通货膨胀特征范文

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篇1

近些年，中国宏观经济运行出现了一系列的新现象。这些现象集中表现在经济增长、通货膨

胀、货币供应量与就业等变量的关系上，它们之间的变动，西方传统的经典理论已经难以对其进行解释，因此研究中国经济问题迫切需要新的方法和视角。如滞胀(Stagflation)是西方国家在20世纪70年代至80年代中期所发生的经济综合症。它的主要特征是通货膨胀与经济停滞并存。而在2006年，中国经济实现10．7％的增长速度，居民消费价格上涨1．5％，延续了自2002年以来高增长、低通胀的增长态势。在任何稍有经济学常识的人看来，滞胀是中国经济最不可能发生的事情。因为在传统经济理论中，“滞胀”是指物价上涨较快，一般超过5％或者更高，但经济增长缓慢，甚至出现负增长和经济衰退，而这些现象与目前中国经济运行的特点恰好相反。但是，经济停滞与物价上涨是成熟的市场经济国家出现“滞胀”问题的典型特征，在不同国家或者在同一国家经济发展的不同阶段，“滞胀”问题可能呈现不同的特征。①我国的经济增长与通货膨胀正体现出一种非典型的滞胀。这种非典型滞胀有以下两个特征：经济高速增长，但就业增长缓慢，也就是说，经济增长并没有带来显性就业；经济高速增长中出现的资本存量和收入流量结构的严重失衡，这种经济结构失衡表现为，高资产值行业的资产价格迅速上涨，部分行业出现通货膨胀的同时，另一些行业出现紧缩，从而收入分配差距扩大，导致长期增长的有效需求不足，最终将导致经济增长速度的减缓。

二、经济增长与通货膨胀：典型的滞胀研究

关于滞胀特征的研究，存在两种思路。一种思路是，经济增长与通货膨胀的相互影响和作用。另一种思路则根源于货币数量论。而经济增长与通货膨胀的文献，部分地主要研究，通货膨胀对经济增长到底是促进作用、还是促退作用、甚或是中性论。另一部分文献则研究经济增长对通货膨胀的作用。以弗利吉斯、西尔斯(Seers)、贝尔、泰勒等人为代表的结构主义者从20世纪60年代初至80年代，先后提出了通货膨胀有利于促进经济增长的观点；以坎普斯、哈伯格、沃格尔和蒙代尔等人为代表的反通货膨胀主义者认为通货膨胀对经济增长起消极影响作用，他们将通货膨胀必然会导致阻碍经济增长的低效率现象，称之为“通货膨胀扭曲论”；以卢卡斯等人为代表的理性预期学派则认为，当政策效应被人们事先预期时，通货膨胀政策对经济的实际产量不会产生任何效果。

为了验证通货膨胀到底对经济增长起什么样的作用，W・琼、P・J・马歇尔(1986)运用56个国家或地区的数据对此进行了经验检验。[1](10)经验的结果，只有埃及和乌拉圭两国通货膨胀与经济增长成正相关关系，其余国家和地区都表现为负相关或者不相关。从验证的结果上看，似乎是“促退论”和“中性论”占据了上风，但事实并不如此简单。②［2](145-161)其实，之所以得出了这样的经验结论源于这种验证的理论模型上的假定前提。

在许多研究经济增长对通货膨胀率作用的文献中，如Fuhrer(1995)、[3](41-46)Gordon(1997)、[4](11-32)Staiger、Stock and Watson(1997)，[5](33-49)均采用随机游走表示通货膨胀的预期，即假定厂商对价格的预期等于上一期实际价格水平。假定在一个封闭经济中，则通货膨胀率就等于国内产品价格变化率，即π=p,πe=pe，进一步假定人们对通货膨胀的预期等于上一期实际通货膨胀率，即πe=π-1。这样通货膨胀与经济增长可以表示为：

π-π-1=F(g-g*),F′＞0,F(0)=0 (1)

其中g为实际经济增长率，g为自然失业率下的经济增长率。(1)式表明，通货膨胀变化率是经济增长缺口的增函数。

陈玉宇、谭松涛(2005)用我国1990年第1季度至2004年第2季度的季节时间序列，依据上述理论推出一个自回归模型对该理论进行了经验验证，得出的结论是经济增长与通货膨胀率正相关关系，当自然失业率下的经济增长率既定时，经济增长率的波动幅度越大，通货膨胀率的增幅越大。且测算出中国当时的稳定通货膨胀的经济增长率是9．8%。[6](23-33)另外，在10%的置信度范围内，中国的稳定通货膨胀的经济增长率在6．6%―13%。按照这种研究方法判断，如表1，中国经济近年的实际增长率均在10%左右，正是处在稳定通货膨胀率的经济增长率范围内。因此，可以说在目前的中国，是不可能存在滞胀的。

从这些研究看来，目前的中国经济并不存在滞胀。同样或者类似的方法与结论也可以在国外文献中找到。但是，这类经验研究忽略的一个事实是，在现在的理论框架下，实际GDP(RGDP)是根据名义GDP(NGDP)指标减去国民收入平减指数获得的，而由于平减指数很难统计，各国一般以通货膨胀率替代这一平减指数来计算实际GDP，即Ln(RGDP)=Ln(NGDP)-π。这样一来，实际RGDP与通货膨胀率之间存在正相关，还是负相关关系，甚或是不相关的。都应该视为正常现象。要说明这个问题，我们需要一个新的分析框架。鉴于本文着重分析中国宏观经济增长的非典型滞胀特征，这里不展开论述。③但是，我们结合M2和M1的增长率缺口，可以先得出一个直观的判断。

按照货币数量论，MV=PY，取对数我们有：

LnM+LnV=LnP+LnY (2)

如果假定在短期内，货币流通速度为既定常数，那么由(2)可以近似的得到这样一个推论：货币供应量增长率缺口=通货膨胀缺口+实际GDP增长率缺口

但很明显，由表1我们可以看到，实际GDP增长率缺口与通货膨胀率缺口之和与货币供应量增长率缺口并不存在这样近似的数量关系。以2005至2006年为例，经济增长率缺口与通货膨胀率缺口之和，就要远远大于货币供应量增长率缺口。

三、非典型滞胀特征I：高增长与低就业

所谓非典型滞胀特征，首先是源自分析方法和视角的不同。典型的经济增长与通货膨胀的分析，通常关注的经济增长率高低和通货膨胀率高低之间的关系。而本文所使用的方法，是一种基于实物与货币的二元经济背离的分析方法，或者称纯货币经济分析方法(刘骏民、伍超明，2004；柳欣，2006)。[7](26-41)这种实物与货币的二元经济背离的分析方法，是可以从马克思的社会关系的分析方法中找到根源的。总的来说，非典型滞胀特征的研究，首要的就是要摒弃诸如实际GDP这样的概念，从完全名义的、货币量值的变量间探索滞胀这一经济现象的本质特征。[8](60-69)下面我们就用这种方法来分析中国宏观经济增长与通货膨胀中的非典型滞胀特征。

经济增长和就业的关系，一致的看法是经济增长能够带动就业增加，提高经济增长与发展速度就是解决失业问题的关键。但是，近年来，发生在中国的现实是，经济的高速增长与失业问题的日益严重同时出现(龚玉泉、袁志刚，2002)。[9](35-39)国内很多学者为寻求这个问题的答案，从各个角度进行了研究。

李红松(2003)从技术进步引起的不同的就业弹性分析了其对经济增长与就业的影响。李红松认为，技术越是进步，产业结构越是向资本密集型调整，而资本密集型产业的就业弹性很低，不利于解决失业问题，因此，在比较与发达国家的产业结构比重之后，提出要提高第三产业在中国经济中的权重，这样才能有效地实现就业弹性的提高；[10](23-27)蔡、都阳、高文书(2004)使用三角模型(Triangle Model)对通货膨胀进行了经验估计，针对“高增长、低就业”现象，他们认为，反周期的宏观经济政策对自然失业率作用不显著，这类政策的作用主要体现在周期性失业方面。因此，宏观经济政策的方向应该是完善劳动力市场机制，推动高就业产业发展；[11](18-25)郭军、刘瀑、王承宗(2006)将中国的就业结构、产业结构与不同收入水平的国家进行了比较，数据显示中国第一产业占国内生产总值的比重大致与泰国相当，第二产业占国内生产总值的比重高过了美国，而第三产业不仅低于下中等收入国家，甚至低于低收入国家，如孟加拉国。因此，文章的最终的结论是，在调整总体产业结构的基础上改善就业水平，其主要的目标也是发展劳动密集型产业。[12](24-31)

