度较高，而美国开放度较低，但除加拿大之外的9个国家中对外开放度均呈现出明显的上升趋势。加拿大在样本的前期开放度也曾出现上升趋势，但后期有所下降。实证分析中所用数据来源和变量定义详见附录。 估计参数的是否具常数性是我们重点关注的内容。部分有关通货膨胀的研究文献中观测到了所得估计参数在不同区间有较大波动的现象，如Pain et al (2006， 2008)发现OECD国家的通货膨胀序列在1990年代中期曾出现较大跳跃。为找出这一变化时点，在模型估计初期，我们在1985-2010年的样本中选用了递归估计和多项Chow检验。我们遵循从一般到特殊的建模理念，采用每次将样本起始点减少一年的做法，依次对模型进行了估计。在这一过程中，我们发现，所得估计参数在样本早期确实存在较大的跳动，但当样本缩小至1992-2010年之后所得估计参数趋于平稳。尽管我们所关注的是“大缓和”时期经济全球化对通货膨胀的影响，但在估计模型时，我们还是保留了2008年以后的观测值，这主要是出于对模型估计参数进行一致性检验的考虑。意大利是唯一一个在递归分析中估计参数在1995年出现波动的经济体。估计参数呈现出波动的现象或许反映出了1980年代后期到1990年代早期西方国家出现的经济下滑。我们的这一发现也同时印证了为什么Bean (2009)会把1992年之后的时期称之为“大缓和”时期。综合上述，我们在下面的建模实践中把样本期限定在1992-2010年期间。 在过去的相关研究中，一般选用面板数据（panel）分析或混合样本（pooled-sample）分析，这类分析方法实际上未考虑国家间的异质性并且先验的做出了不同国家关键估计参数均相同的假定。为了检验上述假设的合理性，我们没有盲目进行面板分析，而是首先采用从一般到特殊的建模理念分别对各国进行建模。从我们的建模实践看，不仅不同国家所得到的估计参数存在较大差异（包括短期项和长期项），所得模型形式也千差万别。事实证明，采用面板数据分析或混合样本分析，先验地施加同质性假定的做法显然是欠妥的。表4详细给出了我们的模型估计结果，所列结果仅为通过各种统计检验及包容性检验的模型。为节约篇幅，常规性的各种检验结果并未列出。表中黑体的估计参数为采用开放度加权的变量之系数估计值，也就是说其对应的模型形式为方程（2）。值得注意的是，由于未能通过包容性检验判断出所得估计方程的优劣，对于英国而言，最终得到了两个估计方程：一个具有方程（1）的形式，另一个具有方程（2）的形式。另外一个值得注意的现象是，所得到的各国的估计方程之长期项并不满足齐次性。 3. 模拟方案设计及相关问题 与数据相合的估计模型的成功获取，不仅帮助我们看清了以往的研究结论千差万别的原因，同时也使得我们通过情景分析模拟经济全球化对通货膨胀的影响的尝试成为可能。而这种模拟分析使得量化的给出各相关变量对通货膨胀的影响成为可能。 ① 在Pehnelt (2007)的研究中，瑞士经济研究所（Swiss Economic Institute）所编制的全球化指数KOF被用于代表对外开放度。然而，该指数只有年度数据，并且其波动性小于我们给出的这3项指标。 5
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 通常模拟经济全球化对通货膨胀的影响是借助于假定外部价格冲击来实现的，如假定进口价格减少某一固定的百分比或进口价格指数的某一主要构成（如原油价格或商品价格）产生一定程度的变化（见IMF，2006； Pain et al，2006，2008）。然而，这类模拟无助于量化的测度自低价格水平的新兴经济体的进口对发达经济体通货膨胀带来的影响。Nickell (2005)和Pain et al (2006， Box 1)提出了一种基于国别价格指数的评估方案，该方案可被用于对某一特定类型国别对所研究国家的进口价格指数的影响进行测度。然而，到目前为止尚未有任何一项研究能够真正模拟出新兴市场对通货膨胀的影响。 在本研究中，我们通过对以上方案进行扩展设计了一种全新的模拟方案，采用该方案可以有效的将自新兴市场进口的低价商品对发达国家“大缓和”时期出现的低通货膨胀的影响区分出来。具体做法如下，首先我们利用i国的主要贸易伙伴国的出口价格指数构造了一个进口价格指数序列。 N⎧⎫MXˆ(3) P=expwp ⎨⎬it∑jtjtj=1⎩⎭iX式中p表示以美元计价的i国的第j个贸易伙伴的出口价格指数，w是该贸易伙伴国在i国进口中jtjtM的占比。我们希望以式（3）计算得到的进口价格指数在转换为本币后能够与i国的进口价格指数P比较itMMˆ接近，即有P≈P。其次，我们将i国的所有贸易伙伴国进一步区分为新兴市场经济体j∈E和发达国itit家i∈D，并且D∪E=N;D∩E=0。 wwMjtXXitln(P)=(w)ln(P)+(w)ln(P)ht∑it∑it∑jt∑jti∈Di∈Dj∈Ej∈Eww∑it∑jti∈Dj∈E(4) =(1−W)Π+WΠEtDtEtEt这种拆分，使得我们能够通过分别设定W和Π的取值的做法模拟自新兴市场经济体进口对i国通EtEt货膨胀的影响。 在利用式（3）计算10个国家的进口价格指数时，我们依据各经济体在十国集团进口中的排序，共选①取了占比最高的32个经济体（具体数据来源见附录）。它们是：阿尔及利亚、奥地利、巴西、比利时、捷克、中国大陆、法国、芬兰、德国、匈牙利、爱尔兰、意大利、利比亚、马来西亚、墨西哥、荷兰、波兰、葡萄牙、俄罗斯、沙特、西班牙、土耳其、加拿大、中国香港、丹麦、日本、挪威、瑞典、瑞士、英国、美国和中国台湾。