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通貨膨脹的特征范文第1篇

關(guān)鍵詞:通貨膨脹;成因;政策;建議

中圖分類號(hào):F12文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

2007年美國(guó)爆發(fā)了繼上世紀(jì)三十年代經(jīng)濟(jì)大蕭條以來(lái)最嚴(yán)重的一場(chǎng)經(jīng)濟(jì)危機(jī)――次貸危機(jī),這場(chǎng)危機(jī)迅速?gòu)拿绹?guó)的房地產(chǎn)市場(chǎng)蔓延到金融領(lǐng)域,隨著雷曼兄弟等世界著名投行在危機(jī)中紛紛倒下,次貸危機(jī)的影響力在不斷擴(kuò)大,最終演變?yōu)槿蛐缘慕?jīng)濟(jì)危機(jī)。在經(jīng)濟(jì)全球化的推動(dòng)下,世界各主要經(jīng)濟(jì)體都遭受到了不同程度的經(jīng)濟(jì)損失,其中美國(guó)、日本和西歐等發(fā)達(dá)國(guó)家受到的沖擊最大,中國(guó)作為世界上最大的發(fā)展中國(guó)家,在這場(chǎng)危機(jī)中也難以獨(dú)善其身。2007年上半年,我國(guó)面臨通貨膨脹的巨大壓力,通貨膨脹帶來(lái)了物價(jià)上漲、貨幣貶值、生產(chǎn)成本上漲、熱錢流入、人民幣升值壓力不斷擴(kuò)大等問(wèn)題。直到2008年8月以后,通貨膨脹的壓力才有所減輕,歷時(shí)1年多的通貨膨脹給我國(guó)經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了哪些影響,本文就通貨膨脹問(wèn)題展開(kāi)論述。

一、通貨膨脹的性質(zhì)

關(guān)于通貨膨脹的定義,一直都是國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)家研究和討論的重點(diǎn),學(xué)術(shù)界也始終沒(méi)有統(tǒng)一的定義。一般的,關(guān)于通貨膨脹的權(quán)威說(shuō)法有兩種:一種是新古典綜合學(xué)派的觀點(diǎn),他們認(rèn)為通貨膨脹是“一般物價(jià)水平或物價(jià)總水平的普遍的持續(xù)的上漲”,因此又稱他們?yōu)椤拔飪r(jià)派”,其代表人物是薩繆爾森;另一種學(xué)派是“貨幣派”,其代表人物是弗里德曼,他通過(guò)貨幣數(shù)量論證明了貨幣量的增長(zhǎng)是通貨膨脹的唯一決定因素。目前,國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)家大多是綜合二者即通過(guò)研究物價(jià)和貨幣數(shù)量的兩種經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象來(lái)衡量通貨膨脹水平。如果物價(jià)持續(xù)上漲,貨幣供應(yīng)量持續(xù)增加,同時(shí)還伴隨著經(jīng)濟(jì)過(guò)熱,這種現(xiàn)象就定義為通貨膨脹;反之,即為通貨緊縮。

關(guān)于通貨膨脹的成因,國(guó)外的經(jīng)濟(jì)學(xué)家一般將其分為四大類:需求拉上型、成本推動(dòng)型、混合推動(dòng)型和結(jié)構(gòu)性通貨膨脹。在經(jīng)濟(jì)全球化的趨勢(shì)下,通貨膨脹也可以從一國(guó)傳導(dǎo)到另一國(guó),顯示出輸入型通貨膨脹的特征,這正是經(jīng)濟(jì)危機(jī)帶來(lái)的嚴(yán)重弊端之一。

衡量通貨膨脹的常用指標(biāo)有消費(fèi)物價(jià)指數(shù)CPI、生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)PPI和GDP平減指數(shù)三種,其中CPI是最主要的衡量指標(biāo),它通過(guò)衡量居民的生活費(fèi)用來(lái)衡量通貨膨脹水平。當(dāng)CPI超過(guò)5%就可看作是嚴(yán)重通貨膨脹,CPI在3%～5%之間是溫和型通貨膨脹。2007年我國(guó)CPI指數(shù)從年初的2.2%上漲到年末的6.9%,全年漲幅4.8%,通貨膨脹還是溫和型的。

二、從“價(jià)格”出發(fā)解釋通貨膨脹成因

(一)結(jié)構(gòu)性通貨膨脹。2007～2008年度,通貨膨脹率先在農(nóng)產(chǎn)品和食品價(jià)格上體現(xiàn)出來(lái)了,具有明顯的“結(jié)構(gòu)化”特征。2007年食品價(jià)格上漲12.3%,其中糧食上漲6.3%,肉禽及其制成品上漲31.7%,蛋類上漲21.8%。導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品漲價(jià)的原因,一方面是由于政府政策對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的扶持和提高農(nóng)民收入水平的要求;另一方面也是市場(chǎng)規(guī)律作用的結(jié)果,糧食生產(chǎn)成本增加,而市場(chǎng)的消費(fèi)需求和生產(chǎn)需求旺盛,使得供求不平衡,價(jià)格也就被推高了。2007年國(guó)際糧食價(jià)格居高不下,帶動(dòng)了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲。2008年初,我國(guó)南方遭遇了百年一遇的大雪災(zāi),南方農(nóng)產(chǎn)品供給不足,北方大量糧食、蔬菜、豬肉等物資運(yùn)到南方,加大了成本,農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格自然就上漲了。2008年1～2月份,我國(guó)CPI創(chuàng)新高分別上漲7.1%和8.7%,足以證明通貨膨脹的規(guī)模不斷擴(kuò)大。

(二)輸入推動(dòng)型通貨膨脹。輸入型通貨膨脹是此次我國(guó)通貨膨脹產(chǎn)生的又一個(gè)顯著特征。次貸危機(jī)產(chǎn)生后,大量的資金從金融市場(chǎng)流向商品市場(chǎng)尋求避險(xiǎn),這些熱錢的進(jìn)入大大推動(dòng)了能源、原材料和農(nóng)產(chǎn)品的期貨價(jià)格,從而推動(dòng)了我國(guó)進(jìn)口產(chǎn)品的價(jià)格,引發(fā)國(guó)內(nèi)相關(guān)產(chǎn)品的價(jià)格也普遍漲價(jià)。我國(guó)是世界上進(jìn)口依存度最高的國(guó)家之一,尤其在石油和鐵礦石進(jìn)口上一直是世界進(jìn)口大國(guó)。1993年我國(guó)成為石油凈進(jìn)口國(guó),2007年原油對(duì)外依存度達(dá)到46.05%;2007年第一季度首次成為煤炭?jī)暨M(jìn)口國(guó);目前鐵礦石超過(guò)一半以上依靠進(jìn)口;大豆、植物油進(jìn)口超過(guò)50%。2007年以美元標(biāo)價(jià)的國(guó)際原油價(jià)格持續(xù)漲價(jià),屢屢突破每桶百元大關(guān);鐵礦石價(jià)格上漲9.5%,2008年則上漲65%～71.5%,這使國(guó)內(nèi)依靠能源和原材料的生產(chǎn)加工企業(yè)成本加大,導(dǎo)致國(guó)內(nèi)工業(yè)產(chǎn)品價(jià)格上漲壓力。

(三)成本推動(dòng)型通貨膨脹。2007年至2008年6月,我國(guó)經(jīng)歷了高通脹和高增長(zhǎng)的發(fā)展歷程,這與我國(guó)特殊的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)結(jié)構(gòu)有重要關(guān)系。傳統(tǒng)上,拉動(dòng)需求有三駕馬車――消費(fèi)、投資、出口,其中消費(fèi)支出是總支出的主要力量。在發(fā)達(dá)國(guó)家消費(fèi)占GDP總量的2/3左右,其次是投資和出口。而在我國(guó)呈現(xiàn)相反的格局,消費(fèi)只占GDP比例的50%左右,而投資和出口占比逐年上升。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù),2001～2006年,消費(fèi)、投資和凈出口對(duì)GDP的貢獻(xiàn)率分別由50%、50.1%和-0.1%轉(zhuǎn)變?yōu)?9.2%、41.3%和19.5%。投資超過(guò)消費(fèi)成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的第一推動(dòng)力,2007～2008年固定增產(chǎn)投資增速在25%左右。出口增長(zhǎng)的速度也很快,2005～2007年出口年均增速達(dá)到30%以上。投資和外需成為拉動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的兩大動(dòng)力。投資驅(qū)動(dòng)型的增長(zhǎng)模式,一方面加劇了國(guó)內(nèi)能源、燃料等資源的緊缺,資源的稀缺性促使產(chǎn)品物價(jià)上漲;另一方面加大了國(guó)外大宗產(chǎn)品價(jià)格上漲對(duì)國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的沖擊力,并導(dǎo)致輸入型通貨膨脹。

三、從“貨幣”出發(fā)研究通貨膨脹的根源

弗里德曼認(rèn)為,通貨膨脹純粹是一種貨幣現(xiàn)象:經(jīng)濟(jì)中存在過(guò)多的貨幣將會(huì)導(dǎo)致物價(jià)上升,紙幣貶值。下面就從貨幣方面來(lái)探討一下通貨膨脹形成的根源。

(一)國(guó)際收支不平衡,超額外匯儲(chǔ)備持續(xù)增長(zhǎng)。從1994年開(kāi)始我國(guó)的國(guó)際收支已經(jīng)持續(xù)多年順差,這種狀況一直延續(xù)至今。順差的原因一方面是我國(guó)的貿(mào)易順差,出口大于進(jìn)口;另一方面是我國(guó)鼓勵(lì)國(guó)際來(lái)華投資的政策,吸引了海外對(duì)華投資逐年增加;此外,由于人民幣升值的預(yù)期使大量短期國(guó)際熱錢流入中國(guó)。國(guó)際收支不平衡帶來(lái)的后果就是外匯儲(chǔ)備不斷膨脹,到2008年底,我國(guó)的外匯儲(chǔ)備已經(jīng)躍居世界第一,達(dá)到2萬(wàn)億美元。如此大量的外匯儲(chǔ)備也帶來(lái)了隱患。由于我國(guó)采取的結(jié)售匯制度,對(duì)人民幣升值有很大的升值壓力。為了保障人民幣不至于過(guò)快的升值影響出口,政府不得不用買匯的方式買進(jìn)大量的美元,使得外匯占款增加,外匯占款增加對(duì)應(yīng)的是人民幣的投放增加,基礎(chǔ)貨幣擴(kuò)大。2001～2007年我國(guó)的貨幣發(fā)行速度明顯加快,年增長(zhǎng)幅度分別為7.1%、9.62%、10.93%、12.05%、16.99%,貨幣增長(zhǎng)速度大于GDP增長(zhǎng)速度,因此外匯占款的通貨膨脹效應(yīng)更加顯著。

(二)流動(dòng)性過(guò)剩帶來(lái)的通貨膨脹壓力。流動(dòng)性過(guò)剩就是流通中的貨幣供應(yīng)量超過(guò)商品流通的實(shí)際貨幣需求,造成貨幣供需不平衡,供大于求帶來(lái)了價(jià)格的上漲。我國(guó)流動(dòng)性過(guò)剩的主要原因源于投資和消費(fèi)的矛盾,由于我國(guó)居民長(zhǎng)期存在保守的消費(fèi)意識(shí),加之落后的金融投資觀念和投資領(lǐng)域狹窄,居民將大部分收入以銀行存款的形式存放在銀行,以獲得穩(wěn)定的利息收入。銀行吸收的存款越多,用于投資的資金就越多,在缺乏嚴(yán)格監(jiān)管的前提下,銀行為了最大化地盈利不斷放貸,信貸膨脹帶來(lái)的是投資過(guò)熱,投資的增長(zhǎng)又會(huì)增加國(guó)民收入,一旦投資過(guò)熱,通貨膨脹問(wèn)題也就產(chǎn)生了。

同時(shí),關(guān)注國(guó)際市場(chǎng)的資本動(dòng)向,全球性流動(dòng)性過(guò)剩是不可忽視的外因。由于美國(guó)長(zhǎng)期推行的低利率政策和寬松的貨幣政策,造成美元的貨幣供應(yīng)量不斷增加。2007年以來(lái),美聯(lián)儲(chǔ)為了應(yīng)對(duì)次貸危機(jī),繼續(xù)加大美元的發(fā)行量。美元供給量的快速增加,加大了美元貶值預(yù)期,大量資本流入其他國(guó)家尋求庇護(hù),加劇了其他國(guó)家的通貨膨脹壓力。