上述研究无疑深切了解了高速经济增长下的低就业问题的原因和对策。但是，“高增长、低就业”之所以作为非典型滞胀的一个显著特征，是因为其关系着中国宏观经济的总体运行。所以，对了增长与就业问题的研究仅仅从问题的本身出发是不够的。因为，从国际比较看，中国目前的失业率在同等收入水平的国家中，并不是高的，见表2。就业问题之所以成为中国宏观经济总体运行的关键，是因为就业率直接关系到工资收入占GDP的比重，而后者决定了收入流量在工资与利润之间的分配。

从货币经济的视角来看，我国长期以来实行“低工资、高就业”政策，维持了较高的就业率，也积累了相当多的富余人员，但是更为深刻的影响还是造就了目前收入分配差距日益扩大的局面，收入流量向富人手中集中。另外，随着劳动力市场的建立与完善，劳动力就业逐步市场化，企业拥有了用人自，近年来，向社会集中排放了大量富余人员。就业政策转变导致就业弹性水平阶梯式下降，而与此同时工资水平却由于失业的压力仍然持续在一个很低的水平，这就更进一步地恶化的收入流量失衡的格局。此外，改革开放以来,我国一直实施以增长速度为主要目标的发展思路，为了实现经济的高速增长，固定资产投资保持了相当高的增速，生产领域中资本有机构成提高的速度越来越快，而资本有机构成越高，资本对劳动的替代作用越明显，完成单位产出所需的劳动力数量就越少。在技术上的资本对劳动的替代，必然在货币流量上表现为，货币收入更多的成为利润，更少地成为工资。关于这一点就涉及到了非典型滞胀的第二个特征―资本存量与收入流量的失衡。

四、非典型滞胀特征II：资本存量与收入流量的失衡

从1978―2006年以来，中国经济近三十年以持续10%左右的速度增长。但是，这种增长速度一直是建立在政府的高投资率上。根据世界银行资料，2000年，我国资本形成总额对GDP增长的拉动率为1．82%，2003年这一比率上升为8．1%，2000年最终消费对GDP增长的拉动率为5．19%，2003年这一比率下降为3．43%。而同期，与我国发展水平相当的国家（即人均收入在1000美元左右）：菲律宾、印度尼西亚的资本形成总额对GDP增长的拉动率分别从2．39%下降到1．07%、2．23%下降到－0．16%。而这两个国家的最终消费支出的拉动率分别从3．28%上升到3．75%、1．60%上升到3．61%。由此可见，目前我国投资率大大高于世界平均水平，也明显高于各主要发达国家和发展中国家水平。而我国目前消费率不仅大大低于世界平均水平，而且也明显低于发展中国家的平均水平。

与此同时，为了缓解高速经济增长与低就业的矛盾。政府大力推动劳动密集型的服务业的发展，这样做虽然在一定程度上提高了就业率。但是，由于劳动密集型服务业的工资收入偏低，进一步恶化了资本存量与收入流量的矛盾，从而最终导致长期有效需求不足。

以国有企业及规模以上非国有企业为例，考察1998年以来，国有企业及规模以上非国有企业的资产原值，我们会发现，尽管1998年之后经济经济增长放缓，但企业的资产原值却一路上升。从1998年的64832亿元，增至2003年的105557亿元，2005年末则达到143144亿元，比1998年整整增长了一倍多。实际上，这一阶段经济投资增长率有所下降，而国家财政投资和相应的银行配套资金主要被用于基本建设支出，才促成了企业资产值的增加。

企业的资产值增大，必然造成折旧和利息的支出成本，相反却可能挤压工资收入的比重。相反，从1998年以来，以国有企业为例，国有企业的职工工资总额的增长速度却呈现下降的趋势，而利润增长率均远远高于工资增长率(见上图)。1998年的增长率为8%，但之后连续下降，2003年，2004年，2005年的增长率分别为7．1%，6．7%,6．5%。这和名义GDP的增长和企业资产值的上涨对比明显，充分暴露了宏观经济运行中资本存量和收入流量比例的失调。

资本存量与收入流量的失衡，导致资金流向高资产值的行业，从而收入差距进一步扩大。这样一来，消费需求对经济增长的贡献率越来越低，也就是说经济增长对固定资产投资的依赖程度越来越高，这种现象发展下去，必然导致长期有效需求不足，经济结构失衡和经济增长停滞。

五、小 结

目前，非典型滞胀特征已经成为制约中国宏观经济总体运行的关键。综上所述，非典型滞胀特征，其实是对中国宏观经济增长中的结构发展不平衡的一个全新视角的高度概括。它包括或者表现为：

(1)高增长、低就业。经济高速增长对投资的依赖，导致高资产值的行业迅速增长，但由于这些行业的就业弹性低，而这些行业又构成中国经济增长的主要动力，从而直接导致在总的宏观经济高速增长的同时的低就业率。

(2)资本存量与收入流量的失衡。一方面，为提高就业率所采取的发展劳动服务业的产业政策，是以“低工资、高就业”为依据的，因此，这些政策在提高就业率的同时，工资收入占GDP的比重逐年降低，而利润占GDP的比重相应的越来越高；另一方面，工资收入占GDP比重降低，消费需求对经济增长的拉动率下降，所以经济增长进一步依赖于投资需求。也正是因为，对于投资需求的畸形依赖，在长期，必然会导致有效需求不足，经济增长停滞。

注 释：

①“滞胀”在不同经济发展阶段，其宏观经济运行呈现不同的特征，在西方发达国家表现为典型的经济停滞和通货膨胀，在日本表现为经济停滞和通货紧缩，而在我国表现为经济快速增长和温和的通货膨胀。

②巴罗就曾指出，通货膨胀率和经济增长率之间是否存在显著的影响关系和影响方向，目前尚无定论(Barro,1996)。

③简单的说，就是应从凯恩斯的货币经济分析出发，用名义GDP指标替代根本不存在的实际GDP指标作为分析的基础。货币供应量的增长率缺口 (在长期如果货币流通速度既定)，应近似于名义GDP的增长率。

主要参考文献：

［1]W・琼、P・J・马歇尔．通货膨胀与经济增长：关于促进论者和促退论者见解的国际论证［J]．经济学译丛，1987(10)．

［2]Barro.R.J., Inflation and Growth,

Federal Reserve Bank of St. Louis Review, 1996, (78)

［3]Fuhrer, Jeffrey C. 1995, The Phillips Curve is Alive and Well, New England Economic Review of the Federal Reserve Bank of Boston, March-April.

［4]Gordon, R. 1997, The Time Varying NAIRU and Its Implications for Economic Policy, The Journal of Economic Perspectives, 11(1).

［5]Staiger, D., J.Stock and M.Watson.,1997, The NAIRU, Unemployment and Monetary Policy, Journal of economic Perspectives, 11(1).

［6]陈玉宇，谭松涛．稳态通货膨胀下经济增长率的估计［J]．经济研究，2005(4)．

［7]柳 欣．经济与中国经济［M]．北京：人民出版社，第1版，2006．

［8]刘骏民，伍超明．虚拟经济与实体经济关系模型［J]．经济研究，2004(4)．

［9]龚玉泉，袁志刚．中国经济增长与就业增长的非一致性及其形成机理［J]．2002(10)．

［10]李红松．我国经济增长与就业弹性问题研究［J]．财经研究，2003(4)．

［11]蔡日方，都 阳，高文书．就业弹性、自然失业和宏观经济政策――为什么经济增长没有带来显性就业［J]．经济研究，2004(9)．

［12]郭 军，刘 瀑，王承宗．就业发展型经济增长的产业支撑背景研究［J]．中国工业经济，2006(5)．

China’s Economic Growth and Inflation:

Non-typical Stagflation Characters

篇2

基金项目：天津市哲学社会科学研究规划资助项目，TJJL10-276。

贫困问题的存在不论是对居民自身还是对国家的宏观经济发展而言，都是极其不利的。在20世纪90年代以前，中国的贫困问题一直被认为是属于农村问题。世界银行1987年对中国贫困问题进行的研究表明，中国城市地区的贫困发生率仅为0.4%，而农村地区的贫困发生率却高达12.4%。然而，进入90年代以后，随着社会主义市场经济体制改革的逐渐深入，特别是经济结构的调整和国有企业改革的深化，下岗失业人数不断增加，我国城市贫困问题日益凸显，很多城市人口陷入贫困之中。

近几年，我国一直处于较高的通货膨胀之中，而物价上涨过程中，构成价格的各要素上涨速度是不同的，且工资的上涨速度要远小于利润的上涨速度。在边际消费倾向递减规律的作用下，城市贫困问题的加剧必将导致社会总体消费水平的下降，进而导致我国国内有效需求不足，影响经济的快速平稳发展。

天津市是我国四大直辖市之一，滨海新区的开发开放带动天津市经济快速腾飞，使天津逐渐成为北方经济发展的龙头。分析研究天津市城市贫困的规模和特征，并在此基础上研究其成因并提出解决对策，对于保持天津市的迅猛发展态势，提高人民生活水平尤为重要。本文将首先对天津市城市贫困的特征进行深入分析，其成因和解决对策的研究将在后续研究中展开。