依据IMF出版的《贸易方向》（Direction of Trade， DOT），2000年以来这些经济体在十国集团进口中的占比均在80%以上。由此计自得出的进口价格指数与各国进口价格指数呈现出高度的相似，见图2。在利用式（4）进行拆分时，我们把上述国家（地区）划分为两大类，一类为十国集团外加奥地利、丹麦、芬兰、爱尔兰、卢森堡、挪威、葡萄牙和西班牙，其余归为另一类，即新兴市场经济体。 在利用式（4）计算进口价格指数时，所有的单一国家（地区）的出口价格指数都是以美元计价、以2005为100的定基指数，因而所得进口价格指数实际并未考虑新兴市场经济体和发达国家间存在的价格水平上的差异。换言之，从定义上这一合成指数就未反映出购买力平价的任何信息。为克服这一缺陷，我们利用世界银行所给出的150个国家（地区）2005年的购买力平价转换因子（见World Bank，2008，Table ）进行了调整。我们知道，由于世界银行所给出的购买力平价转换因子主要用于对各国国内商品和服务进行测度，而我们此处是将其用于对出口价格的转换。这样做虽有一定的缺陷，但这一购买力平价转换因子是我们所能找到的最好的相关指标。同时，一般而言，假设一国出口价格水平与其国内价格水平持平也并无不妥。从横截面数据看，世界银行所提供的转换因子可被视作以2005年为基点的基于购买力平价的权重，而直接以式（3）计算时所选用的权重对各国价格上的差异并未予以考虑。假如我们所选定的32个样本经 ① 入选原则为，2000年以来，至少在十国集团中的一国进口中占比位居前20位或在一国进口中占比高于1%。满足这一条件的国家中只有在美国进口中位居第十位，且占比达%的委内瑞拉，因缺少出口价格指数未能包括在内。 6
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 济体是世界银行所涵盖的150个国家（地区）的一个有代表性的样本，那么将世界银行所提供的转换因子①纳入对十国集团进口价格的计算公式，所得结果应该不至于与直接计算的进口价格有明显差异。图3给出了纳入世界银行提供的转换因子后的Π和Π的计算结果。值得注意的是，两者间的差距平均而言竟EtDt高达50%。 由于我们所能收集到的数据中，部分经济体的贸易数据最早仅到1994年，所以我们所做的情景分析仅在1994第一季度到2008年第3季度间展开，即所选取的样本期为近期全球衰退前主要涉及“大缓和”的时间区间。我们首先以式（3）计算所得的进口价格指数取代实际价格指数后采用动态模拟（dynamic simulation）得出了基准方案（Baseline）。这种做法可以在下一步的比较中去除因此而产生的误差的影响。其次，我们设计了三种情景以模拟三种经济全球化影响因素对10国通货膨胀的影响：模拟方案一、令对O外开放度r的取值固定为模拟期初的水平，以考察对外开放度的提高对所研究国家通货膨胀的影响；模it拟方案二、令新兴经济体贸易占比保持在模拟期初的水平，以考察自新兴市场经济体进口占比的增加对所研究国家通货膨胀的影响；模拟方案三、在整个模拟期内，令Π=Π，以考察 自新兴市场经济体进口EtDt价格上升对所研究国家通货膨胀的影响。图4-6和表5详细列出了上述模拟结果。 需要说明的是，由于所得模型自身固有的局限性，上述情景分析仅能说明部分问题。式（1）和式（2）的模型形式至少在两方面限制了我们的情景分析，一是对于进口价格对劳动力价格的影响，以及因竞争和其它影响因素所导致的生产率上的改进，我们无法进行模拟；二是由于模型的综合性和动态特性使得我们无法完全分离Π和Π的影响。 EtDt 4. 实证分析结果 下面我们结合情景分析结果就经济全球化对十国集团通货膨胀的影响进行讨论。 让我们先从表4中列出的各国最终所得估计模型开始。非常引人注目的是，除瑞典和美国外，其余国家最终所得模型均为式（2）形式。在我们建模的10个国家中有6个国家的进口价格指数在短期是以开放度加权的形式出现在模型中的，有6-7个国家的进口价格指数在长期是以开放度加权的形式出现在模型中的，反映出经济全球化对国内通货膨胀有着重要的影响。表4中的数据显示，失业率在比利时、意大利和荷兰模型中是以开放度加权的形式出现的，国内产出缺口在意大利和英国模型中也是以开放度加权的形式出现的，短期内工资指数以开放度加权的形式出现在加拿大、法国、荷兰和瑞士等国别模型中。如果不去考虑其是否具有开放度加权的形式，而仅把注意力仅集中于进口价格变量，则我们可以发现，进口价格指数出现在除意大利模型之外的所有模型的长期项中，并且在德国、荷兰、瑞典和瑞士模型中进口价格指数的系数均大于工资指数的系数。通过进一步考察可以发现，这四个国家有着共同的特点，即其开放度大于30%并且自新兴经济体进口占其进口总额的15%以上（见图1）。在一定程度上讲，进口价格的短期效应更为显著，因为其不仅出现在所有十个国别模型中，并且均呈现出正向效应。从对应的短期系数看，似乎这M一效应是加速形态的（即相当于带有正系数的ΔΔp）。因此，不仅从式（1）的形式看，我们的实证分t−j析为经济全球化假设提供了有力的支持，并且即使从式（2）的形式看，其支持经济全球化假设也是毋容置疑的。 尽管我们的实证结果表明，各国模型中的长期项不仅具有较大差异而且也不具有Pain et al (2006， 2008)先验设定的齐次性特征，但进口价格在模型中的作用与他们的结论还是高度一致的。不过，从表4中显然很容易发现，在仅考虑短期菲利普斯模型的相关研究中长期项的缺失是一个模型误设的错误。另外，表4中的数据表明，不同国家滞后项的构成差异显著，过去某些研究中先验地设定滞后项构成的做法显是不合适的。 下面，我们来看一下图4-6和表5给出的情景分析结果。图4是有关开放度对通货膨胀影响的模拟分 ① 我们按公式（3）分别计算了包括购买力平价转换因子和不包括这一转换因子的十国进口价格指数，结果发现两者非常接近。 7
