一、 引言与文献回顾

通胀稳定是各国央行调控宏观经济的主要目标之一。通胀不确定性的增加会导致消费者长期储蓄和投资的最优化决策紊乱、经济体系中价格信号机制扭曲、工资和金融资产名义合约的风险水平上升 (Fischer & Modigliani，1978；Bernanke & Mishkin，1997)。另外，许多研究还表明通胀不确定性的增加会破坏经济主体的低通胀预期锚，导致通胀恶化现象出现 (Friedman，1977；Cukierman & Meltzer，1986)。特别是金融危机后世界主要国家之间货币竞争加剧，使得发达经济体货币政策调整所产生的溢出效应对一国国内通胀稳定性的影响显著增强。因此，在货币竞争背景下研究和掌握通胀不确定性的影响因素、表现特征和传导机制对于一国经济是否能够实现稳定的低水平通胀目标具有重要的现实意义，也是一国央行宏观调控能力的重要体现。目前，已有文献对于该问题的研究主要集中在以下三个方面：

第一，国际贸易渠道。根据汇率传递效应理论可知，汇率变化对一国进出口价格和国内物价水平具有重要的影响，特别是发达经济体货币政策调整的溢出效应可以通过汇率传递效应影响一国国内通胀的稳定性。^①Dornbusch (1987)通过进口产品渗透力以及国内外产品替代率等变量解释了汇率变化与国内价格波动的影响。Feinberg (1986, 1989) 对美国和德国的经济数据研究发现，进口渗透力越强，汇率波动对国内生产者价格的影响越大。20世纪90年代以后，对汇率传递效应的研究开始转向宏观层面。一些研究者通过考察货币政策环境变化对汇率传递效应的影响，认为货币政策调整对汇率传递效应具有重要的影响 (Obstfeld & Rogoff，1995；Taylor，2000；Devereux et al., 2004)。另一些研究者通过实证检验发现一国经济开放水平也是影响汇率传递效应的重要因素之一 (Auer & Saure，2012)。

①有关汇率传递效应的文献最早可以追溯至支持完全汇率传递效应的购买力平价理论。但是，大量文献却发现汇率传递效应存在长期显著、短期不显著以及时间滞后性等不完全汇率传递效应特征 (卜永祥，2001；刘亚、李伟平和杨宇俊，2008；项后军和潘锡泉，2011；杨缅昆，2011)。

第二，资本流动渠道。发达经济体货币政策调整的溢出效应借助资本流动渠道通过流动性效应和资产财富效应影响整个经济的市场需求，进而通过需求拉动、通胀预期等形成机制冲击国内通胀稳定性。赵振全和刘柏 (2006)以及周向雯 (2012)发现国外热钱通过外汇占款变化影响我国基础货币投放，对国内通胀稳定性形成一定的冲击。裴平、熊鹏和朱永利 (2006)认为不断提升的经济开放度通过诱发货币境外流通和引发资本流动, 影响我国国内通胀稳定性。何孝星和赵颖楠 (2011)认为金融危机后美国等发达经济体的量化宽松政策影响新兴经济体的市场预期，导致国际资本在国内外利率差额、汇率差额、资本利得差额等因素影响下，以热钱形式流向新兴经济体，推升这些国家的通货膨胀压力。

第三，大宗商品价格渠道。随着全球经济一体化程度的不断提高和各国对大宗商品依赖程度的明显加深，国际大宗商品价格通过需求拉动、成本推动、通胀预期等形成机制对各国国内通胀稳定性的输入性影响明显增强。曾秋根 (2005)发现国际商品价格指数、油价与通货膨胀预期之间存在相互加强的循环关系, 导致油价持续大幅上涨和通货膨胀预期的自我实现。张天顶 (2014)发现国际大宗商品价格变动不仅在统计意义上显著地影响我国通货膨胀动态变化，而且工业生产投入品等国际大宗商品价格变化对我国通货膨胀动态变化的传递效应相对更明显。伍戈 (2011)认为在输入型通胀压力下，各国国内通胀的持续时间和强度存在明显差异，产生这种差异的最重要因素是国内货币的松紧程度。马龙和刘澜飚 (2012)发现大宗商品进口依赖度的提升会增加输入型通胀的可能性。何孝星和赵颖楠 (2011)、殷波 (2012)以及李自磊和张云 (2013)认为美国等发达国家的量化宽松货币政策造成大宗商品金融化，推动国际大宗商品价格上涨，成为影响国内通胀稳定性的重要因素。