一、天津市城市贫困的绝对规模

我们用民政部门的城市居民最低生活保障覆盖人数来统计城市绝对贫困规模，用户籍人口绝对贫困发生率来代替城市绝对贫困发生率，其数值等于城市居民最低生活保障覆盖人数除以市区户籍人口数。

截止至2013年末，我国城市居民最低生活保障覆盖人数为2064.2万人，全国城市低保平均标准为373元/人、月。天津市城市居民最低生活保障覆盖人数为16.04万人，约占全国城市总贫困人口的0.78%，天津城市低保标准为600元/人、月。可见，相对于全国而言，天津市的城市绝对贫困规模并不大，城市低保标准也相对较高，但这并不能说明天津市的城市贫困问题不严重。

纵向来看，2010年，天津市城市居民最低生活保障覆盖人数为18.3万人，市区户籍人口数为807.02万人，其贫困发生率为2.27%；2011年，天津市城市居民最低生活保障覆盖人数为17.95万人，市区户籍人口数为816.3万人，其贫困发生率为2.20%；2012年，天津市城市居民最低生活保障覆盖人数为16.64万人，市区户籍人口数为812.5万人，其贫困发生率为2.05%；2013年，天津市城市居民最低生活保障覆盖人数为16.04万人，市区户籍人口数为821.7万人，其贫困发生率为1.95%。可见，虽然在天津市政府积极推进就业扶持和社会救助等多方面努力下，天津市的城市绝对贫困发生率正在逐年下降，但仍在2%左右，绝对规模不小，需要采取进一步措施来解决。

二、天津市城市贫困的相对程度

城市贫困问题既包括绝对贫困，又包括相对贫困，相对贫困反映的是收入差距问题。收入差距越悬殊，说明社会财富越集中在少数高收入者手中。在边际消费倾向递减规律的作用下，这必然会导致社会总体消费水平的下降和有效需求的不足，影响经济的发展。

我们利用洛伦茨曲线计算基尼系数来反映天津市城市贫困的相对程度。洛伦茨曲线把居民家庭户数累计百分比与居民收入累计百分比联系起来，以揭示收入分配的平均程度。基尼系数等于洛伦茨曲线与对角线围成面积除以绝对不平等折线和绝对平等对角线围成的三角形区域的面积。因此，当实际曲线越接近于对角线时，基尼系数数值越小，表示收入的分配越平均；反之离开对角线越远，基尼系数数值越大，则表示收入分配越不平均。

我们利用2013年天津市家庭年人均收入分七组抽样调查的结果数据绘制洛伦茨曲线。

利用这种方法，我们还可以计算出2010-2012年天津市的城市基尼系数，分别为0.45、0.44和0.43。

由此可见，虽然天津市的城市基尼系数在逐年递减，但是仍然高于0.4，属于世界上公认的收入分配有明显差距的层次，城市贫困问题严重，迫切需要深入分析其产生的原因，并且有针对性地采取有效措施。

三、通货膨胀背景下天津市城市贫困的消费特征

2012天津市城市居民家庭人均消费性支出20024.24元，其中居于前三位的分别为食品支出，占比36.67%；交通与通信支出，占比15.4%；娱乐、教育、文化服务支出，占比11.26%。同期，全市收入最低的10%家庭人均消费性支出9351.55元，仅为平均水平的46.7%，其中居于前三位的为别为食品支出，占比48.45%；娱乐、教育、文化服务支出，占比10.06%；居住支出，占比9.87%。与人均可支配收入相比，贫困家庭的收支基本相当，处于低水平的大致平衡，收入略大于支出，积蓄非常有限，基本上是以量入为出的原则维持基本生活。

进一步研究表明，近年来天津市贫困家庭消费支出呈现出明显两个特点：

（一）受通货膨胀影响，贫困家庭的恩格尔系数逐年提高

2010-2012年，天津市居民家庭最低收入户的恩格尔系数分别为46.28%，46.41%和48.45%。虽然从整体上看，最低收入家庭的恩格尔系数介于40%-50%之间，已经达到了小康水平。但是，由于近年来物价的上涨，特别是食品类价格上涨过快――2010年天津市食品类商品价格同比上涨8%，2011年同比上涨11.4%，2012年同比上涨6.4%，――必然导致用于食品类商品的支出大幅度提高，从而拉高恩格尔系数，这说明贫困家庭的生活水平在下降。

篇3

一、引言

深入分析我国总体价格水平的动态特征对于我国货币政策的制定与实施是至关重要的。对于总体价格水平的运行特征的刻画，文献中通常从其波动聚集性、预期不确定性、“长记忆性”和持久性等几个方面进行研究，前三方面国内研究已经相对丰富，对于通货膨胀持久性的研究相对较少，而且，通货膨胀的持久性与货币政策的实施效果密切相关，因此本文将研究通货膨胀的持久性这一特征。

通货膨胀持久性（Inflation Persistence），也称通货膨胀惯性，是指通货膨胀在遭受随机扰动因素冲击后，通货膨胀偏离其均衡状态所持续的时间长度。通货膨胀持久性越高，货币政策的滞后时间就越长，此时货币政策对越难物价波动发挥作用。在这种情况下，央行在稳定产出波动和控制通货膨胀这两个目标时赋予控制通货膨胀更高的权重，政府要达到既定政策目标的社会成本就会越大（Fuhrer，1995）。

二、数据与模型设定

（一）数据

代表通货膨胀程度的指标通常有居民消费价格指数（CPI）和商品零售价格指数（RPI）。本文选取2000年第一季度至2011年第一季度的季度CPI与RPI同比数据，季度数据采用的是月度数据的平均数。本文运用31个省、直辖市、自治区的面板数据。同时对数据进行了X-12季节调整。数据来源于中经网统计数据库。

（二）模型设定

国内对于通货膨胀持久性的研究大部分是基于非结构化的通货膨胀持久性模型，为了与以往的研究相一致并且跟以往的研究比较，本文设定通货膨胀持久性的模型为：

πit=α1+ρπit-1+■φkΔπit-k+uit2≤t≤T

{1}

其中Δπit-k＝πit-k-πit-k-1，ρ即为通货膨胀持久性。

本文采用系统GMM估计通货膨胀持久性的动态面板数据模型，不过参数估计是否有效依赖于工具变量的选择是否有效，本文根据两种方法来识别模型设定的有效性：（1）检验扰动项是否序列自相关，其零假设为差分后的残差项不存在二阶序列相关，如果不能拒绝零假设即AR（2）的值大于0.1，则说明估计是有效的；（2）用Hansen检验识别工具变量的有效性，其零假设为过度识别检验是有效的，若不能拒绝零假设就意味着工具变量的设定是恰当的。

三、通货膨胀持久性的实证估计

本文采用系统GMM法对31个省、直辖市、自治区的CPI数据与RPI数据进行估计。

系统GMM估计的结果显示我国通货膨胀的CPI与RPI序列的持久性分别为0.8200和0.8532。与我国学者（张成思（2007）；杨碧云等（2009））的研究结论相一致，即我国的通货膨胀持久性相对较高。模型设定的有效性有两种检验结果：AR（2）的值均大于0.1，不能拒绝差分后的残差项不存在二阶序列相关的零假设，说明随机扰动项uit不存在序列自相关；Hansen检验的值表明不能拒绝过度识别检验是有效的零假设，说明工具变量的设定是恰当的，这表明本文的模型的设定是有效的。

四、结论

本文运用我国31个省、直辖市、自治区的动CPI与RPI数据建立动态面板回归模型，采用SGMM的方法估计我国的通货膨胀持久性，结果显示，我国的通货膨胀无论是CPI还是RPI均表现出较高的持久性（相对于Pivetta&Reis（2007）；Vaona&Ascari（2007）等的研究）。

Benigno（2004）的研究指出，央行在制定货币政策时，应该根据通货膨胀持久性在稳定产出与控制通货膨胀之间赋予不同权重，高通胀持久性时赋予控制通货膨胀更大的权重，而低通胀持久性是应适当降低控制通货膨胀权重，从而避免社会福利损失。这一观点是很好理解，因为如果央行不考虑通胀持久性水平而对不同时期采取同样的货币政策，那么高通胀持久性的时受到货币政策的冲击的影响就会持续更久，而低通胀持久性时则正好相反。因此本文的研究结果表明我国央行在制定货币政策时需要考虑不同时期的通胀持久性差异。这样才能使货币政策能更好的调节国内经济情况。

参考文献：

1、Fuhrer,G Moore.Inflation Persistence[J].Quarterly Journal of Economics,1995(109).

2、杨碧云,易行建,周义.中国通货膨胀持续性估计及其货币政策启示[J].经济经纬,2009(5).

3、苏芳.中国通货膨胀持续性时变特征及其来源分析[J].云南财经大学学报,2010(5).