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 OO析结果，其中的实线为基准方案下的通货膨胀率，虚线为将开放度保持在模拟期初时，即r=r，将iti1994Q1会出现的情形。由于所得瑞典和美国的最终模型为式（1）的形式，即不包括开放度变量的形式，图4中O仅给出了8个国别的相应曲线。从图4和表5中可以清楚地看到，开放度r对通货膨胀的影响在不同国it家间具有较大差异，但其对通货膨胀之持续性的影响微乎其微（见表5）。具体来说，开放度的上升，对意大利而言其效应是降低了通货膨胀水平；对英国而言其影响几乎可以忽略；对法国、比利时、和加拿大而言其影响在不同样本期是不同的，有时表现为使通货膨胀水平下降，有时则表现为使通货膨胀水平上升；对德国、荷兰和瑞士而言其影响则为使通货膨胀水平显著上升。正如上面已提到的，德国、荷兰和瑞士模型的长期项中进口价格指数的系数均高于工资指数的系数，并且这三个国家均属对新兴市场开放度较高的国家。因此，这一模拟结果在一定程度上反映了新兴经济体的通货膨胀普遍高于发达国家这一现象。不过从总体上看，很难就开放度对通货膨胀的影响做出方向性的推论，同时其影响程度无论从水平还是从波动性看均缺乏共性。 相比较而言，自新兴经济体进口占比的增加对各国通货膨胀具有明确的降低通货膨胀的作用。自图5和表5中可以发现，将自新兴经济体进口占比保持在1994年1季度的水平上将使所有国家的通货膨胀率加大，其中对美国的最大影响将为个百分点，对荷兰的影响约为个百分点，对德国的影响约为个百分点。尽管模拟结果显示的这一影响并不是很大（对各国的影响从到个百分点不等）。从总体上看，自新兴经济体进口占比的增加确实为通货膨胀起了一定的缓解作用。但从表5看，自新兴经济体进口占比的上升并未起到明显减弱这些国家的通货膨胀之波动性的作用。 显然，自相对廉价的新兴经济体进口的增加应该具有降低通货膨胀的作用。为考察这一现象，我们设计了以下情景分析方案。从图6和表5中可以看到，当将新兴经济体价格水平调高至发达国家价格水平时，各国均将出现较高的通货膨胀，并且这一效应明显高于上一模拟方案。不过，类似上一模拟方案，较低的进口价格却并一定能使通货膨胀率水平变得更加稳定。从模拟结果看，美国、荷兰和德国的通货膨胀受到的下行压力最大。与模拟方案一中的结果类似，模拟方案二和模拟方案三中，新兴经济体对发达国家通货膨胀并不具有持续影响。 为了更加细致地观察各模拟方案对不同国家所带来的影响，下面我们对这10个国家的模拟结果逐一进行分析。对比利时而言，开放度的上升，在1994-2001和2004-2007年间使比利时的通货膨胀加剧，但在2001-2004年间使其有所下降（见图4）。从表5看，总体上开放度的上升不仅使比利时的通货膨胀加剧，同时也使其通货膨胀的波动性加大。自新兴经济体进口占比的增加仅使比利时的通货膨胀率有些许下降，最大下降幅度仅为个百分点，相当于较基准方案降低了不足1%（见表5）。新兴市场进口价格的上调也对比利时通货膨胀有微弱的削弱作用，其最大的影响仅为个百分点，或较基准方案降低了不到2%（见表5）。后两个模拟方案对通货膨胀的波动幅度和对通货膨胀长期水平几乎未产生影响。 各种模拟方案对加拿大通货膨胀的影响如下。在2002年前，开放度上升使加拿大通货膨胀水平有所下降，而后则呈现出相反的影响。这一点在表5中表现的更加明显，可以看到这一转变反映在通货膨胀的波动性上。后两个模拟方案中加拿大通货膨胀的表现如比利时的情形，只是影响的幅度有所加大（见表5）。有趣的是，从整个样本期看，自新兴市场经济体进口似乎对通货膨胀的波动幅度有一定的削弱作用。 开放度上升对法国通货膨胀水平的影响几乎与加拿大的情形相反，其影响在2002年以前基本为增强型，而在2002-2004年间为减弱型，之后再次转为增强型（见图4）。在这一模拟结果中，较为突出的一点是其对通货膨胀波动幅度所产生的抑制作用（见表5）。自新兴市场经济体进口占比的增加和自新兴市场进口价格上调对法国通货膨胀水平所带来的影响与其对前面两个国家的影响类似，只不过在1995-1999年间其影响较为突出。 开放度上升对德国通货膨胀的影响在上述国家中是最大的，其影响为增强型，平均而言约高于基准预测60%（见图4和表5）。同上，模拟方案二和模拟方案三中德国通货膨胀有所下降，但下降的幅度高于前面几个国家。在模拟方案三中，即自新兴市场经济体进口价格上调至与发达国家相同，德国通货膨胀将高于基准方案30%（表5）。不过，如果我们考察的是通货膨胀的波动性则模拟结果未能给明确的答案。 在模拟方案一中，意大利与德国的情形相反。开放度的上升明显减弱了意大利的通货膨胀水平（与基8