四、我國(guó)治理通貨膨脹的綜合性措施

(一)貨幣政策手段。2006～2007年央行頻繁運(yùn)用存款準(zhǔn)備金率、貼現(xiàn)率、公開(kāi)市場(chǎng)操作三大貨幣政策工具治理通貨膨脹。央行先后提高商業(yè)銀行存款準(zhǔn)備金率共15次,僅2007年就達(dá)到10次,存款準(zhǔn)備金率從年初的9%提高到年底的14.5%。2008年上半年又先后5次調(diào)高存款準(zhǔn)備金率,6月份上調(diào)至17.5%。其次,上調(diào)人民幣存貸款基準(zhǔn)利率。從2006年4月28日到2007年12月8日8次上調(diào)存貸款基準(zhǔn)利率,僅2007年一年就先后9次上調(diào)金融機(jī)構(gòu)人民幣存貸款基準(zhǔn)利率,一年期存款基準(zhǔn)利率從2007年初的2.52%上調(diào)至4.14%,累計(jì)上調(diào)1.62個(gè)百分點(diǎn);一年期的貸款基準(zhǔn)利率從年初的6.12%上調(diào)至年末的7.47%,累計(jì)上調(diào)1.35個(gè)百分點(diǎn)。同時(shí),發(fā)行中央銀行票據(jù),自2003年4月啟動(dòng)發(fā)行央行票據(jù)以來(lái),發(fā)行量就逐年擴(kuò)大。2005～2007年每年累計(jì)發(fā)行央行票據(jù)數(shù)額分別為2.79萬(wàn)億元、3.65萬(wàn)億元、4.07萬(wàn)億元。此外,央行還運(yùn)用窗口指導(dǎo)等間接調(diào)控手段,調(diào)節(jié)貨幣供求,穩(wěn)定物價(jià)上漲。央行頻繁的加息行為反映了其緊縮性的貨幣政策取向。

遺憾的是央行采取的以調(diào)高存款準(zhǔn)備金率和利率為代表的緊縮性貨幣政策,并沒(méi)有明顯降低貨幣供給量的增長(zhǎng)速度。數(shù)據(jù)顯示,2007年5月至2008年8月,廣義貨幣量M2增速仍然高位運(yùn)行。我國(guó)延續(xù)多年的“高通脹,高增長(zhǎng)”的局面沒(méi)有得到改變。究其原因,主要還是對(duì)這次通貨膨脹的成因沒(méi)有看清。此次通貨膨脹并不是簡(jiǎn)單的成本推動(dòng)型或需求拉上型,而是各方面原因綜合作用的結(jié)果,既有成本推動(dòng)的作用,也有結(jié)構(gòu)性特征,而且還有國(guó)際輸入型通貨膨脹的新特點(diǎn)。使用單一的“數(shù)量型”政策工具難以解決各目標(biāo),同時(shí)證明了主要用于調(diào)控短期需求的貨幣政策工具對(duì)綜合型通貨膨脹的治理效果不佳。

(二)匯率政策手段。當(dāng)前,人民幣升值預(yù)期是導(dǎo)致國(guó)際熱錢流入的重要原因,只要人民幣還有升值的空間,國(guó)際熱錢就會(huì)源源不斷地流入國(guó)內(nèi)。這些熱錢的進(jìn)入,一方面帶來(lái)了更多的投資可利用資金;另一方面也加大了投機(jī)的可能性,帶來(lái)了更大不確定性。當(dāng)務(wù)之急就是要改革我國(guó)的匯率制度,有關(guān)學(xué)者提出人民幣匯率改革進(jìn)度必須在穩(wěn)步上升的前提下,加快升值節(jié)奏,人民幣升值既要改變一開(kāi)始的“小幅慢走”,又不能跑得太快,“小幅快跑”是可以嘗試的新措施。

我國(guó)需要繼續(xù)深化匯率管理體制。在此次經(jīng)濟(jì)危機(jī)中,美國(guó)采取的低利率政策使得美元貨幣供應(yīng)量不斷增長(zhǎng),美元貶值,我國(guó)龐大的以美元標(biāo)價(jià)的外匯儲(chǔ)備資產(chǎn)大幅縮水。因此,我國(guó)應(yīng)改變以往盯住美元的單一匯率形成機(jī)制,建立更加多元化的匯率形成機(jī)制,例如人民幣對(duì)歐元的匯率機(jī)制。在應(yīng)對(duì)國(guó)際金融危機(jī)的形勢(shì)下,我國(guó)政府也提出一些建設(shè)性的建議。例如,央行行長(zhǎng)周小川提出的“超貨幣”的觀點(diǎn),他希望IMF能進(jìn)一步擴(kuò)大發(fā)展中國(guó)家在世界貨幣體系中的地位和話語(yǔ)權(quán)。

增加人民幣匯率彈性也是匯率政策改革的重要方面。我國(guó)長(zhǎng)期實(shí)行單一的匯率機(jī)制,在此次危機(jī)來(lái)臨時(shí)顯現(xiàn)出其不足。因此,需要改變匯率一味的單一升值趨勢(shì),在特定情況下允許匯率在合理的區(qū)間上下波動(dòng),增加匯率的靈活性。例如,當(dāng)國(guó)際經(jīng)濟(jì)環(huán)境不佳時(shí),我們可以采取適當(dāng)貶值的手段。

(三)財(cái)政政策手段。2008年各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)顯示中央采用的緊縮性貨幣政策手段成效有限,貨幣發(fā)行量仍高于經(jīng)濟(jì)需求的貨幣量,但另一方面財(cái)政政策卻更加有效。財(cái)政政策不僅可以調(diào)節(jié)需求,對(duì)供給方面也能產(chǎn)生影響,而且財(cái)政政策較少受到外部經(jīng)濟(jì)的影響,政策扭曲效果較小。因此,財(cái)政政策在治理通貨膨脹時(shí)發(fā)揮了積極作用。

首先,此次通貨膨脹中農(nóng)產(chǎn)品漲價(jià)是重要原因,這就需要政府提高價(jià)格管制能力,尤其要從根本上穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格。第一,繼續(xù)加大對(duì)農(nóng)村的財(cái)政投入、生產(chǎn)補(bǔ)貼,加強(qiáng)農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè);第二,通過(guò)關(guān)稅手段嚴(yán)格控制工業(yè)用糧和糧食出口,保證國(guó)內(nèi)的糧食供應(yīng)穩(wěn)定;第三,加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進(jìn)程,用科技手段不斷改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè),使之規(guī)模化、機(jī)械化,真正實(shí)現(xiàn)向現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)變;第四,改革農(nóng)村金融服務(wù)體系,加大政府對(duì)農(nóng)村金融的扶持和優(yōu)惠力度,提高農(nóng)民收入水平,逐步縮小城鄉(xiāng)差距。

其次,政府應(yīng)加強(qiáng)對(duì)資本市場(chǎng)和房地產(chǎn)市場(chǎng)的監(jiān)管,完善相關(guān)法律制度。2009年我國(guó)股市開(kāi)始復(fù)蘇,IPO新股上市發(fā)行,大小非全面解禁,創(chuàng)業(yè)板籌備上市,資本市場(chǎng)面臨全新的挑戰(zhàn)。政府可以采用提高資本市場(chǎng)交易成本、加大轉(zhuǎn)移支付力度等宏觀調(diào)控手段抑制資產(chǎn)價(jià)格的快速增長(zhǎng),從而減小資本市場(chǎng)對(duì)通貨膨脹的推動(dòng)壓力。房地產(chǎn)市場(chǎng)更加需要政府推出“組合拳”來(lái)整頓市場(chǎng)秩序。控制房地產(chǎn)投資規(guī)模,壓縮銀行對(duì)地產(chǎn)行業(yè)的信貸規(guī)模;加大對(duì)房?jī)r(jià)的調(diào)控力度,使價(jià)格真正體現(xiàn)供需關(guān)系;規(guī)范土地審批制度;制定相關(guān)法律法規(guī)規(guī)范房地產(chǎn)市場(chǎng);對(duì)炒房投機(jī)行為加以嚴(yán)厲監(jiān)管。

再次,政府需要運(yùn)用稅收和轉(zhuǎn)移支付手段,給予企業(yè)和居民各項(xiàng)財(cái)政補(bǔ)貼。針對(duì)國(guó)際收支盈余增長(zhǎng)過(guò)快的輸入型通貨膨脹,可以采取降低出口退稅率,對(duì)國(guó)內(nèi)稀缺的生產(chǎn)要素加征出口關(guān)稅,減少出口。進(jìn)一步削減進(jìn)口關(guān)稅,給予企業(yè)進(jìn)口補(bǔ)貼,擴(kuò)大進(jìn)口,使貿(mào)易不平衡問(wèn)題得以緩解。另外,對(duì)于流進(jìn)我國(guó)的熱錢,可以采取征收托賓稅的辦法,防止資本市場(chǎng)膨脹帶來(lái)的通貨膨脹,穩(wěn)定匯率和減少資本賬戶盈余。針對(duì)成本和結(jié)構(gòu)型通貨膨脹,財(cái)政政策要適時(shí)擴(kuò)大增值稅轉(zhuǎn)型試點(diǎn)范圍,降低企業(yè)稅率,同時(shí)對(duì)受到通貨膨脹影響較大的企業(yè),如糧油面、石油、電力等給予財(cái)政補(bǔ)貼,以減輕這些企業(yè)由于成本上升造成的通貨膨脹壓力。勞動(dòng)力成本上升也是通貨膨脹上升的重要因素,因此提高個(gè)人所得稅免征額能夠激勵(lì)勞動(dòng)力供給的增加。

最后,通貨膨脹還會(huì)對(duì)居民產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng),尤其對(duì)低收入者的影響最大。在治理通貨膨脹的過(guò)程中,政府要把財(cái)政支出不斷地向教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會(huì)保障領(lǐng)域傾斜,向低收入人群傾斜,使財(cái)政收入的分配格局更加合理化。這不僅有利于保障社會(huì)公平,而且有利于提高人民的生活水平和消費(fèi)能力,擴(kuò)大內(nèi)需,保持經(jīng)濟(jì)有好又快發(fā)展。

(作者單位:安徽大學(xué))

主要參考文獻(xiàn):

[1]林建華,任保平.全球化背景下中國(guó)通貨膨脹特征及化解[J].經(jīng)濟(jì)問(wèn)題,2008.12.

通貨膨脹的特征范文第2篇

關(guān)鍵詞：通貨膨脹水平，不確定性，隨機(jī)波動(dòng)模型，MCMC模擬，Gibbs抽樣

中圖分類號(hào)：F222.3,0212 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

Dynamic Relationship between Inflation Rate and Uncertainty in China：Based on the Bayesian Stochastic Volatility Models

ZHU Huiming1, HAO Liya1, GUAN Haoyun1, ZENG Zhaofa2

(1 College of Business Administration, Hunan University, Changsha 410082, China; 2 College of Finance and Statistics, Hunan University, Changs 410079, China)

Abstract：To investigate the dynamic relationship of the inflation and inflation uncertainty in China, the SV-M model and the ASV-M model have been employed considering the monthly data from January 1990 to January 2010. The MCMC method has been utilized to estimate both of the stochastic volatility kind models. The empirical results provided here give the evidence that the persistence of inflation uncertainty and the positive direction effect of inflation uncertainty innovations on inflation are supported in ASV-M model. Moreover, the ASV-M model can catch the asymmetry correlation between the inflation and inflation uncertainty. The positive asymmetry parameter means that there is no leverage effect in inflation which exists in financial return. What’s more important, the risk premium coefficient which captures the volatility-in-mean effect is greater than 0. It shows that innovations in inflation volatility increases inflation persistently which is the same as the Cukierman and Meltzer’s viewpoint. In addition, the impulse response function of the binary VAR model implies the opportunistic central bank behavior existing in the money policy making process in China. We also compare the action of different monetary policies.