篇4

二 、通货膨胀监测预警定量指标的构建

根据我国通货膨胀的影响因素，采用因子分析方法构建通货膨胀监测预警定量指标。

（一）数据处理

在国际因素方面，本文选取国际原油价格（oil）、人民币兑美元汇率(e)、外汇储备（fer）。在国内因素方面，选取固定资产投资（FAI）、shibor同业拆借利率（i）、上证综合指数月度收盘价（stock_sh）、粮食价格指数(cpi_corn)、肉禽及其价格指数（cpi_pork）。本文使用数据采用月度数据，时间跨度从2006年10月―2010年12月，国际石油价格来自OPEC网站，股票价格指数来自国研网，其他数据来自中经网。

（二）通货膨胀监测预警定量指标的构建

因子分析（FA）是主成分分析的推广，相对于主成分分析，因子分析更侧重于解释被观测变量之间的相互关系或协方差之间的结构。实质就是用几个潜在的但不能观察的互不相关的随机变量去描述许多变量之间的相互关系（或协方差关系），这些随机变量被称为因子。本文采用因子分析法构建通货膨胀监测预警指标。其中因子提取方法采用主成分法，选择方差最大旋转方法进行因子旋转，采用回归法计算因子得分。输出结果如表1。

表1因子载荷阵

由表1可知，因子旋转之前，部分因子的载荷系数比较接近，旋转之后，因子载荷矩阵的元素取值向两级分化，更加有利于分析。依据旋转后的因子载荷矩阵得到两个影响通货膨胀水平的因子F1和F2。

从旋转后的分子载荷矩阵中可以看出，F2在国际原油价格、利率、股票价格指数、肉禽及其制品价格指数上拥有较高的载荷，而这些因素是影响当前的通货膨胀的主要原因，因此，F2反映了各个具体因素及其综合作用对通货膨胀的影响，可以作为通货膨胀监测预警定量指标。

（三）CPI与F2的关系

在样本区间，将F2的因子得分与CPI标准化数据的历史趋势进行比较，结果如图1。

图1

由图1可知，在样本观测期间，F2很好地拟合了标题通货膨胀趋势，具有基本上相同的波动幅度、波峰与波谷，并且F2的变化总是快于标题通货膨胀的变化，对标题通货膨胀具有一定的预测能力。

（四） F2作为通货膨胀监测预警定量指标的有效性研究

1. F2的波动性特征比较

作为通货膨胀监测预警定量指标，不应该具有很强的波动性特征。表1中列出了样本观测期间F2的波动性特征，并且与标题通货膨胀进行比较。由表2可以看出，F2的波动性在可以接受的范围之内，波动性比较稳定。

表2波动性特征比较

2.F2对通货膨胀的解释能力检验

作为通货膨胀监测预警定量指标，要求F2能够完全解释总体通货膨胀πt中的趋势成分。xt=πt-f2是平稳序列，其中Xt是短期相对价格变化导致的F2的波动，Xt应该是一个平稳的序列，不应该有任何的趋势。表3中列出了样本观测期间F2短期波动成分的ADF检验结果。

表3解释能力的检验

检验结果表明，Xt在1%的水平下拒绝原假设，可以确定Xt是平稳序列，即Xt ~I（0）说明F2能够完全解释总体通货膨胀πt中的趋势成分。

3. F2反映通货膨胀变化趋势的比较

F2拟合标题通货膨胀趋势的程度可以作为评价有效性的又一指标，首先计算通货膨胀的趋势值，利用HP滤波得到通货膨胀的趋势值，然后计算F2因子的RMSE值。RMSE={[ΣTt=1（πttrend-f2）2]/T}1/2，RMSE越小，说明F2的拟合效果越好，更加能够准确地反映通货膨胀的变化趋势。计算得到F2的RMSE值为0.871261，说明F2对通货膨胀的变化趋势有很好的拟合效果。

4. F2与标题通货膨胀的协整关系

通货膨胀监测预警定量指标应当与标题通货膨胀具有长期的均衡关系，才可以成为长期指标被应用，新增数据才不会导致历史估计结果发生改变。本文采用协整检验观察估计得到的F2与标题通货膨胀的均衡关系。协整检验结果如表4，表明F2与标题通货膨胀至少具有1个协整关系，两者具有长期的均衡关系。

表4协整检验

注：加“*”表明在5%的显著水平下拒绝原假设。

5. F2的预测能力的检验

通货膨胀监测预警定量指标的重要意义是在于对标题通货膨胀的预测能力，判断核心通货膨胀预测能力的依据是给定当前的标题通货膨胀基础上，考察F2包含多少关于未来标题通货膨胀的信息。利用方程πt+h-πt=αh+βh（πt-f2）+εt+h的回归平方和来评价模型估计得到的核心通货膨胀的预测能力。表5中给出了6种计算方法计算得到的F2的R2值。

表5预测能力的检验

由表5可以看出，随着h的增大，R2值有所增加，说明F2作为通货膨胀监测预警定量指标在h=2及更大比h=1对标题通货膨胀的预测能力更好一些，F2在一定程度上可以作为通货膨胀的预测指标。

三、结论

篇5

中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2011）09-0005-04

2011年第一季度以来，中国的通货膨胀压力不断加大，有关专家预计今年的通货膨胀会超过5%[1]。目前，经济学界对中国经济是否进入“滞胀”出现了前所未有的激烈争论[2]-[4]。面对这种情况，笔者认为，搞清楚中国通货膨胀的原因，并合理引导通货膨胀理性回归，已成为当前的迫切需要。因此，本文通过菲利普斯“三因素”模型探讨了中国通货膨胀的原因，指出了当前增加产出的必要性。

一、通货膨胀形成机制及其“三因素”度量

自从Phillips在1958年提出菲利普斯曲线以来，通货膨胀的形成机制得到了完善和发展。Friedman和Phelps把预期引入了菲利普斯曲线，使通货膨胀的影响因素包括过度总需求和通胀预期两个方面。对此，Gordon认为，通货膨胀不仅受需求因素的影响，还受供给因素的制约。因此，需求因素、供给因素和通胀预期就成为了通货膨胀来源的三个主要方面，也构成了“三因素”模型的理论雏形。

（一）通货膨胀形成的需求因素

Samuelson和Solow通过修正的菲利普斯曲线最先度量了通货膨胀的需求因素。他们用通货膨胀率与失业率间的关系替代了货币工资变化率与失业率间的关系，后又结合反映产出变化与失业率之间关系的奥肯定律，确定了通货膨胀率与产出变化之间的关系。由于凯恩斯主义强调通过调节总需求来影响产出变化，所以，产出的变化就界定了通货膨胀形成的需求因素。

奥肯定律中产出的变化由GDP缺口表示，它是一个地区一段时间内实际GDP与潜在GDP之间的差距，并通过公式：（实际GDP-潜在GDP）/潜在GDP计算得到。该值越大，通货膨胀越强。目前，有二种方法可以得到上式中的潜在GDP，一是生产函数法，二是指标法。由于生产函数法需要涉及实际就业的劳动数量，而在中国仅登记城镇失业人口，所以用此方法估计中国潜在GDP存在难度。指标法主要是通过滤波技术分离产出中的趋势项和扰动项，并将趋势项作为潜在产出的一种方法。尽管这种方法由于缺乏理论基础而至今仍受争议，但仍受到多数研究者的喜爱[5]。本文亦采用指标法，即通过Eviews软件中的HP滤波分离出潜在产出。

（二）通货膨胀形成的供给因素

通货膨胀形成的供给方面，是指在没有超额需求的情况下，由于供给方面成本的提高所引起的一般价格持续和显著的上涨。供给因素的主要来源是国际市场供给价格和数量的变化、农业的丰欠以及劳动生产率变化。一般分为“工资推动”和“利润推动”两个方面。由于中国并不存在农村从业人员的工资统计，且利润并非完全公开，所以目前并没有十分合适的反映通货膨胀供给因素的替代变量，学者们对于通货膨胀供给因素的指标选取也是见仁见智[6]。笔者认为，由于2005年以来中国通货膨胀都以农产品价格提高为显著特征，并且农产品价格多是其他商品的生产成本，因此，本文采用全国农产品价格指数来度量通货膨胀形成的供给方面的原因。

（三）通货膨胀的预期因素

通货膨胀预期是指公众对于未来通货膨胀的一种主观判断，目前度量通货膨胀预期存在以下几种方法：一是通过期货市场价格变化来预期未来商品价格的变化；二是计量方法，通过带有滞后项的菲利普斯曲线进行回归；三是问卷调查法。由于中国期货市场仅包括菜籽油、小麦、棉花、白砂糖、玉米、黄大豆、豆粕和豆油等共计13个品种的农产品，并且在中国CPI指数的构建中，食品比重从未超过40%。因此，通过期货市场测量中国的通货膨胀预期的方法并不适用。另外，卢卡期批判使得通过计量方法来测量通货膨胀预期也举步维艰。所以，各国目前普遍采用问卷调查的方法。在中国，人民银行通过《居民问卷调查系统》每个季度一次未来物价预期指数。本文对该数据进行整理，形成通货膨胀预期指数变化率以反映通货膨胀预期的变化。