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 准方案相比，通货膨胀率最高下降了个百分点，见图4）并且明显使意大利通货膨胀率的波动性有所下降（约高于基准方案20%，见表5）。然而，模拟方案二的影响不仅小而且是减弱型的（见图5和表5）。模拟方案三的影响较模拟方案二略大，并且于1997年前表现为增强型而后则表现为减弱型（见图6）。从表5看，后两个模拟方案均有益于减弱意大利通货膨胀的波动性（表5）。 从荷兰通货膨胀率所受到的影响看，其与德国的情形类似（见表5）。在模拟方案一中，除2002-2004年间开放度上升减弱了荷兰通货膨胀外，其余考察期内开放度上升均加大了荷兰通货膨胀。在模拟方案二和模拟方案三中可以清晰的观察到其对荷兰通货膨胀的较强的削弱作用（图5、图6）。模拟方案三的结果尤为引人注目：1990年代约使荷兰通货膨胀率下降了1个百分点以上，2006年这一数据更超过了个百分点（图6）。从表5看，其与德国的区别主要体现在模拟方案一中荷兰通货膨胀率的趋于稳定。 上面提到，因最终所得模型中不包括开放度变量，模拟方案一不适用于瑞典。模拟方案二和模拟方案三均对瑞典通货膨胀率有明显的减弱作用，约高于基准方案20%（见图5、图6、表5）。然而，但在上述模拟方案下，通货膨胀率的波动性未呈现出下降趋势。 瑞士的情形也与德国较为相似，只不过影响幅度较小。开放度上升不仅使瑞士通货膨胀率有所上升，而且使其波动性有所加强（图4和表5）。模拟方案二和模拟方案三中，瑞士通货膨胀率有所减弱，并且其波动性有所降低（见图5、图6和表5）。 开放度上升对英国通货膨胀的影响在图4中几乎难以察看到。但从表5看，约较基准方案上升了2%，并且使通货膨胀的波动性有所下降。模拟方案二和模拟方案三确实减弱了英国通货膨胀，但对通货膨胀的波动性的影响则难以观测到。 同瑞典一样，美国也因所得最终模型中缺少开放度变量而无法做模拟方案一。值得注意的是，从图1中看，美国是所有国家中对外开放度最低的，平均仅为14%。从另一角度看，美国却是所有国家中自新兴市场国家进口占比最大并且这一占比增长最快的国家（见图1中的虚线）。上述现象有助于我们解释模拟方案二和模拟方案三中美国通货膨胀所受到的较强的削弱作用和通货膨胀率趋于稳定的结果（见图5、图6和表5）。模拟方案二中通货膨胀率最多下降了个百分点，模拟方案三中通货膨胀率最多下降了个百分点。表5中特别值得注意的一点是，自新兴经济体进口低廉的商品使美国通货膨胀率的波动性下降了25%，在所考察的十个国家中居首位。 5. 小结 本文的计量分析结果充分肯定了经济全球化给十个发达国家通货膨胀所产生的影响。其证据不仅体现在所得最终模型中与经济全球化相关的估计系数上，而且在模型模拟情景分析中得到了佐证。 在与经济全球化相关的变量中，进口价格是极具代表性的变量之一。对于我们所考察的10个国家，绝大部分国家的模型中进口价格指数不仅在长期具有开放度增强型的形式，而且在短期多体现为加速效应。然而，对比我们最终所得到的国别模型可以发现，不同国家的模型间无论经济全球化对通货膨胀的影响方式，还是其对通货膨胀的影响程度均存在较大差异。可见，先验地设定模型中所包括的动态项，以及采用面板模型评估经济全球化对通货膨胀的影响的做法是欠妥的。 国家间的异质性突出的表现在开放度对通货膨胀所产生的影响上。首先，10个国家中有两个国家（瑞典和美国）的约化模型中缺少开放度变量，而这一变量以各种不同的形式出现在其余八个国家模型。情景分析（模拟方案一）显示，开放度变量不仅对通货膨胀水平的影响或正或负，而且对通货膨胀波动的影响也是正负皆有。这一结果印证了White’s (2008)的结论，即经济全球化既可使国内通货膨胀上升也可使其下降，同时也可能使其波动性增强。 我们的研究结果显示，国家间的同质性集现在两个方面：一是经济全球化对通货膨胀并不具有持续性的影响，二是自价格低廉的新兴市场经济体进口的增加减弱了发达国家通货膨胀的压力。然而，这种下行的压力已逐步消失并且与之相伴的降低通货膨胀波动性的作用非常微弱。我们的上述发现提示，来自低成本新兴经济体的低廉商品的快速增加，的确为发达国家的低通货膨胀做出了不容忽视的贡献，但大缓和时期通货膨胀的波动性的降低却并非受益于此。 9
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 附录：数据来源 CPI：2005=100，除德国数据取自OECD（Organization for Economic Co-operation and Development ，经济合作与发展组织）的MEI（Main Economic Indicators database，主要经济指标数据库）外，其余国家数据均取自IFS（International Financial Statistics，国际货币基金组织《国际金融统计》）。年度通货膨胀率自CPI季度数据导出。 名义单位劳动力成本：除瑞典数据取自MEI外，其余国家的数据均取自IFS。 产出缺口：实际GDP与潜在GDP之差占潜在GDP的百分比。除比利时和瑞典系采用Datastream中的年度数据经作者拆分为季度数据外，其余国家的数据均直接取自Datastream。 进口价格指数：本币，2005=100。系采用2005=100的以美元计价的进口价格指数经汇率转换而得。除法国数据取自CEIC数据库（ 出口价格指数：美元，2005=100。除中国大陆、捷克共和国、法国、利比亚、俄罗斯和台湾外，其余经济体数据均取自IFS。中国大陆的数据取自何新华（2010）。法国（为出口减缩指数）和中国台湾的数据取自CEIC数据库。捷克共和国、俄罗斯和利比亚取自Datastream。当原始数据不为美元价格指数时，先采用汇率转换为美元价格指数，再定基至2005=100。 进口、出口和GDP：本币，取自IFS。 汇率：本币/美元，取自IFS，期内平均汇率。 贸易占比：以DOT (Direction of Trade，国际货币基金组织《贸易方向》) 10