综上所述，已有文献对于影响通胀稳定性的国外因素的研究主要集中在两个国家或者是单个国家与多个国家之间的分析，忽视了国际经济金融一体化程度不断深化以及各国货币政策调整的溢出效应相互干扰不断增强的影响。另外，关于国外货币政策调整的溢出效应对国内通胀稳定性影响的研究，主要集中在美国等发达国家货币政策调整的溢出效应对其他国家通胀稳定性影响的某一传导机制的存在性和传导特征，缺乏将多个传导机制等内容整合在一个分析框架内研究。

二、 实证设计 (一) 变量选取

这里，特别需要说明的是：一是因为在wind数据库中，日本M2月度数据的起始时间是从2003年开始的，所以上表 1中DCRBM_t，USM_GM2_t, EUM_GM2_t, JAPM_GM2_t的样本数据时间选取从2003年开始；二是由于在新兴经济体中许多国家实行固定汇率制度或者是爬行盯住美元等汇率制度，采用汇率变动作为国际贸易渠道的关键指标变量不能准确反映发达经济体货币政策调整对新兴经济体国际贸易的影响，因此本文选取新兴经济体出口与进口金额比值变动率作为国际贸易渠道检验的关键指标变量；三是考虑到新兴经济体经济指标数据残缺和数据可得性，选取外国直接投资净值占GDP比重作为反映新兴经济体资本流动的关键指标变量。

(二) 方程构建

由前面的文献综述可知，发达经济体货币政策调整的溢出效应对新兴经济体通胀稳定性影响的传导渠道主要包括国际贸易、资本流动和大宗商品价格。为了验证上述传导渠道的存在性和传导特征，本文主要采取如下研究思路：首先，通过实证检验说明以美欧日为代表的发达经济体货币政策调整的溢出效应对新兴经济体的国际贸易、资本流动和大宗商品价格中关键性指标具有显著的影响；其次，通过实证检验证实新兴经济体的国际贸易、资本流动和大宗商品价格中关键性指标变动对本国通胀率具有显著的影响。对此，本文构建如下实证检验方程：

1. 国际贸易渠道

$ \begin{array}{l} DEX/I{M_{it}} = {\beta _1} USY\_GM{2_{it}} + {\beta _2} EUY\_GM{2_{it}} + {\beta _3} JAPY\_GM{2_{it}}\\ + {\beta _4} EM\_GM{2_{it}} + {\beta _5} GGDP/WORL{D_{it}} + {\beta _7} DEXIM/GD{P_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(1)

$ \begin{array}{l} CP{I_{it}} = {\beta _1}DEX/I{M_{it}} + {\beta _2}EM\_GM{2_{it}} + {\beta _3}GGD{P_{it}} + {\beta _4}DM2/GD{P_{it}} + \\ {\beta _5}DDEBT/GD{P_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(2)

$ \begin{array}{l} GDF{L_{it}} = {\beta _1}DEX/I{M_{it}} + {\beta _2}EM\_GM{2_{it}} + {\beta _3}GGD{P_{it}} + {\beta _4}DM2/GD{P_{it}}\\ + {\beta _5}DDEBT/GD{P_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(3)

2. 资本流动渠道

$ \begin{array}{l} NINFLOW/GD{P_{it}} = {\beta _1}USY\_GM{2_{it}} + {\beta _2}EUY\_GM{2_{it}} + {\beta _3}JAPY\_GM{2_{it}} + \\ {\beta _4}EM\_GM{2_{it}} + {\beta _5}DGDP/WORL{D_{it}} + {\beta _6}GGD{P_{it}} + \\ {\beta _7}DEXIM/GD{P_{it}} + {\beta _8}DDEBT/GD{P_{it}} + {\beta _9}DM2/GD{P_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(4)

$ \begin{array}{l} CP{I_{it}} = {\beta _1}NINFLOW/GD{P_{it}} + {\beta _2}EM\_GM{2_{it}} + {\beta _3}GGD{P_{it}} \\+ {\beta _4}DDEBT/GD{P_{it}} + {\beta _5}DM2/GD{P_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(5)