二、通货膨胀与其“三因素”的运行特征

（一）通货膨胀与GDP缺口

通过比较中国通货膨胀与GDP缺口的的运行趋势，可以发现，通货膨胀与GDP缺口具有相同的运动趋势，只是通货膨胀的变化滞后于GDP缺口变动（见图1）。如GDP缺口在2007年第二季度达到2.2%的高点后，由于受到金融危机的影响而逐渐减小，并在2009年第一季度达到-4.4%的低点。与此相对应，通货膨胀在2008年第一季度达到了8%的高点后回落，并在2009年第二季度到达了-1.5%的低点。可见，通货膨胀的变化滞后了GDP缺口两个季度左右。为了进一步确定二者之间的关系，我们对通货膨胀与GDP缺口及其1~5期滞后进行了相关性检验，见表1中的“相关性一”。结果表明，通货膨胀与GDP缺口同期相关性最强，并且随着GDP缺口滞后增加相关性逐渐减弱，这与上述的推断产生了出入。为了解释这个问题，我们进一步观察了二者的散点图矩阵①。不难发现，GDP缺口的滞后二期、三期及四期与通货膨胀的散点图线性程度较强，仅是因为出现了部分异常点，所以总体相关系数才较小。由于该组异常点的通货膨胀值均小于0，因此，本文在去掉通货膨胀小于0的样本点后，对通货膨胀与GDP缺口及其各期滞后再次进行了回归，见表1中的“相关性二”。结果显示，此时GDP缺口及其各期滞后与通货膨胀的相关性系数分别为0.52、0.47、0.55、0.51等，证明了GDP缺口滞后二期左右与通货膨胀相关性最强的推论。并且，通过两个相关性检验的对比可得出以下两个结论：一是当且仅当通货膨胀大于零时，GDP缺口滞后二期才会对通货膨胀形成显著冲击；二是当通货膨胀小于零时，GDP缺口与通货膨胀的关系会发生逆转，即呈现负相关。

（二）通货膨胀与农产品价格指数变化率

通货膨胀与农产品生产价格指数变化率亦具有相同的变化趋势（见图1）。全国农产品生产价格指数在2008年第一季度达到了25.5%的高点后，受金融危机影响转而向上，在2009年第一季度达到了-6.6%的低点，整个波动周期与通货膨胀周期完全吻合。可以推测，二者同期线性程度最强。为了进一步确定二者关系，对二者进行相关性检验（见表2）。结果显示，通货膨胀与农产品价格指数变化率当期及滞后一期的相关系数为0.92和0.93，以后依次递减。表明了通货膨胀与农产品价格指数变化率同期和滞后一期的相关程度最强，并且同向变化。

（三）通货膨胀与通货膨胀预期

自从Friedman和Phelps把通货膨胀预期引入到菲利普斯曲线以来，通货膨胀预期一直是与通货膨胀密不可分。在图1中可以发现，中国通货膨胀周期在2008年第一季度达到了8%的波峰，在2009年第二季度达到了-1.5%的谷底，至今一直缓慢上升。中国通货膨胀预期变化的周期是，在2007年第二季度达到了波峰，在2009年第一季度进入谷底，并在2010年第一季度达到了新的波峰后，至今一直向下。通过对比发现，二者变化趋势一致，仅是通货膨胀预期的变化趋势领先于通货膨胀的变化。如通货膨胀预期变化的上次波峰领先通货膨胀的波峰三个季度，而上次波谷领先一个季度。因此，可以预见，通货膨胀会滞后于通货膨胀预期两个季度左右。通过相关性检验，发现通货膨胀预期的滞后一期、二期及三期分别为0.64、0.63和0.55，具有相对较强的相关性。

三、通货膨胀的“三因素”模型

根据Friedman附加预期的菲利普斯曲线，通货膨胀是失业率与通货膨胀预期的加权，即满足：

?仔=?仔t*-b（ut-u*） b＞0（1）

又由于奥肯定律，

y-y*=-a（ut-u*） a＞0（2）

结合公式（1）、（2）可得

?仔=?仔t*-?姿（yt-y*） ?姿＞0（3）

其中ut、u*分别为实际失业率与潜在失业率，yt、y*分别为实际产出与潜在产出，考虑到生产成本等供给因素后，公式（3）中加入供给因素，可得“三因素”驱动模型：

?仔=?仔t*+?姿（yt-y*）+?兹c ?姿＞0 ?兹＞0（4）

其中c为生产成本因素，由于详细地分析近年来通胀的变化，因此本文采用2002年第二季度至2011年第二季度数据对公式（4）进行了回归（见表4）。结果表明，通货膨胀在需求方面与GDP缺口的三期滞后存在负向关系，笔者认为，这主要是由于异常值的存在使得在影响中国通货膨胀的各种因素中，其他因素对于通货膨胀的影响大于GDP缺口对于通货膨胀的作用，并且抵消了这种作用，致使通货膨胀与GDP缺口呈现反向特征。在供给方面，由于农产品生产价格指数及其一期滞后对于通货膨胀的回归系数分别为0.13和0.15，并且在置信1%的水平下显著，因此可以认定，近年来供给因素对中国通货膨胀的作用显著。在预期方面，由于通货膨胀预期的滞后三期对通货膨胀的回归系数为0.006 6，并且不显著，因此，笔者认为：通过膨胀预期对于中国通货膨胀的影响十分微小，进而支持了贺铿教授所谓的“不应该过分地强调通货膨胀预期的作用”的论断。

通过分析可知，中国目前的通货膨胀主要来自于供给推动，而非需求拉动和通货膨胀预期。由于供给推动型通货膨胀的主要特征是产出减少、价格升高，即“滞胀”状态。因此，控制这种通货膨胀应从供给方面入手，以增加产出为主要手段，如果单纯通过紧缩性需求政策来抑制通货膨胀，则容易引起经济由“滞胀”转向“衰退”。“滞胀”的风险从2005年以来共出现过两次，一次是从2007年第三季度开始至2008年第一季度结束，另一次是从2010年第二季度至今。这种时期的一个重要特点是经济下行时通货膨胀预期变化率高于通货膨胀。从上一次的情况看，2008年第二季度以后，由于经济形势并未好转，同时通货膨胀预期变化率的快速下降也使得通货膨胀出现拐点，进而导致了经济与通胀双双下行，陷入了衰退的泥潭。因此，在本轮所谓的相对“滞胀”的情况下，如果不着重转变经济运行态势，而不断强调降低通货膨胀，那么，必然导致通货膨胀预期的大幅下降，进而引发新一轮的衰退。笔者认为，当前的主要任务是通过税收等政策刺激经济运行，扭转经济运行的向下态势，在此基础上，合理引导通货膨胀预期变化率降至通货膨胀以下，这样才能避免摆脱“滞胀”后又走进“衰退”的危局。

四、结论

本文在Friedman和Phelps附加预期菲利普斯曲线的基础上，从影响通货膨胀的需求因素、供给因素和通胀预期三个方面分析了近年来中国通货膨胀成因。结果表明，中国目前的通货膨胀主要是由于供给方面推动所致。需求因素和通货膨胀预期对于中国通货膨胀的影响作用不大。所以不应该过分强调通货膨胀预期的作用。由于供给型通货膨胀容易使经济转向“滞胀”的轨道，因此，决策者在抑制通货膨胀时一定要通过税收等政策工具来增加产出，以避免经济陷入“衰退”的泥潭。

注释：

①由于篇幅所限，通货膨胀与GDP缺口及其各期滞后的散点图已被省略，如有需要，可向作者索取。

参考文献：

［1］陈佳贵.把握好宏观调控的方向重点和力度［EB/OL］.http：//finance.省略/news/1371，2011-08-05.

［2］李稻葵.“滞胀”不适用于中国经济［EB/OL］.http：//省略/cj，2011-07-08.

［3］谢国忠.走向滞胀［EB/OL］.http：//business.省略，2010-06-04.

［4］厉以宁.警惕中国经济出现滞胀［EB/OL］.http：//business.省略，2010-01-19.

［5］肖曼君，刘时辉.基于产出缺口的菲利普斯曲线对我国通胀预测的研究［J］.财经理论与实践，2011，（5）：8-12.

［6］陈彦斌.中国新凯恩斯菲利普斯曲线研究［J］.经济研究，2008，（12）：50-64.