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 参考文献： 何新华著(2010)：《多国（地区）宏观经济季度模型MCM_QEM》，中国财政经济出版社，2010年11月。 Ball, L. (2006), Has Globalization Changed Inflation? NBER Working Paper No. W12687, November. Bean, C. (2010) The great moderation, the great panic and the great contraction, Journal of the European Economic Association, 8, 289-325. Bernanke, . (2004) The Great Moderation, speech before Eastern Economic Association, Washington, February 20. Borio, C. and A. Filardo (2007) Globalisation and inflation: New cross-country evidence on the global determinants of domestic inflation, BIS Working Papers No. 227. Calza, A. (2009) Globalization, domestic inflation and global output gaps: Evidence from the euro area, International Finance, 12, 301-20. Ciccarelli, M. and B. Mojon (2010) Global inflation, Review of Economics and Statistics, 92, 524-35. Guerrieri, L., C. Gusty and D. López-Salido (2010) International competition and inflation: A new Keynesian perspective, American Economic Journal: Macroeconomics, 2(4), 247-80. Hendry, . (1995) Dynamic Econometrics, Oxford: Oxford University Press. Hendry, . and J.-F. Richard (1982) On the formulation of empirical models in dynamic econometrics, Journal of Econometrics 20, 3-33. Hendry, . and J.-F. Richard (1983) The econometric analysis of economic time series, International Statistical Review, 51, 111-48. Hendry, ., Pagan, . and Sargan, . (1984) Dynamic specification, in Z. Griliches and . Intriligator eds. Handbook of Econometrics, vol. 2, Amsterdam: North-Holland, pp. 1023-1100. Ihrig, J., . Kamin, D. Lindner and J. Marquez (2010) Some simple tests of the globalization and inflation hypothesis, International Finance, 13, 343-75. IMF (2006) How has globalization affected inflation? IMF World Economic Outlook, April, Chapter 3. Marques, . (2004) Inflation persistence: facts or artefacts? European Central Bank working paper series No. 371, June. McCarthy, J. (2007) Pass-through of exchange rates and import prices to domestic inflation in some industrialized economies, Eastern Economic Journal, 33, 511-37. McKinnon, R. and K. Ohno (2001) The foreign exchange origins of Japan’s economic slump and low interest liquidity trap, World Economy 24, 279-315. 11
