2 通货膨胀率目标对通货膨胀持续性影响的国际比较分析

下面，本文将对早期采纳通货膨胀“盯住制”的国家以及其他稍晚采用此政策制度框架的国家进行数据采集和分析。本文使用CPI（居民消费价格指数）来替代价格，并运用年度和季度数据。

首先，采用单位根来检验数据的时间序列性。对于季度数据，运用HEGY检验季节性单位根。HEGY检验保证了季节性集合的严格性，这样就可以根据任意季节性单位根建立模型。有如下辅助性回归方程：

其中，是L的一个固定的n阶自回归多项式。将方程（22）中确定性的变量刨除，但是将其容纳在检验估计中，变量z可以表示为：

其中，p是消费价格的自然对数。滞后一段时期的依赖变量包含在检验中，HEGY检验的结果如表1所示。π2=0和π3∩π4= 0是无效的假设。这意味着半年单位根、复根和年度单位根的缺失。然而，无效假设π1= 0却不能被任意国家排除。这表明季度数据中的消费价格包含一个零频率单位根，因此一阶差分对稳定数列起到一个适当过滤的作用。通过审核运用简单ADF检验得到的年度数据的时间序列性，可以得到每个国家的数据。因此定义通胀比率为πt= pt-pt-1。

表1 HEGY单位根检验结果

为了检验通货膨胀率目标对通货膨胀持续性的影响，考虑简单的回归模型：

其中，FX是一个指示变量，在固定汇率时期等于1，在其他时期等于0; IT同样是一个指示变量，当存在通货膨胀率目标时等于1，在其他时期等于0; μ为误差项。用White程序来更正此处所估计标准误差的异方差性，用Newey和West估计函数来调整标准误差的序列相关。

许多研究通货膨胀持续性的文献中均有类似方程（23）的模型，在这些模型中，滞后的通货膨胀率与经济项目或者存在的制度指示变量相互影响。例如，Alogoskoufis和Smith（1991）、Alogoskoufis（1992）以及Bleaney（2000）的研究考虑了固定汇率指数。也有学者考虑了其他指标，如石油冲击和中央银行制度改变。

表2给出了方程（23）的参数估计结果。在对每一个国家的分析中，无论是使用年度数据还是季度数据，都会发现对于β3的估计是非零且负的。甚至，仅仅可以在英国通过季度数据分析排除通货膨胀率目标可以消除通货膨胀持续性这样一个假设，在其他国家则无法排除。以上发现给出了强有力的证据来证明本文假设——引入通货膨胀率目标会导致通货膨胀持续性的下降。而这与Siklos（1999）的研究相吻合，不过相比之下，他得出的结论比较模糊，究其原因可能是本文得到的通货膨胀率目标数据更多且更精准。

表2 通货膨胀持续性参数估计结果

其次，要对上述的参数估计结果进行检验，以考证它们的有效性。第一，对于通货膨胀率，本文采用二选一的方法。考虑通货膨胀率为πt= pt-pt-2和πt= pt-pt-4，并对方程（23）进行参数估计，可以看出结果基本一致。特别是，当引入通货膨胀率目标时，通货膨胀持续性会有一个显著的大幅度下降。第二，本文对此模型进行一个延展和扩张，允许政策制度间的截距有所变化并且允许制度间平衡的通货膨胀率有所改变。第三，通过计算，仍发现当存在一个通货膨胀率目标时，通货膨胀持续性会降低，这与Bleaney（2000）的观点吻合。第四，结合Siklos（1997）的观点来考虑石油冲击和中央银行制度改革。尽管此处参数估计在掺杂了多重因素后确定性并不是十分高，但是仍然发现制定一个通货膨胀率目标会导致通货膨胀持续性的下降。接下来，可以评定在表2参数估计结果中显示出来的误差的重要性。出现这样的误差并不奇怪，这是因为本文采用的模型较为简单。第五，通过卡尔曼滤波器和滚动窗口技术来对模型πt= αt+βtπt-1+μt进行参数估计。虽然结果不如表2中的精确，但是发现20世纪90年代的通货膨胀持续性较前几十年要低得多。总的来说，通过以上检验和比较，依旧发现在存在一个明确通货膨胀率目标时通货膨胀持续性会下降。

最后，通过对合并模型的参数估计来总结本文的发现：

其中，i表示国家，t表示时间。此参数估计结果体现在表3中，这也再次确认了表2中参数估计的结果，即引入通货膨胀目标会导致通货膨胀持续性的下降。通过季度数据分析，可以看出在引入通货膨胀目标后通货膨胀持续性从0.54下降到0.16。无法排除通货膨胀持续性可能会消失的假设。通过年度数据分析，通货膨胀持续性从0.62下降到0.21，在这种情况下，可以排除有关通货膨胀持续性消失的假设。

表3 通货膨胀持续性的合并参数估计结果