Key Words：Inflation rate, Uncertainty, Stochastic volatility model, MCMC simulation, Gibbs sampling

一、引言

通貨膨脹預(yù)期與不確定問(wèn)題，歷來(lái)是經(jīng)濟(jì)管理決策、經(jīng)濟(jì)行為主體和宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點(diǎn)問(wèn)題。長(zhǎng)期以來(lái)，通貨膨脹及其所引起的社會(huì)成本和福利損失方面的問(wèn)題引起了人們的廣泛關(guān)注，對(duì)于通貨膨脹是否會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生不利影響，學(xué)術(shù)界觀點(diǎn)不一，然而，目前研究者們已經(jīng)達(dá)成的一個(gè)共識(shí)是：通貨膨脹的不確定性對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生不利影響。這可以從兩個(gè)方面進(jìn)行解釋：一方面，通貨膨脹不確定性的發(fā)生將使得價(jià)格信號(hào)失真，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)行為主體難以把相對(duì)價(jià)格方面的變化同一般價(jià)格水平方面的變化區(qū)別開(kāi)來(lái)，從而引起決策錯(cuò)誤。另一方面，通貨膨脹不確定性改變了社會(huì)的風(fēng)險(xiǎn)投資意識(shí)，因此經(jīng)濟(jì)行為主體會(huì)更專注于短期利潤(rùn)而忽視長(zhǎng)期效益，從而造成整個(gè)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)資源配置效率的下降，成為通貨膨脹或者緊縮的新的誘因，致使社會(huì)財(cái)富遭受重大損失。由此可見(jiàn)，由通貨膨脹導(dǎo)致的社會(huì)成本和福利損失的重要原因在于它的不確定性。

諾貝爾獎(jiǎng)獲得者Friedman[1]在1977年指出：通貨膨脹率水平與其波動(dòng)之間存在正向相關(guān)的關(guān)系，即高的通貨膨脹率水平會(huì)引起未來(lái)發(fā)生更大的通貨膨脹波動(dòng)并由此導(dǎo)致更低的產(chǎn)出增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)的非效率。Ball[2]從信息不對(duì)稱博弈論的角度進(jìn)一步論證了Friedman 的觀點(diǎn)，因?yàn)楣姴恢缽?qiáng)硬的政策制定者何時(shí)會(huì)執(zhí)政并實(shí)施降低通貨膨脹的政策。Friedman與Ball的觀點(diǎn)被稱為Friedman-Ball假說(shuō)。如果這種假說(shuō)成立，則由于不確定性與通脹的正向關(guān)系使得通脹不確定性成本可以代替通脹的成本，因此穩(wěn)定價(jià)格便成為減少不確定性的重要方法。與Friedman-Ball假說(shuō)類似，Golob[3]認(rèn)為反通貨膨脹政策作用的時(shí)間是不確定的，這也成為導(dǎo)致通脹水平和不確定性的正相關(guān)關(guān)系的一個(gè)因素。另一方面，Holland[4]將這種正相關(guān)關(guān)系的原因解釋為經(jīng)濟(jì)行為主體無(wú)法準(zhǔn)確預(yù)知貨幣供應(yīng)量的改變對(duì)價(jià)格水平的影響。然而，Cukierman和Meltzer[5-6]在研究通貨膨脹波動(dòng)對(duì)未來(lái)通貨膨脹率水平的影響時(shí)提出：通貨膨脹水平與不確定性作用的方向與Friedman-Ball假設(shè)相反，即高度的通貨膨脹不確定性會(huì)由于中央銀行行為的不確定性最終促使通貨膨脹率上升。Cukierman和Meltzer對(duì)這一過(guò)程的解釋為：貨幣政策當(dāng)局有追求保持低通貨膨脹和利用不可預(yù)期的通貨膨脹刺激經(jīng)濟(jì)的雙重目標(biāo)，因此為了最大化其政策目標(biāo)函數(shù)，將會(huì)充分利用公眾對(duì)貨幣增長(zhǎng)和通貨膨脹的不確定性，一方面通過(guò)擴(kuò)張性貨幣政策引起通貨膨脹，刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；另一方面要防止貨幣增長(zhǎng)過(guò)快，這樣最終達(dá)到一種最優(yōu)的通貨膨脹率，從而形成了通脹不確定性與通脹水平的正向相關(guān)性。Cukierman和Meltzer的研究表明，當(dāng)貨幣政策當(dāng)局具有充分自由進(jìn)行政策制定和調(diào)控時(shí)，往往不會(huì)選擇最優(yōu)的調(diào)控政策，而是為短期穩(wěn)定目標(biāo)留有一定的余地，即采用具有“相機(jī)抉擇”特征的貨幣政策框架。

在實(shí)證方面，學(xué)術(shù)界對(duì)通貨膨脹水平與不確定性的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究，但是結(jié)論并不一致。綜合這方面的文獻(xiàn)可以看出，這種不同的實(shí)證結(jié)果除了與不同研究對(duì)象的經(jīng)濟(jì)狀況以及政策體制相關(guān)以外，計(jì)量工具和方法的選擇也是造成這種不一致的主要原因。例如，早期的文獻(xiàn)采用樣本方差或均方通脹率代表波動(dòng)性指標(biāo)，使用橫截面數(shù)據(jù)考察多個(gè)國(guó)家通脹水平及其波動(dòng)性的相關(guān)性，這類研究結(jié)果均表明通脹均值和波動(dòng)性之間存在強(qiáng)的正相關(guān)性[7-9]。然而，這種不確定性的度量方式無(wú)法區(qū)分可預(yù)測(cè)波動(dòng)與不可預(yù)測(cè)波動(dòng)，而可預(yù)測(cè)波動(dòng)部分并不構(gòu)成通脹的不確定性，這是該方法的主要缺陷。隨著經(jīng)濟(jì)計(jì)量技術(shù)的發(fā)展，Engle[10]利用條件異方差模型（ARCH）對(duì)英國(guó)和美國(guó)通貨膨脹的易變性進(jìn)行了實(shí)證研究，估計(jì)出非預(yù)期通脹的方差序列，他的經(jīng)驗(yàn)研究并不支持Friedman-Ball假說(shuō)。在GARCH模型的框架下，一步向前的條件方差代表不可預(yù)測(cè)的通脹新息的波動(dòng)性，它是事先的方差而不是像移動(dòng)平均標(biāo)準(zhǔn)差那樣的事后方差，因此能夠更好地反映通貨膨脹不確定性。采用GARCH模型分析通貨膨脹水平與不確定性關(guān)系的文獻(xiàn)，部分采用兩步檢測(cè)方法，如Grier和Perry[11]分析了西方七國(guó)集團(tuán)1948-1993年的通貨膨脹水平與不確定性的關(guān)系，結(jié)論表明七個(gè)國(guó)家高通貨膨脹全部都伴隨有高度的通貨膨脹不確定性，日本、法國(guó)的情況也支持Cukierman-Meltzer的研究結(jié)論。類似的研究如Komain和Timothy[12]、Guglielmo和Alexandros[13]等。另一方面，均值GARCH模型（GARCH-M）的發(fā)展為這方面的研究工作提供了一個(gè)新的思路。在這類模型中，條件均值和方差被同步估計(jì)，因此比兩步檢驗(yàn)方法更有效率。例如Stilianos[14]利用GARCH類模型檢驗(yàn)了1885-1998年英國(guó)的通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系，結(jié)論支持Friedman-Ball假說(shuō)；Bradley[15]運(yùn)用二元EGARCH-M模型研究戰(zhàn)后日本通貨膨脹、通貨膨脹不確定性和產(chǎn)出增長(zhǎng)之間的關(guān)系，認(rèn)為較高的通貨膨脹平均水平和較低的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率會(huì)導(dǎo)致高的通貨膨脹不確定性。

然而，在GARCH類模型中令波動(dòng)的條件方差服從一個(gè)確定的自回歸過(guò)程，因此波動(dòng)的改變即是一個(gè)已知過(guò)程，這與不確定性的概念不符。與GARCH類模型不同，隨機(jī)波動(dòng)（SV）模型令條件方差包含某些隨機(jī)過(guò)程的不可見(jiàn)成分，因此波動(dòng)的改變是隨機(jī)變化的，而這種隨機(jī)沖擊的性質(zhì)與程度，也是影響通脹調(diào)整的重要因素[16]。相對(duì)于GARCH模型，Danielsson[17]和Kim et al.[18]的研究均認(rèn)為對(duì)數(shù)正態(tài)SV模型在實(shí)證檢驗(yàn)中優(yōu)于GARCH類模型。近年來(lái)，SV模型的建模與應(yīng)用研究逐漸得到了學(xué)術(shù)界的重視，然而主要領(lǐng)域仍集中在期權(quán)定價(jià)和股票市場(chǎng)的波動(dòng)性研究，在宏觀經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域還鮮有涉及。其主要原因在于SV模型相對(duì)于GARCH類模型估計(jì)難度較大，不利于實(shí)證分析。自20世紀(jì)90年代起，隨著貝葉斯統(tǒng)計(jì)推斷技術(shù)與方法的發(fā)展，特別是馬爾科夫鏈蒙特卡洛（Markov Chain Monte Carlo, MCMC）穩(wěn)態(tài)模擬技術(shù)的應(yīng)用，解決了SV模型中異常復(fù)雜的高維數(shù)值計(jì)算問(wèn)題，為這類模型的研究提供了簡(jiǎn)便有效的途徑，從而豐富了SV模型的種類，拓寬了其應(yīng)用領(lǐng)域。

本文擬利用貝葉斯SV模型研究我國(guó)通貨膨脹水平與不確定性的動(dòng)態(tài)相關(guān)關(guān)系，考慮到通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時(shí)變性特征，建立SV-M模型對(duì)條件均值和條件方差進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)，度量我國(guó)的通脹不確定性動(dòng)態(tài)特征。隨后對(duì)該模型進(jìn)行拓展，引入能捕捉非對(duì)稱效應(yīng)的ASV-M模型，在MCMC穩(wěn)態(tài)模擬的框架下研究了我國(guó)通貨膨脹水平與不確定性的動(dòng)態(tài)關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步討論兩者之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系以及包含在殘差序列中的長(zhǎng)期歷史信息，并從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度對(duì)該行為特征進(jìn)行分析。

二、理論模型與MCMC算法設(shè)計(jì)

標(biāo)準(zhǔn)SV模型由Harvey[19]和Jacquier[20]引入到計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，逐步發(fā)展成為一類極具應(yīng)用前景的波動(dòng)類模型?；镜腟V模型形式如下：

其中， 為 時(shí)刻的觀測(cè)變量， 是均值方程的自回歸參數(shù)， 則為預(yù)期觀測(cè)值； 為潛在波動(dòng)的對(duì)數(shù)形式， 為一個(gè)鞅差分序列，一般假定其是均值為0、方差為1的高斯白噪聲序列，且 與 是相互獨(dú)立的； 和 代表波動(dòng)方程的自回歸參數(shù)， 為擾動(dòng)項(xiàng)，服從均值為0、方差為 的獨(dú)立正態(tài)分布，且 與 也是相互獨(dú)立的。此外，為保證波動(dòng)過(guò)程的平穩(wěn)性，假定 。

在基本SV模型的基礎(chǔ)上，為刻畫波動(dòng)與預(yù)期觀測(cè)值的相關(guān)關(guān)系，可以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，由此得到SV-M（stochastic volatility in mean）模型，其狀態(tài)空間形式如下：

此時(shí)，模型的預(yù)期觀測(cè)值為 ，其中 為風(fēng)險(xiǎn)溢出系數(shù)，它用來(lái)度量波動(dòng)對(duì)預(yù)期觀測(cè)變量的影響，若 ，表示波動(dòng)和預(yù)期觀測(cè)變量具有正向相關(guān)關(guān)系， 值的大小表示波動(dòng)變動(dòng)一個(gè)單位時(shí)對(duì)預(yù)期觀測(cè)變量的影響程度。

在上述模型中，均假定均值方程和波動(dòng)方程的擾動(dòng)項(xiàng) 與 是相互獨(dú)立的。這種假定條件可以放寬到更一般的情況，即令

此時(shí)， 代表兩個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)之間的相關(guān)關(guān)系，用來(lái)說(shuō)明利空（觀測(cè)值為負(fù)）或利好（觀測(cè)值為正）消息對(duì)波動(dòng)影響的非對(duì)稱性。若 為負(fù)值，說(shuō)明相同強(qiáng)度的沖擊，利空消息的沖擊對(duì)波動(dòng)的影響大于利好沖擊，反之亦然。至此，在（2）式的SV-M模型的基礎(chǔ)上考慮這種波動(dòng)對(duì)正向沖擊和反向沖擊的影響，即得到ASV-M（asymmetric stochastic volatility in mean）模型。

為了便于得到ASV-M模型的似然函數(shù)，以下進(jìn)行一個(gè)簡(jiǎn)單的變換：令 ，則

不難驗(yàn)證，此時(shí) 。將（3）式代入模型（2）的均值方程中得到：

結(jié)合模型（2）中的波動(dòng)方程，可得模型的條件似然函數(shù)形式為：

由此可得觀測(cè)變量與潛在波動(dòng)的聯(lián)合分布為：

其中， ， 為誤差項(xiàng)的協(xié)方差矩陣， 代表矩陣的積。根據(jù)貝葉斯定理得到潛在波動(dòng)的后驗(yàn)分布形式：

由模型的結(jié)構(gòu)分析容易看出，似然函數(shù)為一個(gè)多重積分的過(guò)程，具體形式難以直接獲得，因此不適合使用極大似然估計(jì)方法進(jìn)行估計(jì)。然而在MCMC方法的框架下，參數(shù)和狀態(tài)變量的后驗(yàn)聯(lián)合分布可以利用Gibbs抽樣方法進(jìn)行估計(jì)，即將參數(shù)空間擴(kuò)展為包括狀態(tài)空間在內(nèi)的新的參數(shù)空間，從而把問(wèn)題轉(zhuǎn)化為從完全條件后驗(yàn)分布中抽取隨機(jī)樣本。根據(jù)貝葉斯定理，參數(shù)的完全條件后驗(yàn)分布比較容易獲得，通過(guò)先驗(yàn)分布的設(shè)定，可以設(shè)定參數(shù)的后驗(yàn)分布的共軛形式，便于進(jìn)行抽樣分析。因此，MCMC模擬的基本思想是：建立馬爾科夫鏈對(duì)未知變量的抽樣分布進(jìn)行動(dòng)態(tài)模擬，當(dāng)鏈達(dá)到穩(wěn)態(tài)分布時(shí)即得所求的后驗(yàn)分布，進(jìn)一步可以利用抽取的樣本計(jì)算邊緣分布以及后驗(yàn)分布的矩。以下我們針對(duì)ASV-M模型，設(shè)計(jì)了模型參數(shù)的MCMC穩(wěn)態(tài)模擬，Gibbs抽樣步驟為：