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 Melick, W. and G. Galati (2006) The evolving inflation process: an overview, BIS Working Papers 196. Mihailov, A., F. Rumler and J. Scharler (2011) The small open-economy new Keynesian Phillips curve: Empirical evidence and implied inflation dynamics, Open Economies Review, 22, 317-37. Milani, F. (2010) Global slack and domestic inflation rates: A structural investigation for G-7 countries, Journal of Macroeconomics, 32, 968-81. Mumtaz, H. and P. Surico (2008) Evolving international inflation dynamics: evidence from a time-varying dynamic factor model, Bank of England Working Paper 341. Nickell, S. (2005) Why has inflation been so low since 1999? Bank of England Quarterly Bulletin, Spring, 92-107. Pain, N, I. Koske and M. Sollie (2006) Globalisation and inflation in the OECD Economies, OECD Economics Department Working Papers, No. 524, OECD Publishing. Pain, N, I. Koske and M. Sollie (2008) Globalisation and OECD Consumer Price Inflation, OECD Economic Studies, No. 44, 2008/1. Pehnelt, G. (2007) Globalisation and inflation in OECD countries, Jena Economic Research Papers, Friedrich-Schiller-University and the Max Planck Institute of Economics, Jena, Germany No. 2007-055. Wang, P.-F. and Y. Wen (2007) Inflation dynamics: A cross-country investigation, Journal of Monetary Economics, 54, 2004-31. White, W. (2008) Globalisation and the determinants of domestic inflation, BIS Working Papers 250, Bank for International Settlements. White, W. (2009) Modern macroeconomics is on the wrong track, Finance and Development, December, 15-18. World Bank (2008) World Development Indicators 2008, Washington DC: World Bank. 12
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 60%Canada100%Belgium80%40%60%20%40%20%0%0%1990199219941996199820002002200420062008201019901992199419961998200020022004200620082010 60%Germany40%France40%20%20%0%199019921994199619982000200220042006200820100%19901992199419961998200020022004200620082010 80%Netherlands40%Italy60%40%20%20%0%0%1990199219941996199820002002200420062008201019901992199419961998200020022004200620082010 60%Swetzerland60%Sweden40%40%20%20%0%0%1990199219941996199820002002200420062008201019901992199419961998200020022004200620082010 60%US40%UK40%20%20%0%0%1990199219941996199820002002200420062008201019901992199419961998200020022004200620082010O图1、对外开放度r （实线）和自新兴经济体进口所占比重W （虚线） itEt13