$ \begin{array}{l} GDF{L_{it}} = {\beta _1}NINFLOW/GD{P_{it}} + {\beta _2}EM\_GM{2_{it}} + {\beta _3}GGD{P_{it}} \\+ {\beta _4}DDEBT/GD{P_{it}} + {\beta _5}DM2/GD{P_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(6)

3. 大宗商品价格渠道。

$ DCRB{M_t} = {\beta _1}USY\_GM{2_t} + {\beta _2}EUY\_GM{2_t} + {\beta _3}JAPY\_GM{2_t} + {\varepsilon _t} $

(7)

$ \begin{array}{l} CP{I_{it}} = {\beta _1}DCR{B_{it}} + {\beta _2}EM\_GM{2_{it}} + {\beta _3}GGD{P_{it}} + {\beta _4}DDEBT/GD{P_{it}} + \\ {\beta _5}DM2/GD{P_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(8)

$ \begin{array}{l} GDF{L_{it}} = {\beta _1}DCR{B_{it}} + {\beta _2}EM\_GM{2_{it}} + {\beta _3}GGD{P_{it}} + {\beta _4}DDEBT/GD{P_{it}} + \\ {\beta _5}DM2/GD{P_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{array} $

(9)

需要说明的是，Kandil & Morsy (2009)和Al-Shammari (2012)分别对海湾合作委员会国家和发展中国家通货膨胀稳定性的影响因素进行研究，结果发现政府收支状况也是影响国内通胀稳定性的重要因素。因此，在实证方程构建中，本文选择反映政府财政收支状况的变量作为控制变量。

(三) 参数估计方法

由上述实证检验方程可知，除了方程 (7) 外，其他方程都属于面板数据方程。为了增强实证检验方程中参数估计结果的可靠性和准确性，本文主要采用面板协整估计方法对方程参数进行估计。考虑如下的面板数据方程：

$ {{\rm{y}}_{{\rm{it}}}} = {{\rm{\alpha }}_{\rm{i}}} + {\rm{x}}{\prime _{{\rm{it}}}}{\rm{\beta }} + {{\rm{v}}_{{\rm{it}}}},{\rm{i}} = 1,2, \ldots ,{\rm{N}};{\rm{t}} = 1,2, \ldots ,{\rm{T}}。 $

(10)

普通最小二乘估计方法存在有偏估计问题。对于上述面板数据方程，如果采用普通最小二乘估计方法进行面板协整估计可能会出现估计偏差的问题，这是因为基于最小二乘估计方法的面板协整估计是假设面板协整检验方程中解释变量为严格外生的，但事实上并非如此。这就可能使得内生变量影响外生变量和序列相关等问题出现，容易导致有偏的参数估计结果。

面板DOLS估计方法比FMOLS方法更优。虽然面板FMOLS和DOLS估计方法都能够较好地解决上述因解释变量内生性引起的有偏估计问题，但是根据Kao & Chiang (2000)的研究结果，面板DOLS估计方法在降低系数估计的有偏性和T统计量检验等方面要优于面板FMOLS估计方法。因此，本文主要采用面板DOLS估计方法对上述实证检验方程进行估计。

面板DOLS估计方法介绍。为了克服解释变量内生性对参数估计结果带来的不利影响，面板DOLS估计方法主要基于校正因子修正后的估计方程，通过增加方程解释变量一阶差分的领先和滞后项来达到修正前述有偏估计问题的目的。面板DOLS估计方程为：

$ y_{it}^ * = {\alpha _i} + x_{it}^ * {\beta _{DOLS}} + \sum\limits_{j = - qi}^{qi} {{c_{ij}}\Delta x_{it + j}^ * + v_{it}^ * } $

(11)

其中，q_i为不同异质个体单位滞后截尾的阶数。通过对上述方程 (11) 进行估计，便可以得到参数估计结果。

三、 实证结果 (一) 统计检验

根据表 2检验结果可知，此处所构建指标的面板样本数据均满足Levin-Lin-Chu和Hadri检验的平稳性要求；另外，所构建指标的时间序列样本数据也均满足ADF和PP检验的平稳性要求。

根据表 3检验结果可知，前文所构建的面板数据实证方程均能够满足Kao检验的面板协整要求，存在协整方程；另外，时间序列数据实证方程 (7) 也满足Johansen协整检验的要求，存在协整方程。