重復(fù)步驟2-8迭代 次，直至Markov鏈達(dá)到平穩(wěn)狀態(tài)，抽樣完成后可依據(jù)所得的樣本 對(duì)模型參數(shù)的后驗(yàn)分布進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷。

在利用MCMC模擬方法估計(jì)模型之前，首先設(shè)定參數(shù)的先驗(yàn)分布：在波動(dòng)方程中令 服從均值為0，方差為10的正態(tài)分布； 服從參數(shù) 的貝塔分布； 服從形狀參數(shù)為2.5，尺度參數(shù)為0.025的伽馬分布，以上先驗(yàn)分布的選擇依照Kim等[19]的觀點(diǎn)，對(duì)于模型的其他參數(shù)，由于先驗(yàn)信息比較缺乏，所以均采用了低信息先驗(yàn)分布，以盡可能地利用樣本數(shù)據(jù)本身的信息對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。

三、實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)選取與基本統(tǒng)計(jì)特征分析

本文使用的通貨膨脹率水平（ ）是采用我國(guó)消費(fèi)物價(jià)指數(shù)（CPI）的對(duì)數(shù)一階差分形式表示，研究樣本是1990年1月至2010年1月間的月度數(shù)據(jù)，差分后的樣本量為240個(gè)。樣本選取自1990年是因?yàn)槲覈?guó)商品價(jià)格自20世紀(jì)80年代才逐步放開(kāi)，此前嚴(yán)格受國(guó)家控制。數(shù)據(jù)來(lái)源是國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站以及《中國(guó)統(tǒng)計(jì)月報(bào)》。CPI以及通貨膨脹水平 的時(shí)間變化路徑如圖1所示。

從CPI趨勢(shì)圖可以看出，我國(guó)物價(jià)水平在過(guò)去的20年中，有三次較為明顯的峰值，分別是：1994年10月，2004年7月和2008年2月。其中，1992年1月至1996年12月期間，我國(guó)經(jīng)歷了較為嚴(yán)重的高通貨膨脹，從1997年中后期開(kāi)始，我國(guó)經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)了“軟著陸”，物價(jià)水平出現(xiàn)了輕微的通貨緊縮，直到2003年下半年才有所緩解，此時(shí)通貨膨脹率變化又開(kāi)始出現(xiàn)了攀升勢(shì)頭。特別的，從2007年4月至2008年12月，以豬肉價(jià)格為代表的農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的上漲，以及國(guó)際市場(chǎng)原油、糧食等初級(jí)生產(chǎn)資料價(jià)格的上升，致使我國(guó)經(jīng)歷了新一輪通貨膨脹。對(duì)比通貨膨脹水平 的時(shí)間變化路徑可以看出，整體上通貨膨脹率波動(dòng)具有聚集性特征，即通貨膨脹期間價(jià)格波動(dòng)程度較高，通貨緊縮期間價(jià)格的波動(dòng)程度明顯降低，這種變化體現(xiàn)出通貨膨脹率的異方差特征。CPI和通脹率 的分布統(tǒng)計(jì)特征如表1所示，結(jié)合數(shù)據(jù)的偏度和峰度值容易看出，CPI和通脹率 都具有右偏厚尾特征，并且它們的J-B（Jarque-Bera）檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量也都在1%的顯著性水平下拒絕了數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布的原假設(shè)，說(shuō)明通脹率在少數(shù)月份中出現(xiàn)了異常值。

為了檢驗(yàn)通貨膨脹序列的異方差特征，針對(duì)樣本均值的偏差序列以及其平方序列分別計(jì)算了Ljung-Box Q（Q）統(tǒng)計(jì)量，表2中的Q統(tǒng)計(jì)量值為了檢驗(yàn)序列的前1、2、5階自相關(guān)系數(shù)是否顯著為0，括號(hào)中為相應(yīng)的P值，容易看出，均值偏差序列和偏差平方序列均具有高階自相關(guān)性，并且Lagrange Multiplier（LM）統(tǒng)計(jì)量的值為238.4014，也說(shuō)明偏差序列顯著存在ARCH效應(yīng)即具有異方差特征。此外，針對(duì)序列的平穩(wěn)性，采用Phillips-Perron（PP）和Augmented Dickey Fuller（ADF）兩種方法檢驗(yàn)序列是否含有單位根，結(jié)果與自相關(guān)性檢驗(yàn)一致，即序列是平穩(wěn)的，因此保證只含有時(shí)變的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）SV-M模型的MCMC穩(wěn)態(tài)模擬

為了研究通貨膨脹水平與不確定性的關(guān)系問(wèn)題，首先建立SV-M模型刻畫通貨膨脹的不確定性，注意到通貨膨脹率是一個(gè)平穩(wěn)過(guò)程，根據(jù)DIC準(zhǔn)則選擇AR(2)-SV(1)模型作為基礎(chǔ)SV模型，即在理論模型中令 ?？紤]到通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時(shí)變性特征，將基礎(chǔ)SV模型拓展為SV-M模型。

采用MCMC算法進(jìn)行模型推斷時(shí)，為了消除參數(shù)的初始值對(duì)模型的影響，對(duì)于各個(gè)參數(shù)分別構(gòu)造了兩條Markov鏈進(jìn)行穩(wěn)態(tài)模擬。在Gibbs抽樣過(guò)程中，先對(duì)每個(gè)參數(shù)進(jìn)行5000次迭代，以保證參數(shù)估計(jì)的收斂性，在此基礎(chǔ)上再進(jìn)行50000次迭代，以記錄下的樣本結(jié)果作為參數(shù)估計(jì)的Monte Carlo試驗(yàn)數(shù)據(jù)。根據(jù)Markov鏈在平穩(wěn)狀態(tài)下的Monte Carlo抽樣數(shù)據(jù)，圖2和圖3給出了模型參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度估計(jì)圖和相應(yīng)的分位區(qū)間估計(jì)圖，從圖中我們可以掌握參數(shù)的分布情況，并進(jìn)行各參數(shù)的后驗(yàn)區(qū)間估計(jì)。

由圖2可以看出，模型參數(shù) 和 的后驗(yàn)分布具有偏態(tài)特征，其他參數(shù)的后驗(yàn)分布都具有對(duì)稱性。這主要是由于參數(shù) 和 的Monte Carlo抽樣數(shù)據(jù)中，一側(cè)的極端值出現(xiàn)的概率較大，使后驗(yàn)分布呈現(xiàn)出偏態(tài)特征。此外，圖3表明各個(gè)參數(shù)的分位區(qū)間估計(jì)已經(jīng)基本趨于平穩(wěn)，說(shuō)明各條Markov鏈已經(jīng)基本達(dá)到平穩(wěn)狀態(tài)，所得樣本依分布收斂到目標(biāo)分布，可用于參數(shù)估計(jì)，同時(shí)通過(guò)參數(shù) 和 的分位區(qū)間估計(jì)圖也可以觀察到其后驗(yàn)分布所具有的偏態(tài)特征。

綜合各個(gè)參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度圖，對(duì)利用MCMC方法抽樣得到的Monte Carlo樣本進(jìn)行進(jìn)一步的分析，可以得到模型參數(shù)的貝葉斯估計(jì)值以及相應(yīng)的分位區(qū)間估計(jì)。表3給出了我國(guó)通貨膨脹率的SV-M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)值以及檢驗(yàn)Markov鏈?zhǔn)諗啃缘腉elman-Rubin（G-R）統(tǒng)計(jì)量的值。

從表3可以看出，首先，各個(gè)參數(shù)的MC誤差遠(yuǎn)小于標(biāo)準(zhǔn)差，G-R檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都在1到1.2之間，可以認(rèn)為模型各個(gè)參數(shù)的樣本分布已經(jīng)收斂到其后驗(yàn)分布，即采用MCMC穩(wěn)態(tài)模擬估計(jì)模型參數(shù)是有效的；第二，波動(dòng)方程的自回歸參數(shù) 的貝葉斯后驗(yàn)均值為0.968，表示通貨膨脹的不確定具有較強(qiáng)的持續(xù)性特征，類似于金融收益率波動(dòng)的持續(xù)性過(guò)程；第三，風(fēng)險(xiǎn)溢出系數(shù) 的貝葉斯后驗(yàn)均值為5.730，由于 可以用來(lái)度量波動(dòng)對(duì)預(yù)期觀測(cè)變量的影響，值為正則說(shuō)明通脹不確定性對(duì)通脹水平具有正向影響，由此可以初步判斷Cukierman和Meltzer假說(shuō)成立。此外，模型的AIC值為-1702.05，殘差序列的Q(5)統(tǒng)計(jì)量為11.3712，P值為0.04，Jarque-Berra檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為1.3386，相應(yīng)的P值為0.51，無(wú)法拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)，說(shuō)明模型設(shè)定的有效性。

（三）ASV-M模型的MCMC穩(wěn)態(tài)模擬

在上述SV-M模型的基礎(chǔ)上，為考察均值方程和波動(dòng)方程的擾動(dòng)項(xiàng) 與 之間的相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明利空（觀測(cè)值為負(fù)）或利好（觀測(cè)值為正）消息對(duì)波動(dòng)影響的非對(duì)稱性現(xiàn)象，從而引入了ASV-M模型。對(duì)該模型進(jìn)行MCMC穩(wěn)態(tài)模擬時(shí)，同樣對(duì)于各個(gè)參數(shù)分別構(gòu)造兩條Markov鏈，每條鏈迭代50000次，舍去前10000次進(jìn)行退火處理，對(duì)保存下的樣本作為參數(shù)估計(jì)的Monte Carlo試驗(yàn)數(shù)據(jù)。圖4給出了各個(gè)參數(shù)的兩條Markov鏈的抽樣動(dòng)態(tài)軌跡，各個(gè)參數(shù)的Markov鏈較好地磨合在一起，說(shuō)明抽樣鏈已經(jīng)基本達(dá)到平穩(wěn)狀態(tài)。圖5和圖6則分別給出模型參數(shù)的后驗(yàn)分布核密度估計(jì)圖和相應(yīng)的分位區(qū)間估計(jì)圖。

由圖5和圖6可以看出，模型參數(shù) 、 和 的后驗(yàn)分布具有較為明顯的偏態(tài)特征，其他參數(shù)的后驗(yàn)分布都具有對(duì)稱性。同時(shí)，各個(gè)參數(shù)的分位區(qū)間估計(jì)已經(jīng)基本趨于平穩(wěn)，這也說(shuō)明設(shè)置的各條Markov鏈已經(jīng)基本達(dá)到平穩(wěn)狀態(tài)，Monte Carlo樣本可用于進(jìn)行參數(shù)的區(qū)間估計(jì)。對(duì)所得樣本進(jìn)一步分析，可以得到模型參數(shù)的貝葉斯估計(jì)值以及相應(yīng)的分位區(qū)間估計(jì)，具體見(jiàn)表4。容易看出，各個(gè)參數(shù)的MC誤差遠(yuǎn)小于標(biāo)準(zhǔn)差，G-R檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量都在1到1.2之間，說(shuō)明采用MCMC穩(wěn)態(tài)模擬方法的有效性。

對(duì)比ASV-M模型和SV-M模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果，可以看出，在ASV-M模型中波動(dòng)持續(xù)性參數(shù) 的貝葉斯后驗(yàn)均值為0.978，大于SV-M模型中估計(jì)值，說(shuō)明ASV-M模型能夠更好地把握通貨膨脹不確定性的持續(xù)性特征；風(fēng)險(xiǎn)溢出系數(shù) 的貝葉斯后驗(yàn)均值在ASV-M模型中為8.215，也大于SV-M中的相應(yīng)估計(jì)值，說(shuō)明ASV-M模型能夠更好地反映通脹不確定性對(duì)通脹水平的正向影響作用；對(duì)于反映不確定性估計(jì)精度的 值，ASV-M模型中的估計(jì)值為0.265，相對(duì)于SV-M模型有所降低，說(shuō)明前者對(duì)數(shù)據(jù)的擬合精度也優(yōu)于后者。此外，ASV-M模型的AIC值為-1720.9，小于SV-M模型，也說(shuō)明該模型設(shè)定的有效性。進(jìn)一步對(duì)模型進(jìn)行殘差檢驗(yàn)，可得殘差序列的Q(5)統(tǒng)計(jì)量為8.911，相應(yīng)的P值為0.133，說(shuō)明模型的殘差序列不存在顯著的自相關(guān)性，Jarque-Berra檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為1.923，P值為0.382，不能拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)，由此可見(jiàn)，ASV-M模型更好地刻畫了我國(guó)通脹率的動(dòng)態(tài)特征。