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 150150BelgiumCanada13013011011090907070199419961998200020022004200620082010199419961998200020022004200620082010140140GermanyFrance12012010010080806060199419961998200020022004200620082010199419961998200020022004200620082010160160NetherlandsItaly14014012012010010080806060199419961998200020022004200620082010199419961998200020022004200620082010160140SwedenSwitzerland14012012010010080806060199419961998200020022004200620082010199419961998200020022004200620082010140140UKUS12012010010080806060199419961998200020022004200620082010199419961998200020022004200620082010 MMˆ图2、实际进口价格指数P （实线） 和计算得出的进口价格指数P （虚线） itit14
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 160160BelgiumCanada1401401201201001008080606040402020001994199619982000200220042006200819941996199820002002200420062008200200FranceGermany1501501001005050001994199619982000200220042006200819941996199820002002200420062008200200ItalyNetherlands15015010010050500019419619820020220420620819941996199820002002200420062008180160SwedenSwitzerland1601401401201201001008080606040402020001994199619982000200220042006200819941996199820002002200420062008200300USUK2501502001001501005050001994199619982000200220042006200819941996199820002002200420062008图3、计算所得到的基于购买力平价的 发达国家进口价格指数Π（实线） 和新兴经济体进口价格指数Π（虚线） DtEt 15
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%19951997199920012003200520071995199719992001200320052007 %%%%%%%%%%%%%%%%19951997199920012003200520071995199719992001200320052007 %%%%%%%%%%%%%%%%%%19951997199920012003200520071995199719992001200320052007图4. 模拟方案一：开放度效应模拟结果 O（实线：基准方案通货膨胀率；虚线：将r取值固定在1994年第一季度时的通货膨胀率） it注：在所得估计模型中，瑞典和美国模型不包括开放度变量，因而不适用于本模拟方案；图中给出的英国的模拟结果系采用包括开放度变量的估计模型所做。 16
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%19951997199920012003200520071995199719992001200320052007 图5、模拟方案二：自新兴经济体进口占比变化对发达国家通货膨胀率的影响 （实线：基准方案通货膨胀率；虚线：将W取值固定在1994年第一季度时的通货膨胀率） Et 17
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 %%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%%19951997199920012003200520071995199719992001200320052007 图6、模拟方案三：自新兴市场经济体进口价格上升对发达国家通货膨胀率的影响 （实线：基准方案通货膨胀率；虚线：令Π=Π时的通货膨胀率） EtDt 18
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 表1、以CPI计算的通货膨胀率间的相关系数 1998Q1 – 2010Q3 注：上三角中以加黑注明的相关系数表示其大于所对应的下三角中的相关系数。 表2、工资指数间的相关系数 1998Q1 – 2009Q4 注：上三角中以加黑注明的相关系数表示其大于所对应的下三角中的相关系数。 表3、进口价格指数间的相关系数 1998Q1 – 2010Q3 注: 路透社CRB能源价格指数；国际货币基金组织布伦特原油指数；上三角中以加黑注明的相关系数表示其大于所对应的下三角中的相关系数。 19 1992Q1 2009Q4 1992Q1 – 2010Q3 1992Q1 – 2010Q3