Research on China' Inflation

Yu Guangyao

篇6

中图分类号:F83

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)09-0164-02

1 通货膨胀目标制概述

1.1 通货膨胀目标制的概念

“通货膨胀定标是指,中央银行直接以通货膨胀为目标,并对外公开通货膨胀目标,以此规划货币政策操作的货币政策制度”(钱小安,2002)。通货膨胀目标制是一种货币政策框架。许多国家的货币政策目标是保持低通货膨胀水平。

1.2 通货膨胀目标制的本质特征

通货膨胀目标是某一经济体货币政策最根本的目标,这一特征使通货膨胀目标制政策框架与仅宣布要实现某一通货膨胀目标区分开来。后者的货币管理当局没有责任制定政策保证所宣布的通货膨胀目标实现,尤其在这样做可能有损其他宏观经济目标时更会在通货膨胀目标上妥协。通货膨胀目标制并不仅以通货膨胀水平作为目标,许多采用通货膨胀目标制的国家采用了弹性通货膨胀目标制度,这种制度框架下就业和产出在决策中起到了很重要的作用。即使在严格的通货膨胀制下,对产出的考量也具有非常重要的影响力,因为产出对于未来通货膨胀水平扮演了重要的角色,产出在中央银行的反应函数中总是起着重要作用。产出和就业受重视的程度受通货膨胀制弹性的影响,这两个目标被重视的程度将影响到通货膨胀目标制设计的特征。

1.3 选择通货膨胀目标制的原因

因为数量目标(包括基础货币和广义货币)的货币政策框架存在严重缺点,货币需求呈现较大波动性,并频繁出现结构性变化,使货币供给与政策目标之间存在不确定性。尽管货币数量作为中介目标已失去了重要性,但仍然可以作为一种有效的宏观经济指标。

1.4 实施通胀目标制的基本前提

被普遍认可的通货膨胀目标制的四个实施前提:第一,中央银行应该具有使用政策工具的独立性,能自由运用货币政策工具实现货币政策最终目标。第二,中央银行应该具有有效的货币政策工具,这种工具应与通货膨胀高度相关。第三,中央银行的独立性应与不断提高的责任性相联系,中央银行要定期向公众作关于货币政策的报告,公开有关宏观经济形势分析。第四,通货膨胀目标制要与公众进行良好的沟通,以提高政策透明度保证公众对通货膨胀目标制的认识,提高中央银行的公信力,引导通货膨胀的合理预期,并将其作为工资与价格制定的锚。

2 东亚经济体实施通货膨胀目标制的可行性研究

2.1 Masson等人(1997)的否定观点

Masson, Savastano and Sharma (1997)认为绝大多数发展中国家并不适合实施通货膨胀目标制。他们认为大多数发展中国家不具备实施通货膨胀目标制的前提。其一是执行独立货币政策的能力,其二是如何在通货膨胀目标制的政策框架下实行汇率目标管理。另外,他们指出在新兴市场经济体实施通货膨胀目标制存在技术方面的问题,尤其是预测通货膨胀的困难,通货膨胀过程的易变性,以及缺乏货币政策传导机制的信息。

2.2 Guy Debelle(2001)的肯定观点

Guy Debelle(2001)评价了通货膨胀目标制在新兴市场经济体是否适应,实行通货膨胀目标制的方面对其成功实施是否重要,他得出了肯定的结论。

采用通货膨胀目标制必须满足一定的必要条件。对于东亚经济体来说,最重要的是中央银行应具有追求通货膨胀目标的独立性以及不受财政控制的束缚。第二点是应该由中央银行及其上级机构对通货膨胀目标进行承诺。没有政府的支持,制度的公信力将被削弱,并且中央银行实现通货膨胀目标的能力也会打折。

实施障碍。缺少精确的预测和分析框架不能被视作望而却步的障碍。Guy Debelle(2001)认为Masson等人提到的问题在应用绝大多数货币政策框架时都存在,并非仅在采用通货膨胀目标制才出现;而且他们所描述的技术问题同样在许多发达国家最初实施通货膨胀目标制时同样存在。对于亚洲大多数新兴市场经济体来说,通货膨胀目标制是可行的货币政策框架,尤其是通货膨胀已处于较低水平的经济体。

Guy Debelle(2001)认为当前应该是一个适合东亚经济体采用通货膨胀目标制的时机。通货膨胀已处于低位,反通胀成本已下降。在没有明确界定的货币政策框架下,这些经济体在过去曾成功地使通货膨胀保持在较低的水平。由于为将来锁定了低利率环境,通货膨胀目标制看来是一种可行的货币政策框架。不过,他亦指出采用通货膨胀目标制并不能立刻治愈通货膨胀问题。

3 东亚经济体采用通货膨胀目标制的实践研究

从1998年开始,韩国、印度尼西亚、泰国和菲律宾四国先后开始正式实行或宣布即将实行通货膨胀目标制。

3.1 韩国:最早实施通货膨胀目标制

1997亚洲金融危机后,韩国在东亚地区最早采用通货膨胀目标制。

确定通货膨胀的衡量指标。韩国通货膨胀目标制最早使用公众消费者物价指数(headline CPI)。受信贷萎缩、经济低迷影响到,韩国物价持续走低,1999年的通货膨胀率低于l%。通货膨胀目标制实施两年后,韩国银行结合本国的实际情况对其进行修订完善。经征询政府同意,韩国银行于2000年宣布使用核心通货膨胀率(Core Inflation)代替原指标,核心通货膨胀率补充定义为“剔除了非谷类农产品和石油类产品因素的消费者价物价指数”。

设定通货膨胀目标的程序。每年年末,韩国银行咨询政府的意见,共同制定下一年的通货膨胀目标。韩国银行的货币政策委员会制定和实施具体的货币政策。

通货膨胀目标数值或区间。韩国1998年的通货膨胀目标为9%,1999为3%,目标区间宽度为士1%,1998年实际通货膨胀率为7.5%,2001年、2002年和2003年均为3%。2000年的实际通货膨胀率为1.8%,2001年为4.2%,突破了目标区间,韩国银行对此的解释是,与长期贷款相关的货币政策过于宽松,以及公共设施价格上升;2002年的核心通货膨胀率为3%,2003年为3.1%。与此同时,2003年韩国的公众消费者物价指数突破了目标区间,但是核心通胀率一直保持在目标区间之内。

目标时长。韩国设定通货膨胀目标的时长为一年。根据韩国银行的分析报告,短期利率的改变对物价产生影响大约需要7到8个月的时间,并且其后续效果一直会持续到2年之后。因此,韩国的目标时长是否合适值得考量。

3.2 印度尼西亚:非完全意义的通货膨胀目标制

印度尼西亚于2000年1月开始采用通货膨胀目标制。此前,印尼于1999年5月通过了一项新的中央银行法案,明确规定货币政策的目标是实现物价水平的稳定,并赋予中央银行“印度尼西亚银行”独立性。印尼采用的货币政策框架不能被视为真正意义上的通货膨胀目标制。因为在其货币政策框架里没有责任条款约束央行对通货膨胀目标负责。因此当通货膨胀目标未实现时,中央银行不必承担责任。责任性的缺乏导致公信力丧失,公信力的丧失使通货膨胀目标无法引导公众的通胀预期,从而也无法作为工资和价格制定的锚,减损中央银行的货币政策效力。

确定通货膨胀的衡量指标。用剔除了如电力价格和佣人薪酬等管制商品价格的消费者物价指数衡量通货膨胀水平。因两年的目标区间均被突破,2002年印尼转为采用公众更熟悉的消费者物价指数作为衡量手段。

通货膨胀目标数值或区间。设定2000年通货膨胀目标为3%-5%,2001年为4%-6%。2002年为9%-10%(新衡量指标),同时宣布中期目标在2002―2006年间使通货膨胀水平降到6%-7%。2002年印尼实际通胀为10%,与目标区间上限持平。印尼2003年的通货膨胀目标设定为9%,波动区间为士%l,中期目标维持不变。IMF要求印尼将基础货币作为政策工具。3.3 泰国:货币政策制度的透明度

泰国于2000年5月引入通货膨胀目标制,寄望于通货膨胀目标制能为货币政策提供一个有效的名义锚,并提高货币政策的透明度和政策工具的有效性。

确定通货膨胀的衡量指标。泰国银行采用季度核心通货膨胀率作为通胀水平的衡量手段。季度核心通货膨胀率是“剔除了初级食品(rwafood)和能源类产品价格因素的标题通货膨胀率”。这一指标保留了公众消费者价格指数中约75%的价格信息,能够较好地反映出泰国通货膨胀趋势。核心通货膨胀率由独立的政府机构―商务部计算,以提高公信力。

泰国通货膨胀目标区间为0-3.5%;主要货币政策工具是14天回购利率;通货膨胀目标的时长为两年。泰国的核心通胀率基本处于目标区间内,产出波动较小,实现了低而稳定的通货膨胀率。