特別需要說(shuō)明的是，模型中擾動(dòng)項(xiàng)的相關(guān)系數(shù) 的貝葉斯后驗(yàn)均值為0.354，代表不同性質(zhì)的信息沖擊對(duì)通貨膨脹不確定性影響的非對(duì)稱作用。由于 值大于零，說(shuō)明通貨膨脹中出現(xiàn)的反向沖擊降低了通脹的不確定性程度，而正向沖擊則加劇了這種不確定性水平，這也表明通貨膨脹率中不存在與金融資產(chǎn)價(jià)格運(yùn)動(dòng)類似的杠桿效應(yīng)，這主要是因?yàn)樯唐肥袌?chǎng)與資產(chǎn)市場(chǎng)的價(jià)格調(diào)整速度是不同的。在商品市場(chǎng)中，價(jià)格成分主要由市場(chǎng)供給和需求調(diào)節(jié)，市場(chǎng)出清的短邊因素在需求方向，因此價(jià)格變化以需求驅(qū)動(dòng)為主。然而，經(jīng)濟(jì)學(xué)中的展望理論（prospect theory）表明：人們強(qiáng)烈厭惡相對(duì)損失，一定金額的收益所引起的效用增加低于相同數(shù)量的損失所引起的效用減少。這一理論可以用于解釋為何工人反感相對(duì)損失而強(qiáng)烈抵制工資的減少，而在壟斷競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境下名義工資的粘性導(dǎo)致名義價(jià)格的粘性，從而說(shuō)明在商品市場(chǎng)中普遍存在著向下的價(jià)格粘。正是因?yàn)榇嬖趦r(jià)格的向下粘性特征，所以通貨膨脹率中的反向沖擊帶來(lái)的不確定性影響較低，而正向沖擊則增加了經(jīng)濟(jì)行為主體對(duì)未來(lái)不確定性的預(yù)期，而一旦出現(xiàn)了正向沖擊，由此導(dǎo)致的“示范效應(yīng)”和“追漲效應(yīng)”將是非常明顯的，這些都同正向沖擊帶來(lái)的投資擴(kuò)張等行為有密切關(guān)系。由此可見(jiàn)，ASV-M模型所揭示的通貨膨脹率的非對(duì)稱性具有重要的市場(chǎng)機(jī)制和政策操作方面的啟示。

（四）脈沖響應(yīng)分析

在利用MCMC方法估計(jì)ASV-M模型的基礎(chǔ)上，以模型中的潛在波動(dòng)變量 度量通貨膨脹不確定性。這種度量方法使得 包含一個(gè)新息過(guò)程，能夠更好地反映信息沖擊對(duì)波動(dòng)影響的動(dòng)態(tài)過(guò)程，符合通貨膨脹不確定的確切含義。在此基礎(chǔ)上，為了進(jìn)一步討論通貨膨脹水平與不確定性的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系以及包含在殘差序列中的長(zhǎng)期歷史信息，繪出了60階滯后的通貨膨脹率與不確定性相互作用的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖：

圖7 通貨膨脹率與通脹不確定性相互作用的脈沖響應(yīng)函數(shù)

由圖7可以看出，通貨膨脹率水平的變化對(duì)通脹不確定性的影響基本上接近于零，說(shuō)明 的沖擊對(duì) 的影響不顯著；反過(guò)來(lái)，給通脹不確定性一個(gè)正的沖擊，通貨膨脹水平在前6期內(nèi)達(dá)到最大值，即在第6期 對(duì) 的響應(yīng)是0.1706，然而這種沖擊作用不具有持續(xù)性，在50期之后幾乎為零。這與SV-M模型和ASV-M模型中的判斷是一致的，這些經(jīng)驗(yàn)結(jié)論表明高度的通貨膨脹不確定性會(huì)促使通貨膨脹率上升，反之則沒(méi)有支持的證據(jù)。根據(jù)Cukierman和Meltzer的理論觀點(diǎn)，說(shuō)明我國(guó)目前的貨幣政策框架中含有相機(jī)抉擇的成分因素。從主流的宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)與貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度而言，目前經(jīng)濟(jì)學(xué)家大多認(rèn)同“貨幣長(zhǎng)期中性、短期非中性”的結(jié)論，這也為貨幣政策的制定在短期內(nèi)具有一定的靈活性提供了理論基礎(chǔ)。從實(shí)證經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度，由于金融市場(chǎng)不完全有效和市場(chǎng)參與者在獲取價(jià)格信息時(shí)的不對(duì)稱性，使得貨幣政策傳導(dǎo)過(guò)程并不是暢通無(wú)阻的，大量貨幣會(huì)偏離政策目標(biāo)，在傳導(dǎo)過(guò)程中“滲漏”出去，迷失于非實(shí)體經(jīng)濟(jì)，導(dǎo)致了“貨幣迷失”。伴隨著這種現(xiàn)象的出現(xiàn)，自上世紀(jì)90年代以來(lái)，越來(lái)越多的國(guó)家與地區(qū)以通貨膨脹作為貨幣政策關(guān)注的核心變量，采用通貨膨脹目標(biāo)制的貨幣政策框架[21]。

為了深入說(shuō)明不同的貨幣政策框架下的行為表現(xiàn)，在存在通貨膨脹粘性的條件下構(gòu)建貨幣政策部門的效用函數(shù)，以附加預(yù)期的菲利普斯曲線和由貨幣數(shù)量方程決定的社會(huì)總需求函數(shù)為約束組成優(yōu)化模型，不難證明完全相機(jī)抉擇和有約束的相機(jī)抉擇貨幣政策下的通貨膨脹水平分別為：

其中， 代表價(jià)格的粘性程度， 反映了政府給予通貨膨脹目標(biāo)的權(quán)重， 反映了通貨膨脹對(duì)過(guò)度需求的敏感程度， 為上期通貨膨脹率，對(duì)應(yīng)于充分就業(yè)的產(chǎn)出水平設(shè)定為 。

容易看出，當(dāng) 時(shí)， 。在通貨緊縮情況下（ ），有約束的相機(jī)抉擇下的通貨膨脹率高于完全相機(jī)抉擇下的通貨膨脹率水平（ ），能夠有效的促使宏觀經(jīng)濟(jì)走出通貨緊縮；而在通貨膨脹的情況下（ ），有約束的相機(jī)抉擇下的通貨膨脹率低于完全相機(jī)抉擇下的通貨膨脹水平（ ），又能有效抑制通貨膨脹水平。這說(shuō)明在存在通貨膨脹粘性的條件下，有約束的相機(jī)抉擇貨幣政策下的通貨膨脹波動(dòng)低于完全相機(jī)抉擇下的波動(dòng)。

我國(guó)貨幣政策的中介目標(biāo)經(jīng)歷了從1984至1993年間主要監(jiān)測(cè)現(xiàn)金計(jì)劃和信貸計(jì)劃的現(xiàn)金發(fā)行量和信貸規(guī)模，到1998年開(kāi)始以貨幣供應(yīng)量管理為主進(jìn)行間接調(diào)控。然而，從每年的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議文件與貨幣政策執(zhí)行報(bào)告來(lái)看，我國(guó)的貨幣政策實(shí)質(zhì)上面臨多目標(biāo)約束，如：物價(jià)穩(wěn)定、促進(jìn)就業(yè)、確保經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、支持國(guó)有企業(yè)改革、配合積極的財(cái)政政策擴(kuò)大內(nèi)需、確保外匯儲(chǔ)備不減少以及保持人民幣匯率穩(wěn)定等等。因此，貨幣政策部門短期的動(dòng)態(tài)微調(diào)政策便是利用公眾對(duì)貨幣增長(zhǎng)和通貨膨脹預(yù)期的不確定性，在多個(gè)目標(biāo)中做出權(quán)衡，以實(shí)現(xiàn)一種快速的政策效果。然而值得注意的是，這種帶有相機(jī)抉擇成分的貨幣政策容易加劇公眾對(duì)貨幣當(dāng)局公信度和貨幣政策效果的不確定性，反過(guò)來(lái)又會(huì)影響到通貨膨脹預(yù)期水平。因此從長(zhǎng)期來(lái)看，貨幣政策應(yīng)給予通貨膨脹目標(biāo)更大的權(quán)重，使得在存在通貨膨脹粘性的條件下，將通貨膨脹波動(dòng)控制在較低的水平，從而減少社會(huì)福利損失。

四、主要結(jié)論

本文主要研究了我國(guó)通貨膨脹水平與不確定性的動(dòng)態(tài)關(guān)系問(wèn)題。針對(duì)我國(guó)通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時(shí)變性特征，本文首先建立了SV-M模型和度量我國(guó)的通脹不確定性動(dòng)態(tài)特征。在此基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步捕捉這種不確定性對(duì)消息的正向沖擊和反向沖擊的影響將SV-M模型擴(kuò)展到ASV-M模型。在MCMC穩(wěn)態(tài)模擬方法的框架下，設(shè)計(jì)了Gibbs抽樣算法對(duì)我國(guó)近20年的通脹水平和不確定性的動(dòng)態(tài)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證分析。

模型結(jié)果表明：我國(guó)通貨膨脹不確定性中具有明顯的持續(xù)性特征，并且不同性質(zhì)的信息沖擊對(duì)我國(guó)通貨膨脹不確定性具有非對(duì)稱的影響作用，這種非對(duì)稱性不同于金融資產(chǎn)價(jià)格運(yùn)動(dòng)中普遍存在的杠桿效應(yīng)，主要是由于價(jià)格的向下粘性特征以及正向沖擊帶來(lái)的投資擴(kuò)張行為，使得信息的正向沖擊增加了經(jīng)濟(jì)行為主體對(duì)未來(lái)不確定性的預(yù)期，由此導(dǎo)致了明顯的“示范效應(yīng)”和“追漲效應(yīng)”。此外，針對(duì)通貨膨脹水平與不確定性的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系以及包含在殘差序列中的長(zhǎng)期歷史信息，脈沖響應(yīng)函數(shù)的經(jīng)驗(yàn)結(jié)論表明通貨膨脹率水平的變化對(duì)通脹不確定性的影響不顯著，而給通脹不確定性一個(gè)正的沖擊，通貨膨脹水平在前6期內(nèi)達(dá)到最大值，但是這種沖擊作用不具有持續(xù)性，根據(jù)Cukierman和Meltzer的理論觀點(diǎn)，說(shuō)明我國(guó)目前的貨幣政策框架中含有相機(jī)抉擇的成分因素。由于在存在通貨膨脹粘性的條件下，有約束的相機(jī)抉擇貨幣政策下通貨膨脹波動(dòng)低于完全相機(jī)抉擇下的波動(dòng)，因此從長(zhǎng)期來(lái)看，貨幣政策應(yīng)給予通貨膨脹目標(biāo)更大的權(quán)重，使得在存在通貨膨脹粘性的條件下，將通貨膨脹波動(dòng)控制在較低的水平，從而減少社會(huì)福利損失。

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通貨膨脹的特征范文第3篇

論文關(guān)鍵詞：通貨膨脹率,食品供給,剛性需求,翹尾因素

引言

2008年的金融危機(jī)給全球各國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)致命的打擊，中國(guó)經(jīng)濟(jì)也面臨了前所未有的不利沖擊，中國(guó)政府適時(shí)采取寬松的貨幣政策和積極的財(cái)政政策，在政府空前力度的經(jīng)濟(jì)刺激政策的實(shí)施下，我國(guó)經(jīng)濟(jì)在逆勢(shì)中步步向好，2009年呈現(xiàn)出令世人驚嘆的“V”型回升。貨幣供給和金融機(jī)構(gòu)信貸超常擴(kuò)張是經(jīng)濟(jì)迅速回升增長(zhǎng)的強(qiáng)大驅(qū)動(dòng)力。2009年我國(guó)狹義貨幣M1和銀行信貸這兩個(gè)指標(biāo)年增長(zhǎng)率達(dá)到25%左右。M1和銀行信貸如此天量增長(zhǎng)也給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來(lái)負(fù)面影響，市場(chǎng)上對(duì)通貨膨脹的預(yù)期不斷加大，對(duì)于是否引發(fā)未來(lái)通貨膨脹爭(zhēng)議不斷，但對(duì)于加大經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的通貨膨脹壓力這一觀點(diǎn)達(dá)成共識(shí)。隨著2010年1-5月份宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)的陸續(xù)出臺(tái)，市場(chǎng)對(duì)于通貨膨脹的討論甚囂塵上，因此理性分析當(dāng)前通貨膨脹形勢(shì)無(wú)論是對(duì)個(gè)人認(rèn)清當(dāng)前的宏觀經(jīng)濟(jì)情況還是對(duì)于未來(lái)貨幣政策的制定和實(shí)施都具有切實(shí)的指導(dǎo)意義。