秦朵、何新华：大缓和时期发达国家的低通胀受益于全球化的新证据DSWP201101 表4、通货膨胀模型（1）、（2）、（2a）的约化结果：主要估计参数及统计检验： MG Δp Δw u ec Δpy 残差检验 t− jt−jt−jt−jit−1t−jNormality [p Homogeneity 2 α γ ϕϕϕϕ ακκλδδλλβ β δδβ13412R0122121201342value][p value][.086][.008][.007][.001][.211][.979][.096][.081][.056][.109][.117][.118][.043][.012][.011][.008][.0004][.981][.052][.081][.035][.048][.036][.093][.126][.262][.06][.029][.027][.007][.011][.0003][.382][.624][.061][.049][.041][.614]*[.171][.046][.047][.022][.007][.006][.301][.612][.097][.227][.115][.04][.032][.012][.043][.041][.005][.001][.001][.0005][.0004][.058][.929][.038][.037][.052][.035][.081][.032][.031][.074][.08][.074][.011][.005][.007][.002][.002][.094][.04][.105][.099][.024][.082][.066][.053][.058][.048][.025][.026][.0002][.724][.799][.081][.27][.076][.05][.113][.104][.094][.03][.007][.005][.0006][.0009][.0006][.734][.638][.137][.249][.187][.172][.223][.16][.035][.06][.085][.087][.034][.079][.02][.02][.001][.001][.636][.194][.072][.081][.125][.123][.035][.149][.088][.071][.085][.088][.032][.079][.02][.019][.002][.002][.659][.275][.073][.081][.121][.127][.042][.168][.112][.09][.088][.051][.009][.017][.001][.003][.002][.0009][.0008][.074][.307][.06][.04][.107][.035][.03][.032][.035][.046][.05] 注：各参数估计值下面的方括号中是相应的标准差，再下面的方括号中是相应估计参数常数性的Hansen检验值（5%的显著水平之对应值为）；以黑体显示的是加权变量所对应的估计参数。样本期为1992年1季度至2010年3季度，但比利时仅至2007年4季度。本表仅列出了通过包容性检验的估计结果，其中英国有两个估计结果。比利时模M型中的短期项，进口价格指数，在模型约化过程中其实是以ΔΔp的形式出现的。 t 20
何新华/准确理解CPI之争中的几个关键概念/DSWP201003 表5、各模拟方案对通货膨胀的影响 平均通货膨胀率 通货膨胀的波动性 通货膨胀的持续性 （期内平均，%） （标准差） （Marques’s r） 1995-2008 2000-2008 1995-2008 2000-2008 1995-2008 2000-2008 比利时 模拟方案一 % %%% 模拟方案二 +% +%%% 模拟方案三 +% +%+%% 加拿大 模拟方案一 +% %%+% 模拟方案二 +% +%+%% 模拟方案三 +% +%+%% 法国 模拟方案一 % +%+%+% 模拟方案二 +% +%+%% 模拟方案三 +% +%%% 德国 模拟方案一 % %%% 模拟方案二 +% +%+%% 模拟方案三 +% +%%+% 意大利 ** 模拟方案一 +% +%+%+% 模拟方案二 % %%+%* 模拟方案三 % +%+%+% 荷兰 ** 模拟方案一 % %+%+%* 模拟方案二 +% +%+%% 模拟方案三 +% +%%%** 瑞典 模拟方案二 +% +%%% 模拟方案三 +% +%%% 瑞士 模拟方案一 % %%% 模拟方案二 +% +%+%+% 模拟方案三 +% +%+%+% 英国 模拟方案一 % %+%+% 模拟方案二 +% +%+%% 模拟方案三 +% +%%%** 美国 模拟方案二 +% +%+%+% * 模拟方案三 +% +%+%+% 21
何新华/准确理解CPI之争中的几个关键概念/DSWP201003 注： Marques’s (2004) 所给出了一种测度通货膨胀率持续性的指标，其定义为n，其中 n r=1−T为在T+1个观测点中通货膨胀率超过其平均值的次数。r 服从均值为，方差为5T的正态分布。表中最右边两列中的上标**和* 表明r在95%和90%的水平上呈现统计上的显著性。 对于左边四列所列数据，各国中的第一行为基准方案计算值。三个模拟方案所行中对应的数据以各模拟方案相对基准方案计算。 22
何新华/准确理解CPI之争中的几个关键概念/DSWP201003 郑重声明：本工作论文系列均为作者原创作品。未经作者本人许可，任何个人或单位不得以任何形式转载或摘要发表论文的相关内容，否则将被视作侵权。 本论文仅反映作者本人的见解，不代表中国社会科学院世界经济与政治研究所统计研究室的观点。 主办单位：中国社会科学院世界经济与政治研究所统计研究室 联系地址：北京建国门内大街5号1543室 邮政编码：100732 联系电话：010-85195775 网 址： 23