提高透明度。泰国银行通过完善信息披露制度加强信息披露,采用先进的预测方法提高预测水平,不断提高货币政策的透明度。

3.4 菲律宾:精心设计通货膨胀目标制

菲律宾中央银行于2002年1月实施通货膨胀目标制。菲律宾的通货膨胀目标制包含远近两重目标,即央行同时宣布未来两年的通货膨胀目标,保证货币政策在波动较大的环境中仍然具有较强的连续性,以稳定金融市场运行,并合理引导公众预期。货币政策工具以隔夜回购利率主。

确定通货膨胀的衡量指标。菲律宾采用公众消费者物价指数作为通货膨胀目标的衡量手段。通货膨胀目标数值或区间。菲律宾的通货膨胀目标由菲律宾中央银行与政府共同制定。实施通货膨胀目标制时,菲律宾通货膨胀率降到了4%左右。2002年通货膨胀目标为5%-6%,实际水平为3.1%(以CPI衡量),比通胀目标区间的下限低2%,主要因为粮食和能源价格较低;当年的GDP增长率超过3%。2003年为4.5%-5.5%,实际通胀率也为3.1%,GDP增长4.5%。

免责条款。菲律宾中央银行目前的免责条款主要包括:(1)未加工食品的价格波动;(2)石油相关产品的价格波动;(3)政府政策的重大变化对物价产生的直接影响,如税收结构、税收优惠、税收补贴的变化;(4)对经济影响较广的自然因素。通过免责条款增强政策的灵活性,以更好地应对外部冲击。

3.5 东亚四国通货膨胀目标制的特点及效果

首先,东亚四国建立通货膨胀目标制的初始条件并不理想,但通货膨胀目标制的框架内容基本完整。表1和表2分别总结了东亚四国通货膨胀目标制基本特征和实施效果等内容。

第二,通货膨胀目标制的引入提高了货币政策的透明度以及央行的责任性。货币政策透明度的提高有助于加强与公众的交流,引导公众关于通货膨胀的预期;强化中央银行的责任性,促进央行独立性的进一步增强。

第三,东亚四国结合各自的实际情况,设计适合本国的制度,使通货膨胀目标制不仅在发达国家也在发展中国家较顺利实施,并达到了降低、保持低通胀的目的,助力经济发展,回答了关于通货膨胀目标制能否在发展中国家实施的问题,还为其他的新兴市场经济体采用这种货币政策框架提供了经验。

综上所述,通货膨胀目标制在东亚四国的实践取得了初步的成功,各经济体建立了制度要素基本健全的货币政策框架,使东亚四国在亚洲金融危机后控制通货膨胀水平,稳定物价,促进经济发展。

4 结论

通货膨胀目标制对东亚国家提出了一些实施障碍。不过,在许多案例中,东亚经济体并不比那些早在九十年代就采用这种制度的经济体所面临的障碍更大。

缺少精确的预测和分析框架不能被视作望而却步的障碍。从十来年的通货膨胀目标制经验中学习能让现在采用通货膨胀目标制的中央银行比十年前的同行们实施得更好。然而,采用通货膨胀目标制并不能立刻治愈通货膨胀问题。

在实施通货膨胀目标制的实践过程中,应该结合本国实际情况精心设计通货膨胀目标制,并借鉴发达国家的成功经验。

在采用通货膨胀目标制时必须满足一定的必要条件。最重要的是中央银行应具有追求通货膨胀目标的独立性以及不受财政控制的束缚。第二点是应该由中央银行及政府对通货膨胀目标进行承诺。没有政府的支持,制度的公信力将被削弱,并且中央银行实现通货膨胀目标的能力也会打折。

篇7

一、引 言

自2010年以来，我国为缓解金融危机负面影响而采用的扩张性货币政策的局限性日渐显露，在货币供给过量、银行系统流动性泛滥以及其他多重要素的共同作用下，国内一般价格水平出现持续上涨。为应对通货膨胀压力，中国人民银行连续12次上调法定存款准备金率，不断冻结银行系统过多的流动性，同时连续5次上调存贷款基准利率，遏制通货膨胀预期。虽然，国内一年期存款及贷款利率分别调至3.5%与6.56%的较高水平，大中型金融机构的法定存款准备金率达到21.5%的历史最高水平，然而，物价上升势头似乎并未得到缓解。今年一、二季度国内CPI同比分别上涨5.0%与5.7%，PPI则更是分别上涨7.1%与7.0%，市场普遍预期今年三、四季度物价仍将在高位运行，预计全年通货膨胀率有望超过5%。值得注意的是，本轮通货膨胀是在国内有效需求相对不足、经济结构面临调整、国际初级产品供给发生变动背景下产生，具有复杂性的特点。

二、国内相关文献研究综述

对于国内出现的通货膨胀，众多学者从不同层面进行过讨论，并在引发通货膨胀的主要原因上存在激烈争论，并形成了三种观点：一是认为我国出现的通货膨胀究其原因是货币要素占主，非货币要素占辅。持此观点的学者认为，由国内货币市场与非货币市场“双失衡"所导致的流动性过剩，［1］以及货币超经济发行是推动物价上升的核心要素，国内有效需求增长等非货币要素则起到推波助澜的作用。［2］二是认为公众预期变化是引起通货膨胀的主因。指出我国扩张性财政货币政策会引致公众对包括资产在内的所有商品价格攀升的预期，这种预期对通货膨胀产生有着直接而显著的影响，［3］在短期甚至能起到决定性作用。［4］三是认为其他非货币要素是引发通货膨胀的主因。指出因居民消费支出、固定资本投资、政府支出、利用外资规模不断扩张等原因形成的需求冲击，［5］因部门瓶颈制约和劳动生产率差异所导致的结构性冲击，［6］因国际原油、铁矿石、农产品价格变动所产生的外源性成本冲击，［7］因国内工资水平变化所引起的供给冲击，［8］以及因虚拟经济与实体部门资金投入出现差异所产生的其他冲击都能引发通货膨胀。［9］

由于对我国通货膨胀产生的原因存在不同看法，导致对其基本类型的判断也存在差别，形成需求拉动、成本推动、结构型、预期实现型、输入型等多种不同主张。但是，单纯从货币、预期以及其他非货币要素中的某一方面来分析通货膨胀，都存在局限性。倘若仅从货币方面来考虑通货膨胀，采用货币主义提倡的控制货币发行来稳定物价，则无法应对由国内工资水平、国际市场原材料价格上涨所带来的成本冲击，甚至诱发经济出现滞胀，而运用凯恩斯主义提倡的需求管理来抑制通货膨胀也会出现类似情况；若单纯从预期层面来考察通货膨胀，则会夸大公众主观预期并忽视其他要素的作用；若仅从工资与原材料价格变动产生的成本推动来分析通货膨胀，则无法解释国内劳动力供给过剩、产能过剩、有效需求相对不足为何没有对价格变化产生反向影响。虽然，从经济结构及部门劳动生产率差异来考虑通货膨胀有一定解释力，但仍然未能摆脱工资成本上升导致通货膨胀发生的核心观点。

显然，国内现有文献大多从某一方面来探讨本轮通货膨胀产生的根源，在研究的方法及研究的广度和深度上还有待进一步提高。基于上述认识，本文在对通货膨胀成因进行综合分析的基础上，利用实证分析方法首次对引发通货膨胀的要素构成及其权重大小进行评估，通过明确不同要素对通货膨胀的贡献度，据此来判断本轮通货膨胀的基本类型，这在一定程度上填补了国内文献研究在理论和方法上存在的缺憾，为现行货币政策的局限性提供了评判依据。

三、我国通货膨胀的结构及要素贡献度分析

由于我国长期以来采用生产价格指数（PPI）作为判断通货膨胀发生的先行指标，将消费价格指数(CPI)作为衡量国内通货膨胀变化的核心指标，因此，可分别使用PPI与CPI来判断我国通货膨胀的整体变化趋势，并根据PPI与CPI之间存在的联动关系来确定我国通货膨胀的主要传递过程。此外，考虑到货币供应量与银行系统流动性变化主要是通过改变国内有效需求，进而对通货膨胀产生影响，故可用构成国内有效需求的投资及消费变动来替代这类要素，并进一步将我国通货膨胀的主要构成要素分解成预期和非预期两大类。

（一）数据的选择与检验

为衡量预期与非预期要素对通货膨胀先行指标PPI的影响程度，首先，可选择包含工资变化在内的原材料价格指数、国际大宗商品价格指数、股票平均市盈率、投资增长率来代表主要的非预期要素，并分别以P_MAT、 R_ORE、R_SY、R_CAP来表示。其中P_MAT是以工资变动指数与原材料价格指数按同等权重加权计算得到，P_MAT与R_ORE用来衡量成本冲击，这两个指标与通货膨胀呈现同向变动，代表原材料与大宗商品价格持续上升会带动通货膨胀率上升；用R_SY衡量企业自主性投资变动冲击，该指标与通货膨胀呈现反向变动，代表股票平均市盈率低时，购买企业发行的股票可以获得更高收益，企业就能筹集到更多资金进行自主性投资并带动通货膨胀率的上升；用R_CAP衡量货币扩张与流动性过剩所带动的固定资产投资增长冲击，该指标与通货膨胀呈正向变动，代表货币发行越多或银行系统流动性过剩越强烈，企业的投资意愿也将越高，高投资最终会引起通货膨胀的发生。其次，使用企业家信心指数来衡量预期的冲击，并以变量IND_QYJ来表示，该指标与通货膨胀呈现同向变动，代表企业家信心指数越高，未来的投资意愿也会越高，则通货膨胀及其预期也就会增强。