現(xiàn)有研究成果的簡(jiǎn)單回顧

通貨膨脹本質(zhì)上就是一種貨幣現(xiàn)象，是貨幣供給大于貨幣實(shí)際需求，而引起的一段時(shí)期內(nèi)物價(jià)持續(xù)而普遍地上漲現(xiàn)象。長(zhǎng)期以來(lái)，學(xué)術(shù)界關(guān)于通貨膨脹的研究從來(lái)沒(méi)有停止過(guò)。主要分為兩類分析，一類是研究通貨膨脹與其他經(jīng)濟(jì)變量的關(guān)系；劉霖、靳云匯（2005）以1978-2003的年度數(shù)據(jù)構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、貨幣增長(zhǎng)率、通貨膨脹率三變量VAR模型，研究顯示，從長(zhǎng)期看價(jià)格水平上升時(shí)，未來(lái)貨幣供給增長(zhǎng)率下降，這一規(guī)律可能與中央銀行利用貨幣政策工具對(duì)付通貨膨脹的行為有關(guān)。另一類是專門研究我國(guó)通貨膨脹的特性如成因、類型、慣性特征等；陳彥斌（2008）通過(guò)對(duì)2003-2007年我國(guó)通貨膨脹的研究發(fā)現(xiàn)，2003以來(lái)的通貨膨脹具有結(jié)構(gòu)性、非平衡性、溫和性等特點(diǎn)；同時(shí)具有需求拉動(dòng)通貨膨脹和成本推動(dòng)通貨膨脹的特征，流動(dòng)性過(guò)剩對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格上漲的影響還不明顯。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，運(yùn)用當(dāng)前的最新數(shù)據(jù)、以比較說(shuō)明的方法為主，分析當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)的通貨膨脹形勢(shì)。

當(dāng)前物價(jià)上漲的主要原因

自居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）同比增長(zhǎng)率由負(fù)增長(zhǎng)扭轉(zhuǎn)為正增長(zhǎng)以來(lái)，CPI同比增長(zhǎng)率不斷攀升，1月份為1.5%，5月份攀升到3.1%，創(chuàng)19個(gè)月新高，首破通貨膨脹警戒線。市場(chǎng)的通脹預(yù)期愈演愈烈，通貨膨脹真的來(lái)臨了嗎？

事實(shí)上，仔細(xì)分析居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的構(gòu)成部分可知：食品和居住這兩大類的價(jià)格上漲是拉動(dòng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲的最主要?jiǎng)恿?。（?jiàn)表1）從表中可直觀看出，食品類和居住類的同比上漲率均高于CPI的同比上漲率，其中食品類的上漲率往往是CPI上漲率的兩倍之高。又由于在我國(guó)CPI構(gòu)成中，我們賦予食品和居住這兩大類的權(quán)重相對(duì)比較高，綜合這兩方面的因素，可以認(rèn)為當(dāng)前我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)上漲主要是由食品和居住這兩大類拉動(dòng)起來(lái)的。以4月份為例，食品價(jià)格上漲5.9%。居住價(jià)格上漲4.5%，占2.8%同比漲幅的93%。由此可知，當(dāng)前CPI的上漲很大程度上是結(jié)構(gòu)性因素造成的，并不是全面的價(jià)格上漲。

表12010年1-5月份CPI分類別同比上漲率單位：%

月份

類別

1月份

2月份

3月份

4月份

5月份

CPI同比上漲率

1.5

2.7

2.4

2.8

3.1

食品類同比上漲率

3.7

6.2

5.2

5.9

6.1

居住類同比上漲率

2.5

3.0

3.3

通貨膨脹的特征范文第4篇

關(guān)鍵詞：通貨膨脹成因；ECM模型；動(dòng)態(tài)分析

中圖分類號(hào)：F822.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼： A 文章編號(hào)：1003－3890（2008）11－0005-05

一、研究背景與文獻(xiàn)綜述

2007年7月，中國(guó)的CPI同比增長(zhǎng)5.6%，出現(xiàn)通貨膨脹的端倪，在其后的時(shí)間里，更是一路攀升，在2008年2月達(dá)到了8.7%，截至2008年7月，一直沒(méi)有低于5.6%的水平。毫無(wú)疑問(wèn)，中國(guó)正面臨新一輪的通貨膨脹。

雖然中國(guó)以前也經(jīng)歷數(shù)次通貨膨脹，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)學(xué)家對(duì)通貨膨脹成因的認(rèn)識(shí)不斷深入，但是在歷次的通貨膨脹中，從來(lái)沒(méi)有對(duì)通貨膨脹的原因達(dá)成過(guò)一致的意見(jiàn)。總體來(lái)說(shuō)，對(duì)中國(guó)通貨膨脹的原因的分析，有以下幾種觀點(diǎn)。

（一）貨幣學(xué)派的觀點(diǎn)

貨幣學(xué)派是從總量關(guān)系入手，認(rèn)為任何通貨膨脹背后總會(huì)有貨幣和總量失衡方面的基本根源，從總需求及其相聯(lián)系貨幣擴(kuò)張角度解釋通貨膨脹成因，并側(cè)重從貨幣政策等總量管理方面探討應(yīng)對(duì)政策。

劉金全等（2004）以1982年1月-2004年3月M0和M1月度同比增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供給增長(zhǎng)率和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系。張文剛以1981年1月-2002年6月通貨膨脹率與M1的月度同比增長(zhǎng)率進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)二者之間不僅存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也存在短期誤差修正機(jī)制，不過(guò)二者之間的影響關(guān)系依賴總供給與總需求之間的相互制約。劉霖、靳云匯（2005）利用1978-2003年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率影響通貨膨脹的證據(jù)，認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)的貨幣化進(jìn)程中，貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率的提高并不一定導(dǎo)致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經(jīng)濟(jì)消耗了。

（二）結(jié)構(gòu)型通貨膨脹

“結(jié)構(gòu)性通貨膨脹”往往通過(guò)CPI增長(zhǎng)構(gòu)成來(lái)尋求通貨膨脹根源，但CPI本身已是綜合各種商品價(jià)格指數(shù)并進(jìn)行加權(quán)平均的結(jié)果，意在反映價(jià)格總水平上漲。強(qiáng)調(diào)結(jié)構(gòu)因素，用特定商品相對(duì)價(jià)格變動(dòng)解釋一般物價(jià)變動(dòng)存在局限性?！昂诵耐ㄘ浥蛎洸桓摺笔桥c結(jié)構(gòu)性通貨膨脹相聯(lián)系的常見(jiàn)說(shuō)法，但大家會(huì)發(fā)現(xiàn)有一部分通貨膨脹因素永遠(yuǎn)不能計(jì)算到核心來(lái)，這樣理解核心通貨膨脹指標(biāo)，會(huì)人為延誤對(duì)通貨膨脹早期的及時(shí)治理。

糧價(jià)上漲導(dǎo)致通貨膨脹的理論基礎(chǔ)和傳導(dǎo)機(jī)制包括以下幾個(gè)方面（盧鋒等，2002）：第一，由于收入、人口增長(zhǎng)等原因，糧食需求上升較快；第二，由于農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)性原因，糧食生產(chǎn)不能與需求增長(zhǎng)保持同步，它與第一條結(jié)合在一起，表現(xiàn)為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)和需求不平衡；第三，由于糧食凈進(jìn)口受到控制，國(guó)內(nèi)糧食產(chǎn)出與需求缺口不能被凈進(jìn)口上升所彌補(bǔ)，糧食相對(duì)價(jià)格會(huì)不斷上升；第四，糧食產(chǎn)出價(jià)值量在國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值中、糧價(jià)在一般物價(jià)指數(shù)中都占有很大份額。如果這四個(gè)條件長(zhǎng)時(shí)期同時(shí)成立，在邏輯上有理由相信，糧價(jià)上漲會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹。如果上述假設(shè)在某個(gè)時(shí)期內(nèi)成立，也可能出現(xiàn)階段性糧價(jià)上漲導(dǎo)致通貨膨脹的情況。

（三）成本推動(dòng)型通貨膨脹

該種觀點(diǎn)認(rèn)為，上游投入品價(jià)格的上漲引起下游產(chǎn)品價(jià)格的上漲，從經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的具體表現(xiàn)來(lái)看，就是PPI和CPI都出現(xiàn)上漲的情況，當(dāng)然二者的上漲基本不會(huì)是同期的，存在一定的時(shí)滯（左小蕾，2008；汪同三，2007）；導(dǎo)致上游產(chǎn)品價(jià)格上漲的一個(gè)重要原因在于中國(guó)快速發(fā)展過(guò)程中勞動(dòng)力成本的大量增加，沿海地區(qū)勞動(dòng)力短缺的現(xiàn)象顯示了工資上漲的壓力。新《勞動(dòng)合同法》的實(shí)施，從保護(hù)勞動(dòng)者權(quán)益角度作出的法律規(guī)定，包括最低工資制度以及其它一些保障性制度安排，使工資增長(zhǎng)的預(yù)期增加。

（四）輸入型通貨膨脹

過(guò)去5年前后，中國(guó)精煉銅、原鋁、石油、鐵礦石等大宗商品消費(fèi)增量對(duì)世界需求增長(zhǎng)平均貢獻(xiàn)率為56.5%，這意味著中國(guó)對(duì)于這些原材料國(guó)際價(jià)格上漲客觀上具有較大影響。

對(duì)國(guó)際大宗商品價(jià)格的變化導(dǎo)致中國(guó)通貨膨脹變化的研究主要集中在國(guó)際石油價(jià)格變動(dòng)對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響。何曉群和魏濤遠(yuǎn)（2002）通過(guò)一個(gè)一般均衡模型對(duì)世界油價(jià)上漲對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的影響進(jìn)行了剖析，定量研究了在中國(guó)油價(jià)與世界油價(jià)實(shí)現(xiàn)完全接軌時(shí)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的變化情況。孫穩(wěn)存（2007）通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，能源對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的波動(dòng)具有重要的影響，中國(guó)能源價(jià)格上升10%，當(dāng)年的通貨膨脹率大約上升0.29%，國(guó)際石油價(jià)格上升100%，將導(dǎo)致中國(guó)物價(jià)出現(xiàn)溫和上升，上升幅度不超過(guò)1%。

筆者認(rèn)為，以上各種觀點(diǎn)都在一定程度上闡釋了中國(guó)通貨膨脹的可能成因，但是更為關(guān)鍵的問(wèn)題在于，不同的因素對(duì)通貨膨脹的影響程度是不同的，找到影響通貨膨脹的主要因素才能以更低的成本，更為快速和有效地治理通貨膨脹。正是基于此，筆者考慮所有可能定量化的影響因素，通過(guò)建立一個(gè)通貨膨脹決定的誤差修正模型，分析不同因素對(duì)通貨膨脹貢獻(xiàn)的差異，在此基礎(chǔ)上提出有的放矢的政策建議。

二、指標(biāo)選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

我們采用通常的做法，選取CPI的上年同期增長(zhǎng)率作為通貨膨脹的指標(biāo)，CPI和RPI相比的優(yōu)勢(shì)在于，CPI不僅反映了實(shí)物商品的價(jià)格，而且反映了服務(wù)的價(jià)格，而RPI只能反映實(shí)物商品的價(jià)格。

我們選取M2的增長(zhǎng)率作為貨幣供給的指標(biāo)，這是因?yàn)殡S著金融創(chuàng)新的深入，M1只能反映部分的貨幣供給，不能全面涵蓋基礎(chǔ)貨幣供給變化后，貨幣乘數(shù)的全部作用。我們使用CRB指數(shù)反映價(jià)格水平的國(guó)際傳導(dǎo)。CRB指數(shù)是由美國(guó)商品調(diào)查局（Commodity Research Bureau）依據(jù)世界市場(chǎng)上22種基本的經(jīng)濟(jì)敏感的大宗商品價(jià)格編制的一種期貨價(jià)格指數(shù)，通常簡(jiǎn)稱為CRB指數(shù)。由于它反映了國(guó)際上交易活躍的大宗商品期貨的價(jià)格，而期貨價(jià)格和現(xiàn)貨價(jià)格有同方向變動(dòng)的特點(diǎn)，所以用這一指標(biāo)能較好地衡量通貨膨脹的國(guó)際傳導(dǎo)。

由于勞動(dòng)力價(jià)格上升，企業(yè)設(shè)備利用率增加引起的折舊增加，增加了企業(yè)的成本。這一成本的增加，我們使用PPI來(lái)衡量。由于目前缺乏可信且連續(xù)的糧食價(jià)格的月度數(shù)據(jù)，因此對(duì)于糧食價(jià)格的上漲，我們直接使用居民食品消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)衡量。（所有數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)區(qū)間為1997年1月-2008年6月。其中，CRB來(lái)自美國(guó)商品調(diào)查局官方網(wǎng)站，其它數(shù)據(jù)均來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。）