(二) 估计结果 1. 国际贸易渠道

根据表 4的面板协整DOLS估计结果，可以得到如下结论：

(1) 美国和欧元区M2变动对新兴经济体出口与进口金额比值具有显著的负向影响，而日本M2变动对其影响为负但不显著。这主要是因为美元与欧元分别是世界第一和第二大计价结算货币，美元和欧元的贬值不利于新兴经济体的出口而有利于其进口，因此美国和欧元区M2的增加会降低新兴经济体出口与进口金额的比值。而日元的国际地位要比美元和欧元低，再加上2000-2012年期间日本经济一直处于停滞状态，对新兴经济体进出口贸易的影响能力相对较低，因此在该段时期内日本M2变动对新兴经济体出口与进口金额比值的影响为负值，但是不显著。从影响新兴经济体出口与进口金额比值的其他因素角度来看，一是新兴经济体M2变动率对本国出口与进口金额比值具有显著的正向影响，这表明新兴经济体的货币贬值有助于改善其进出口国际贸易环境；二是新兴经济体GDP增长率和GDP占世界比重的变化率对本国出口与进口金额比值具有显著的正向影响，这说明新兴经济体经济实力的增强有助于改善本国进出口国际贸易环境；三是新兴经济体外贸依存度变动率对本国出口与进口金额比值具有负向影响但是不显著，这是因为外贸依存度的增加使得发达经济体货币政策调整对新兴经济体进出口贸易环境的影响更容易，但是新兴经济体各国进出口贸易环境差异较大，存在相互冲抵的可能，所以影响为负但不显著。

(2) 新兴经济体出口与进口金额比值变动对本国通胀率具有显著的正向影响。从新兴经济体通胀率影响因素角度来看，根据CPI和GDP平减指数变动率作为被解释变量的实证检验方程的估计结果，我们发现新兴经济体进出口金额比值变动率对本国通胀稳定性具有显著的正向影响，这说明发达经济体货币政策调整的溢出效应是可以通过国际贸易渠道影响新兴经济体通胀稳定性的，表现为发达经济体扩张性货币政策通过国际贸易渠道对新兴经济体通胀具有一定的抑制作用。另外，从新兴经济体自身因素来看，M2变动率和经济货币化程度M2/GDP指标变动率对本国通胀率具有显著的正向影响，这说明货币是引起新兴经济体通胀现象出现的重要诱导因素；新兴经济体GDP增长率和负债率对本国通胀具有正向影响但是不稳定，主要是受新兴经济体各国的影响特征不同所致。

2. 资本流动渠道

根据上表 5的面板协整DOLS估计结果，可以得到如下结论：

(1) 美国和日本M2变动对新兴经济体资本流动具有显著的正向影响，欧元区M2变动对新兴经济体资本流动影响虽为正但不显著。这是因为美元在国际货币体系中居于霸主地位，美国M2变动对国际资本流动影响势必居于首要地位；日本由于落入“流动性陷阱”以来一直采取“零利率”货币政策，因此受国内外利差因素影响日本M2变动对国际资本流动影响较为显著；近几年来欧元区主权债务危机的持续发酵，稀释了欧元区货币政策调整通过国际资本流动对新兴经济体的影响。另外，从影响新兴经济体资本流动的其他因素角度来看，一是新兴经济体M2变动对本国国际资本流动的影响为负但不显著，这是因为一国采取扩张性货币政策导致国内外利差和货币贬值会加速资金外流，反之则反是；但是由于新兴经济体经济发展差异较大，各种影响因素存在冲抵，所以估计结果不显著。二是新兴经济体GDP增长率和GDP占世界比重变化率对本国资金流动具有显著的正向影响，这是因为新兴经济体经济实力增强，有助于吸引国际资本流入本国。三是新兴经济体外贸依存度变动率对本国资金流动具有显著的正向影响，这是因为外贸依存度的上升说明该国的开放水平较高，国际资本流入该国更具有便利性。四是新兴经济体经济负债率和货币化程度变动率对外资流入具有正向影响，但是不显著。这是因为一国大量举债和经济负债率升高必然伴随着外资流入和货币化程度的提高，一旦这种大规模举债和货币化程度的上升达到一定限度时，就会导致投资者信心丧失和资金外流。但是，在现实中上述两种影响效应存在相互冲抵的可能，所以估计结果不显著。