三、中國(guó)通貨膨脹成因的計(jì)量模型

（一）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

在以往對(duì)時(shí)間序列數(shù)據(jù)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量建模中，都暗含著時(shí)間序列存在著動(dòng)態(tài)穩(wěn)定的假設(shè)，而實(shí)際上，經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列常常都是非平穩(wěn)的，基于穩(wěn)定假設(shè)下對(duì)非平穩(wěn)時(shí)間序列建模，可能會(huì)產(chǎn)生偽回歸的問(wèn)題，Granger（1981）提出的協(xié)整技術(shù)解決了非平穩(wěn)時(shí)間序列的建模問(wèn)題，協(xié)整關(guān)系是描述時(shí)間序列長(zhǎng)期關(guān)系的一種統(tǒng)計(jì)性質(zhì)，如果非平穩(wěn)序列之間具有協(xié)整關(guān)系，那么就可以避免偽回歸。確定數(shù)據(jù)是否為平穩(wěn)序列的方法有圖示法和單位根檢驗(yàn)法兩種。

為控制高階序列相關(guān)，假設(shè)y服從AR（p）以及調(diào)整檢驗(yàn)方法來(lái)對(duì)高階相關(guān)進(jìn)行參數(shù)糾正。

DF檢驗(yàn)只能對(duì)存在一階序列相關(guān)的變量進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，如果序列存在高階滯后相關(guān)，就會(huì)違背干擾項(xiàng)是白噪聲的假設(shè)。ADF檢驗(yàn)是在DF檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，通過(guò)在回歸方程右邊加入因變量y的滯后差分項(xiàng)來(lái)控制高階相關(guān)，檢驗(yàn)方程為

?駐yt=?茁0+?茁1yt-1+?琢1t+?著t+?啄1?駐yt-1+……+?啄p-1?駐yt-p（1）

?茁0、?茁1、?琢1，?啄1…?啄p為參數(shù)，隨機(jī)誤差項(xiàng)?著t為獨(dú)立同分布的白噪聲。原假設(shè)H0：?茁1=0，即yt為非平穩(wěn)的單位根過(guò)程。本文采用Mackinnon臨界值，對(duì)?駐yt-p的最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇標(biāo)準(zhǔn)為，在保證殘差項(xiàng)不相關(guān)的情況下，使用AIC和SC準(zhǔn)則作為最優(yōu)滯后階數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)，能夠使兩個(gè)準(zhǔn)則的值同時(shí)最小的滯后階數(shù)為最優(yōu)，即模型最有效地利用數(shù)據(jù)中的信息。

ADF檢驗(yàn)以及PP檢驗(yàn)都須確定檢驗(yàn)方程中是否要加入截距項(xiàng)或時(shí)間趨勢(shì)，因?yàn)榘@兩項(xiàng)或其中的一項(xiàng)，與沒(méi)包含的情形下相比，?茁1的t統(tǒng)計(jì)量的臨界值是不同的。本文根據(jù)時(shí)序圖來(lái)進(jìn)行判斷：如果時(shí)序圖表現(xiàn)出了趨勢(shì)（無(wú)論是確定趨勢(shì)還是隨機(jī)趨勢(shì)）的特點(diǎn)，檢驗(yàn)方程中就同時(shí)包括截距和時(shí)間趨勢(shì)；如果時(shí)序圖沒(méi)有表現(xiàn)出任何趨勢(shì)但具有非零均值，則檢驗(yàn)方程中只包括截距；如果時(shí)序圖在零均值附近波動(dòng)，則檢驗(yàn)方程中既不包括常數(shù)也不包括趨勢(shì)。本文對(duì)檢驗(yàn)方程具體形式的選擇見(jiàn)表1。

（二）長(zhǎng)期均衡關(guān)系（協(xié)整）檢驗(yàn)

本文采用Johansen極大似然法來(lái)對(duì)協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。

考慮階數(shù)為p的VAR模型：

yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+?著t（2）

其中，yt是一個(gè)含有非平穩(wěn)的I（1）變量的k維向量；xt是一個(gè)確定的d維向量，?著t是擾動(dòng)向量。在式（2）兩端同時(shí)減yt-1，我們可把VAR模型改寫為以下形式：

?駐yt=∏yt-1+?祝i?駐yt-i+Bxt+?著t（3）

其中：∏=Ai-I，?祝i=-Aj（4）

Granger定理指出：如果系數(shù)矩陣∏的秩r＜k，那么存在k×r階矩陣?琢和?茁，它們的秩都是r，使得∏=?琢?茁′，并且?茁′yt是穩(wěn)定的。其中，r是協(xié)整關(guān)系的數(shù)量（協(xié)整秩），?茁′為協(xié)整向量矩陣，?琢為向量誤差修正模型中的調(diào)整參數(shù)矩陣。

Johansen檢驗(yàn)的思想在于將對(duì)yt的協(xié)整檢驗(yàn)轉(zhuǎn)化為對(duì)矩陣∏的分析。具體地，就是在無(wú)約束VAR的形式下估計(jì)∏矩陣，然后求出?茁，從而檢驗(yàn)出協(xié)整秩，（秩（∏）=r＜k），得出協(xié)整向量。

因?yàn)榫仃嚨闹鹊扔谒粸?的特征根的個(gè)數(shù)，因此可以通過(guò)檢驗(yàn)∏的特征根的顯著性來(lái)獲得協(xié)整向量的個(gè)數(shù)，在實(shí)踐中，采用特征根跡檢驗(yàn)和最大特征根檢驗(yàn)來(lái)對(duì)特征根個(gè)數(shù)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。

?姿trace=-T1n（1-i）（5）

?姿max=-T1n（1-r+1）（6）

其中，i為從估計(jì)∏矩陣得到的特征根的估計(jì)值，T為可用的樣本數(shù)。?姿trace為特征根跡統(tǒng)計(jì)量，其零假設(shè)為：不同協(xié)整向量的個(gè)數(shù)小于等于r。?姿max為最大特征根檢驗(yàn)，其零假設(shè)為：協(xié)整向量的個(gè)數(shù)等于r。

協(xié)整檢驗(yàn)對(duì)檢驗(yàn)方程中差分項(xiàng)的滯后階數(shù)非常敏感，因此必須確定合理的滯后階數(shù)p。根據(jù)通常的做法，我們首先用不經(jīng)差分的數(shù)據(jù)估計(jì)一個(gè)VAR模型，然后運(yùn)用與無(wú)約束VAR模型一樣的滯后長(zhǎng)度檢驗(yàn)方法，即AIC信息準(zhǔn)則和SC信息準(zhǔn)則來(lái)確定最佳滯后長(zhǎng)度。結(jié)果顯示，在無(wú)約束的VAR下，最佳滯后階數(shù)為2階。

確定滯后階數(shù)后，還要確定數(shù)據(jù)中或協(xié)整方程中是否包含截距項(xiàng)或時(shí)間趨勢(shì)。按照是否包含截距項(xiàng)或時(shí)間趨勢(shì)，用于協(xié)整檢驗(yàn)的模型基本可分為以下幾類：第一，數(shù)據(jù)中無(wú)線性趨勢(shì)，協(xié)整方程中不包括截距項(xiàng)和趨勢(shì)項(xiàng)；第二，數(shù)據(jù)中無(wú)線性趨勢(shì)，協(xié)整方程中包括截距，但不包括趨勢(shì)項(xiàng)；第三，數(shù)據(jù)中有線性趨定趨勢(shì)，協(xié)整方程中包括截距項(xiàng)，不包括趨勢(shì)項(xiàng)；第四，數(shù)據(jù)中有線性趨勢(shì)，協(xié)整方程中包括截距和趨勢(shì)。經(jīng)過(guò)觀察數(shù)據(jù)特征并進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，本文選擇第三種類型的模型進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)，其結(jié)果如表2所示。

從結(jié)果中我們可以看到，在5%的顯著水平下，當(dāng)原假設(shè)為r=0，?姿trace的值大于5%下的臨界值（89.62565>47.85613），所以拒絕不存在協(xié)整的原假設(shè)；同時(shí)，當(dāng)原假設(shè)為r?燮1，?姿trace的值小于5%下的臨界值（24.40582

（三）通貨膨脹成因的誤差修正模型

根據(jù)Granger表示定理，協(xié)整系統(tǒng)有三種等價(jià)的表達(dá)形式，向量自回歸（VAR）、移動(dòng)平均（MA）和誤差修正模型（ECM），其中，誤差修正模型既可以表示出長(zhǎng)期均衡，也可以表示出變量對(duì)長(zhǎng)期均衡的偏離，因此應(yīng)用較普遍。向量誤差修正模型（VECM）是對(duì)諸變量施加了協(xié)整約束條件的向量自回歸模型（VAR），因此適用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列。VEC表達(dá)式會(huì)限制內(nèi)生變量圍繞其長(zhǎng)期行為進(jìn)行短期動(dòng)態(tài)波動(dòng)。兩變量的協(xié)整系統(tǒng)的ECM的表達(dá)式為：

?駐yt=?琢0+?琢1i?駐xt-i+?琢2j?駐yt-j+?酌（yt-1-?茁xt-1）+?著t（7）

基于我們前部分的協(xié)整方程，對(duì)通貨膨脹及其影響因素構(gòu)成的協(xié)整系統(tǒng)的ECM形式為：

D（inf）t=?琢0+?琢1iD（inf）t-i+?琢2iD（fpi）t-i+?琢3iD（M2）t-i+?琢4jD（CRB）t-i+?酌?ecmt-1+?著t

ecmt-1=inft-1-?茁1fpit-1-?茁2M2t-1-?茁3CRBt-1

其中，Dinf表示通貨膨脹的差分，其它項(xiàng)中的D也表示差分。ecm表示誤差修正項(xiàng)，對(duì)應(yīng)于一般模型中的yt-1-?茁xt-1項(xiàng)。

使用我們建立的ECM形式的協(xié)整系統(tǒng)，進(jìn)行估計(jì)后的結(jié)果為：

D（inf）t=-0.022584-0.061006ecmt-1+0.096584Dinft-1+0.039754Dfpit-1+0.033379Dm2t-1+0.008175DCRBt-1

e c m t = i n f t -0 . 0 8 5 2 7 7 f p i t - 0 . 4 1 5 3 2 0 2 m 2 t -0.033686CRBt

從估計(jì)結(jié)果可以看出，中國(guó)的通貨膨脹與糧食價(jià)格、貨幣供給、國(guó)際大宗商品價(jià)格具有長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，當(dāng)短期動(dòng)態(tài)變動(dòng)偏離長(zhǎng)期均衡關(guān)系時(shí)，以-0.061006的調(diào)整系數(shù)向均衡關(guān)系調(diào)整。中國(guó)的通貨膨脹具有很強(qiáng)的慣性，上期的通貨膨脹變化對(duì)當(dāng)期的通貨膨脹影響最大，而糧食價(jià)格上漲對(duì)通貨膨脹的影響次之，貨幣供給量的增長(zhǎng)是第三位的原因，國(guó)際大宗商品價(jià)格上漲對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響最小。

（四）各因素對(duì)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)影響

我們使用脈沖響應(yīng)函數(shù)來(lái)反映不同因素對(duì)通貨膨脹影響的動(dòng)態(tài)效應(yīng)。脈沖響應(yīng)函數(shù)描繪了在一個(gè)擾動(dòng)項(xiàng)上加上一次性的一個(gè)沖擊（one-time shock），對(duì)于內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來(lái)值所帶來(lái)的影響。

從圖1可以看出，糧食價(jià)格（FPI）、工業(yè)品價(jià)格（PPI）、國(guó)際大宗商品價(jià)格（CRB）以及貨幣供給量的增長(zhǎng)（M2G），會(huì)引起通貨膨脹率在未來(lái)的長(zhǎng)期增加，而且這種增加會(huì)持續(xù)30個(gè)月。

但在較短的時(shí)期內(nèi)，不同因素的影響是不同的。從圖A可以看到，糧食價(jià)格的一次上漲對(duì)通貨膨脹的影響，在前5個(gè)月內(nèi)是逐漸增加的，在第5個(gè)月達(dá)到影響的最高峰，然后這種影響會(huì)趨于下降，但其影響一直為正。圖B和圖C表明，貨幣供給增長(zhǎng)率和工業(yè)品價(jià)格的上漲對(duì)通貨膨脹的影響是一直增加的，這明顯不同于糧食價(jià)格上漲的情況。圖D反映出，國(guó)際大宗商品的價(jià)格上漲在前4個(gè)月竟然導(dǎo)致了國(guó)內(nèi)通貨膨脹的下降，然后才出現(xiàn)上升的情況。這其中可能的原因在于，通貨膨脹的國(guó)際傳導(dǎo)會(huì)有幾個(gè)月的滯后。因?yàn)榇笞谏唐返膰?guó)際貿(mào)易從重新談判到簽訂新的合約，需要一定的時(shí)間。

四、結(jié)論及政策建議

中國(guó)的通貨膨脹是多因素共同作用的結(jié)果，這些因素包括糧食價(jià)格上漲、工業(yè)品價(jià)格上漲、國(guó)際大宗商品價(jià)格上漲和貨幣供給量的增加。這說(shuō)明，要解決中國(guó)通貨膨脹問(wèn)題，就要針對(duì)不同的影響因素，分別采取不同的政策措施，才可能有效地抑制通貨膨脹。

對(duì)于糧食價(jià)格上漲的因素，政府要允許糧食價(jià)格的適當(dāng)上行，這種方法看似會(huì)助長(zhǎng)通貨膨脹，但實(shí)際上只會(huì)引起糧食供給的增加，進(jìn)而通過(guò)市場(chǎng)的調(diào)節(jié)來(lái)平抑糧食價(jià)格。這背后的原因在于，糧食價(jià)格的一定幅度的上漲會(huì)給農(nóng)民一個(gè)下一年糧價(jià)繼續(xù)上漲的預(yù)期，在這種預(yù)期下，會(huì)增加對(duì)糧食種植的投入。如果沒(méi)有嚴(yán)重的自然災(zāi)害，糧食產(chǎn)量必定大大增加，而糧食的需求是比較穩(wěn)定的，所以，在實(shí)現(xiàn)供求平衡的情況下，糧食價(jià)格自然就會(huì)回落。

工業(yè)品的價(jià)格上漲實(shí)際反映出的是中國(guó)的工業(yè)生產(chǎn)依然處于粗放式的方式，必須依賴勞動(dòng)力、礦產(chǎn)、能源等的廉價(jià)才能生存和發(fā)展，一旦這些要素的價(jià)格上漲，馬上就引起了成本的大幅度增加。這其實(shí)正是中國(guó)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的良好契機(jī)。政府可以通過(guò)對(duì)集約型企業(yè)實(shí)行補(bǔ)貼或稅收減免的方式來(lái)促進(jìn)集約型企業(yè)的發(fā)展，同時(shí)加快對(duì)粗放型企業(yè)淘汰的步伐，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)。由于集約型企業(yè)對(duì)勞動(dòng)力和自然資源的依賴較少，因此粗放型企業(yè)的快速淘汰和集約型企業(yè)的迅速升級(jí)會(huì)帶來(lái)工業(yè)品價(jià)格的下降，即使是出現(xiàn)上升，那反映的也是產(chǎn)品質(zhì)量的提高。

中國(guó)在大宗商品國(guó)際貿(mào)易中具有舉足輕重地位。中國(guó)對(duì)大宗商品需求的突然增加必然會(huì)導(dǎo)致大宗商品的價(jià)格上漲，這就會(huì)出現(xiàn)，什么貴中國(guó)就買什么的奇異現(xiàn)象。實(shí)際上，如果我們能夠及時(shí)地把對(duì)大宗商品的未來(lái)需求信息傳遞給國(guó)際市場(chǎng)，例如中國(guó)糧食的庫(kù)存量的確切數(shù)量及其所能反映出的中國(guó)糧食在未來(lái)的供求缺口，那么商品的國(guó)際生產(chǎn)者就會(huì)增加供給，國(guó)內(nèi)的需求增加基本不會(huì)引起國(guó)際大宗商品價(jià)格的上漲，也就不會(huì)助長(zhǎng)國(guó)內(nèi)的通貨膨脹。因此，這是一個(gè)較少信息不對(duì)稱的政策建議。

每當(dāng)通貨膨脹來(lái)臨時(shí)，央行就會(huì)收緊銀根。但是，通過(guò)上述分析我們看到，單單有中央銀行從總量上減少貨幣供給并不能更有效地降低通貨膨脹；而且中國(guó)中央銀行除了穩(wěn)定價(jià)格水平外，還有促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的目標(biāo)，目標(biāo)的雙重性使央行的貨幣政策操作空間大受限制。所以，貨幣政策與其它政策的協(xié)調(diào)、加強(qiáng)中央銀行的獨(dú)立性以及政策目標(biāo)的單一性，是貨幣政策能更有效地控制通貨膨脹的前提。

參考文獻(xiàn)：

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通貨膨脹的特征范文第5篇

關(guān)鍵詞:貨幣供應(yīng)量;通貨膨脹;協(xié)整理論;誤差修正模型

中圖分類號(hào):F83

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A

文章編號(hào):1672-3198(2010)16-0205-01

0 引言

通貨膨脹是衡量一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是否穩(wěn)定和健康的重要指標(biāo)。貨幣學(xué)派的代表人物弗里德曼認(rèn)為通貨膨脹是經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中價(jià)格總水平大幅度持續(xù)上升的貨幣現(xiàn)象,并指出貨幣在長(zhǎng)期是中性的,其擴(kuò)張率將全部轉(zhuǎn)化為通貨膨脹率,也就是說(shuō)貨幣供給增加是通貨膨脹波動(dòng)的主要根源。

國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究表明,價(jià)格變動(dòng)與貨幣供應(yīng)密切相關(guān)。弗里德曼利用美國(guó)1867年~1960年間貨幣供給(M2)與通貨膨脹(GDP縮減因子)的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)高的貨幣供給導(dǎo)致高的貨幣膨脹,但兩者沒(méi)有短期相關(guān)性。另外,McCandless和Weber考察了110個(gè)國(guó)家,得出通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強(qiáng)的相關(guān)關(guān)系,其相關(guān)系數(shù)在0.92~0.96之間,幾乎接近于1,并且長(zhǎng)期來(lái)看,貨幣供給量的增加將最終導(dǎo)致相同程度的通貨膨脹率的上升。也就是說(shuō),貨幣供應(yīng)量的變化最終體現(xiàn)在物價(jià)的變化上。我國(guó)的眾多學(xué)者在該問(wèn)題的分析上也做了大量的工作。王少平以1978年~1994年為樣本,驗(yàn)證了中國(guó)通貨膨脹形成的基本原因是貨幣發(fā)行過(guò)量。

1 指標(biāo)選取

判斷是否發(fā)生了通貨膨脹、通貨膨脹的程度如何,涉及到通貨膨脹率的側(cè)度問(wèn)題。目前,常用的通貨膨脹的衡量指標(biāo)有消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI),零售價(jià)格指數(shù)(RPI),批發(fā)價(jià)格指數(shù)(WPI),生產(chǎn)者價(jià)格指數(shù)(PPI),以及國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值縮減指數(shù)(IPD)等。國(guó)際上,一般采用CPI指標(biāo)來(lái)觀察某個(gè)國(guó)家或地區(qū)是否發(fā)生了通貨膨脹或通貨緊縮。雖然居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)只是局限于統(tǒng)計(jì)居民家庭消費(fèi)的商品和勞務(wù),而把國(guó)家消費(fèi)和集團(tuán)消費(fèi)排除在外,不能全面的反映物價(jià)的變動(dòng),但它編制較為簡(jiǎn)單,有可靠的數(shù)據(jù)來(lái)源,且與人民的生活息息相關(guān),所以本文選用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)作為衡量通貨膨脹的指標(biāo)。

我國(guó)貨幣供應(yīng)量一般分為三個(gè)層次,M0、M1、M2。其中,M0為流通中的現(xiàn)金,M1=M0+活期存款,M2=M1+準(zhǔn)貨幣(定期存款+儲(chǔ)蓄存款+其他存款)。筆者認(rèn)為廣義貨幣供應(yīng)量M2最能反應(yīng)貨幣的總體情況,而之前也有學(xué)者作了研究發(fā)現(xiàn)M0、M1和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系(劉金全,2004),所以筆者認(rèn)為選用M2具有代表性及可行性。

2 實(shí)證研究

2.1 平穩(wěn)性檢驗(yàn)

利用Eviews分別對(duì)三個(gè)原序列以及一階差份序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)得到檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表1。由表1的結(jié)果表明:用ADF單位根檢驗(yàn)和PP檢驗(yàn)得到的較為一致的結(jié)論, M2、CPI均在0.05的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè),即存在單位根。而M2、CPI的一階差分序列均在0.05的顯著性水平下拒絕原假設(shè),即差分序列均為平穩(wěn)序列,分別記為:DM2、DCPI。檢驗(yàn)結(jié)果表明M2、CPI均為一階單整序列。

表1 各個(gè)序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF檢驗(yàn)值P值PP檢驗(yàn)值P值

CPIM2DCPIDM2-0.180704-0.744763-3.317634-2.2240110.60440.37670.0030

0.0306-0.180704-0.659237-2.002389-3.0634980.60440.41450.04670.0050

2.2 協(xié)整分析

CPI與M2均為一階單整的,而同階單整的序列的某種線性組合可能是平穩(wěn)的,也就是說(shuō)有可能CPI與M2存在協(xié)整關(guān)系,即長(zhǎng)期均衡關(guān)系。所以首先要對(duì)是否具有協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。常用的兩變量檢驗(yàn)方法為恩格爾―格蘭杰法(E―G兩步法)。

分別建立CPI與各種貨幣供給量的一元線性回歸方程,并利用最小二乘法估計(jì)得到方程如下:

CPI=8.540223+0.7941M2

(0.5323) (6.0379)

R2=0.7225 F=36.4568 DW=1.2285

從上述模型可知CPI與M2的回歸效果較好,模型通過(guò)F檢驗(yàn),擬合優(yōu)度達(dá)到0.7225,系數(shù)通過(guò)t檢驗(yàn),不存在自相關(guān)。

對(duì)回歸方程的殘差進(jìn)行ADF和PP單位根檢驗(yàn),其中 表示方程的殘差,且檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表2。

表2 各個(gè)殘差序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

變量ADF檢驗(yàn)值P值PP檢驗(yàn)值P值

εt-2.9310070.0064-3.1832170.0037

從表2看出,在顯著性為1%的情況下,ADF檢驗(yàn)及PP檢驗(yàn)均表明 是平穩(wěn)的。綜合上述結(jié)論,在1%水平下M2與通貨膨脹率之間存在較顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。

2.3 誤差修正模型

建立誤差修正模型一般采用兩步,即分別建立區(qū)分?jǐn)?shù)據(jù)長(zhǎng)期特征和短期特征的計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。誤差修正項(xiàng)的大小表明了從非均衡向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度,該模型突出了長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期的影響。

對(duì)短期動(dòng)態(tài)關(guān)系中各變量的滯后項(xiàng)的選取,進(jìn)行從一般到特殊的檢驗(yàn),在這個(gè)檢驗(yàn)過(guò)程中,不顯著的滯后項(xiàng)被剔除,直到找到了最佳形式為止。本文通過(guò)了多次的試驗(yàn)檢驗(yàn) ,并利用Eviews軟件得出的結(jié)果為:

ΔCPI=-0.006955+0.395962ΔM 2t-1.013786ΔM 2t-1-0.683293ΔM 2Mt-2

(3.222167) (-2.530029)(-2.530725)

+1.175036ΔCPIt-1+0.39865ΔCPIt-2+0.325481ΔCPIt-3-2.169487ε2t-1

(3.607446)(2.216646)(2.019355)(-4.317421)

R2=0.966531 F=16.50197DW=2.862078

由上式可得,在樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率與CPI的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)小于零,符合反向修正的原則,即上一期的CPI高于均值時(shí),本期的CPI的漲幅便會(huì)下降,反之上升。

3 結(jié)語(yǔ)

本文以我國(guó)1991年~2009年的年度數(shù)據(jù),綜合利用平穩(wěn)性檢驗(yàn),協(xié)整分析,誤差修正模型,分析各個(gè)層次的貨幣供給量與通貨膨脹率的關(guān)系,得到了以下結(jié)論:

(1)從長(zhǎng)期來(lái)看,貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率存在正的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,并且它與通貨膨脹率的乘數(shù)為0.7941,明顯的小于1,這說(shuō)明在我國(guó)貨幣變量的長(zhǎng)期中性的說(shuō)法不是準(zhǔn)確的。

(2)從短期來(lái)看,M2與通貨膨脹率之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系,本期的M2的增量對(duì)CPI起到正相關(guān)的關(guān)系,同時(shí)本期的通貨膨脹率對(duì)下一期的通貨膨脹率也有正的影響。然而,較為奇怪的是誤差修正系數(shù)為-2.16948,絕對(duì)值很大,這表明短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的程度很高,它們的波動(dòng)幅度很大。

綜上所述,我國(guó)的通貨膨脹率仍是一種貨幣現(xiàn)象,但并不像弗里德曼所說(shuō)的貨幣是中性的。廣義貨幣供給量M2與通貨膨脹之間有顯著的長(zhǎng)期均衡關(guān)系,也就是說(shuō)如果國(guó)家要控制通貨膨脹主要應(yīng)該控制準(zhǔn)貨幣(定期存款,儲(chǔ)蓄存款及其他存款),其中提高定期存款利率以及增加法定存款準(zhǔn)備金是比較可行有效的辦法。

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