(2) 新兴经济体资本流动对本国通胀率具有显著的正向影响。从新兴经济体通胀率影响角度来看，根据CPI和GDP平减指数变动率作为被解释变量的实证检验方程的估计结果，我们发现新兴经济体资本流动对本国通胀稳定性是具有显著正向影响的，这是因为外国资金的流入必然导致本国货币供应量增加，市场需求上升，引发需求拉动型通胀。另外，从新兴经济体自身因素来看，GDP增长率和经济货币化程度对本国通胀率具有显著的正向影响，这是因为GDP上升推动本国需求扩张容易引发需求拉动型通胀，经济货币化程度的提升更容易导致由于货币发行量过大引起通胀。经济负债率变动对本国通胀率具有正向影响但是不显著，这是因为如果一国政府举债投资于实体经济，推动本国产业升级和发展，则有利于该国经济增长且并不会导致通胀；反之，则容易引起通胀现象出现。由于在新兴经济体中各国经济发展差异较大，上述影响因素存在相互冲抵的可能，所以估计结果虽为正但不显著。

3. 大宗商品价格渠道

根据上表 6的Johansen协整和面板协整DOLS估计结果，可以得到如下结论：

(1) 美欧日货币政策调整对大宗商品价格具有显著正向影响。美国、欧元区和日本M2增长率对大宗商品价格变动率具有显著的正向影响，影响系数分别为14.6896、18.3748和82.8844。^①这表明发达经济体扩张性货币政策对大宗商品价格上涨具有显著的正向冲击作用。其中，欧元区和日本M2增长率对大宗商品价格变动率的影响系数大于美国M2，这是因为在样本期内欧元区和日本M2增长率的变动幅度小于美国M2，因而对大宗商品价格变动率的影响系数较大。另外，需要说明的是影响系数大的影响因素并不意味着地位更重要，还要看该影响因素本身的波动幅度大小。

①估计系数值较大主要是因为在样本期内大宗商品价格变动率的均值和波动率要远大于美、欧、日M2变动率的均值和波动率。

(2) 大宗商品价格变动对新兴经济体通胀具有显著的正向影响。根据CPI和GDP平减指数变动率作为被解释变量的实证检验方程的估计结果，大宗商品价格变动对新兴经济体通胀稳定性的影响均显著为正值，分别是0.0429和0.0620，表明发达经济体货币政策调整可以通过大宗商品价格渠道影响新兴经济体的通胀。这是因为发达经济体扩张性货币政策会推高大宗商品价格，导致新兴经济体在进口大宗商品时引发输入型通胀。另外，从新兴经济体自身因素来看，货币因素 (如广义货币供应量M2和经济货币化程度M2/GDP) 对本国通胀具有显著的正向影响，而GDP增长率和经济负债率则对本国通胀具有正向影响但不显著。

四、 结束语

通胀稳定性的增加有助于完善消费者长期储蓄和投资的最优化决策、理顺经济体系中价格信号的传导机制、降低工资和金融资产名义合约的风险水平、稳定经济主体低水平通胀的预期锚，因此在开放经济条件下研究和掌握影响本国通胀稳定性的影响因素和传导机制具有重要的现实意义。本文利用Johansen协整和面板协整DOLS估计方法，实证检验了在货币竞争背景下发达经济体货币政策调整的溢出效应对新兴经济体通胀稳定性的影响因素和传导机制，得出如下结论：发达经济体货币政策调整的溢出效应可以通过国际贸易、资本流动和大宗商品价格三个渠道对新兴经济体的通胀稳定性产生影响。其中，发达经济体扩张性货币政策通过资本流动和大宗商品价格渠道对新兴经济体通胀具有促进作用，而国际贸易渠道则起着抑制作用。与此相关的是, 发达经济体扩张性与紧缩性货币政策所形成的溢出效应对新兴经济体通胀稳定性产生的非对称性影响、国际贸易分工体系变迁对国际贸易渠道形成的时变性影响、页岩气开采等技术创新对大宗商品价格渠道构成的冲击性影响等问题均与本文的研究内容相关。但是，文中并未涉及，也有待进一步研究。