同样，为衡量预期与非预期要素对通货膨胀核心指标CPI的影响程度，首先，可选择房屋价格指数、股票平均市盈率、信贷增长率、投资增长率作为非预期要素，分别以变量P_HOU 、R_SY、 R_CRE、 R_CP表示。其中，P_HOU与R_SY用来衡量房屋与股票等资产价格上涨对通货膨胀造成的冲击，这两个指标与通货膨胀呈同向变动；用R_CRE衡量消费需求变动所产生的冲击，用 R_CP衡量股票与房地产之外，居民进行保值性投资所引起的投资需求冲击，投资、消费需求变动与通货膨胀呈同向变动。其次，可使用居民价格预期指数衡量来自预期要素的正向冲击，并用变量IND_JQ表示，该指标是根据中国人民银行居民调查综合分析所统计的相关数据整理而得。

为考察上述各变量在长期对通货膨胀先行指标与核心指标的影响大小，可截取2003年1季度至2011年1季度相关变量数据进行计量分析，数据来源于万德数据库季度数据和中国人民银行网站所公布的季度数据。①经ADF检验发现，各变量无单位根是平稳序列，利用约翰森协整检验，在5%显著性水平上发现：在PPI、CPI与各自构成变量中，迹统计量与最大特征值统计量均显示变量之间存在协整关系，其中迹统计量显示CPI、PPI与各自构成变量间存在的协整关系数量为4，最大特征值统计量则显示CPI、PPI与各自构成变量间存在的协整关系数量为3。②

（二）向量误差修正模型的构建

由于变量之间存在协整关系，因此可以通过构建向量误差修正模型（VEC）来判断PPI、CPI与各自构成变量在长期均衡稳定状态下存在的相互关系，并利用这种关系确定出每种构成变量对PPI与CPI的贡献率，贡献率的计算方法为：通过VEC模型确定出变量之间的协整方程，该方程也是PPI与CPI对各自变量变动的反应方程；利用协整方程中各个解释变量的系数所代表的权重值，取绝对值后再除以全部变量系数的绝对值之和。这样就能得到各个解释变量对通货膨胀先行指标PPI和核心指标CPI的贡献率，再根据贡献率的大小就能确定出何种解释变量对通货膨胀起到决定性作用。向量误差修正模型的矩阵表达方程如等式（1）与（2）所示：

（三）要素对通货膨胀的贡献度分析

从协整方程（3）与（4）可以看出，各个解释变量与作为被解释变量的PPI与CPI的变动方向与理论假设完全一致。根据（3）式可以计算得出，在通货膨胀先行指标PPI的构成中，代表预期要素的企业家信心指数的冲击作用最为显著，其对PPI的贡献率高达53.3%；在非预期要素中，股票平均市盈率及包括工资在内的原材料价格变动指数对PPI的贡献率较高，分别为22.5%与18.5%，而国际大宗商品价格指数与国内投资增速变动对PPI的贡献度相对较小。同样，根据（4）式可以计算出，对通货膨胀核心指标CPI贡献最大的是居民价格预期指数，贡献率为39%，房屋与股票所代表的资产价格变动对CPI的贡献率接近30%，信贷增长率对CPI的贡献率为28.3%，而保值性投资增速变动对CPI的贡献度相对较小。

从PPI与CPI的构成要素及其贡献率可以做出以下判断：一是在通货膨胀的构成中，预期要素所发挥的作用要高于非预期要素，表明我国公众的主观预期变化在通货膨胀的决定中已经发挥出关键性作用，并且公众预期对PPI的影响要高于CPI，说明预期要素对企业的影响要高于消费者。二是影响两类通货膨胀指标的非预期要素存在差异性。对PPI来讲，除自主性投资以外，国内工资与原材料价格变动产生了非常显著的作用，国外输入性要素的影响相对有限，说明企业生产价格的变动具有成本推动的性质；而对CPI而言，资产价格上涨以及信贷扩张所引起的投资消费需求增加是其变动的主要诱因，消费价格变动表现出需求拉动性质。三是在通货膨胀的传递上，存在着从PPI向CPI进行转移的机制。即：国内外宽松货币政策的持续会引起国内公众通货膨胀预期的强化，通货膨胀预期首先会拉高企业生产要素和原材料价格，从而引起成本推动，进而造成消费者通货膨胀预期加深，出于财富保值需要，消费者会增加对资本品的购买，从而带动资产价格快速上升。同时，银行信贷的扩张会导致公众投资与消费需求不断提升，在投资与消费的双重带动下，反映通货膨胀变化的消费价格必然出现快速上涨。与此同时，由于国内经济结构调整不到位，部门劳动生产率存在较大差异，虽然需求出现变动，但供给无法改变，这种现象又会造成通货膨胀表现出结构性特征。

四、货币政策调控反思

实证分析表明，我国的通货膨胀是在预期主导下，由生产部门成本推动及消费部门需求拉动造成，并表现出一定的结构性通货膨胀特征，现行货币政策在抑制通货膨胀过程中，会以牺牲实体经济增长为代价，还可能造成经济增长与物价稳定目标的同时丧失，甚至还会引发银行系统信贷危机的发生，因而迫切需要进行调整。

（一）现行货币政策操作存在的缺陷

1.以抑制流动性为核心的货币政策操作难以有效应对通货膨胀预期。人民银行在一季度货币政策执行报告中指出，将继续运用准备金工具应对偏多流动性，通过实施差别准备金动态调整措施，引导并激励金融机构自我保持稳健和调整信贷投放，这表明人民银行依然使用了数量型为主的货币工具来抑制通货膨胀。虽然存款准备金率的不断上调对银行系统信贷规模起到良好控制，使本币贷款占社会融资规模总量的比例有所降低，并冻结了部分过多流动性，但由于银行系统之外的社会融资总量依然在不断扩张，其中企业债券融资、非金融企业股票融资、委托贷款增速在持续提高，银行承兑汇票、信托贷款增速虽有所降低但规模仍在膨胀，造成我国社会融资规模总量仍在持续增加，仅一季度就已达4.19万亿元，这将进一步增强通货膨胀预期，并抵消准备金工具的部分效果，若人民银行继续提高法定存款准备金率，银行系统内的信贷规模将会持续减少，从而对国内微观主体投资与消费需求的带动作用将会明显降低，在国内有效需求仍显不足的条件下，经济增长的速度也将会随之下降。

2.货币发行受净出口制约，容易引发滞胀。由于国内经济增长对出口依赖偏重，在人民币汇率弹性不足并且存在低估的条件下，外汇占款所形成的基础货币投放难以有效降低，而通过债券或票据进行的对冲操作因受利率上限约束无法充分发挥作用，造成我国广义货币存量呈现刚性，致使经济增长对资金投入的依赖性不断强化，导致国内需求结构失衡程度加深，产能过剩、失业率上升与通货膨胀预期增强同时并存。［10］宏观经济已在局部显现出滞胀的特征。

3.同幅度调整存贷款利率的措施受反危机政策限制难以发挥作用。2008年以来，为应对美国金融危机对我国总需求造成的紧缩效应，我国首先动用中央财政紧急向基础设施建设投资4万亿人民币以扩大内需，这些项目的后续资金投入主要依靠银行贷款维持，总数量在4万亿以上；其次，我国地方政府及其下属机构通过财政拨款或注入土地、股权等资产建立起实体公司向商业银行借贷或发行债券，为政府投资项目提供融资，同时地方政府又以财政、土地转让收入为所建实体公司进行担保，从而在国内形成众多的地方政府融资平台，截至2010年12月末，地方政府融资平台贷款余额累计已超过10万亿元；再次，人民银行利用宽松的货币政策不断鼓励商业银行增加贷款规模，2009年及2010年间，国内商业银行新增贷款总量分别达到9.59万亿与7.95万亿。目前，上述三部分银行贷款存量已经超过30万亿人民币。若人民银行采用大幅度同步提高存贷款基准利率的货币政策操作，银行系统坏账总量将会持续上升，出现信贷危机的概率将会增大。

（二）货币政策调整的主要方向

为此，人民银行货币政策操作有必要调整，以便在有效抑制通货膨胀及预期的同时，对经济造成的损害减少到最低，以促进国民经济持续、稳定、健康发展。

1.强化利率的非对称性调节，着力优化信贷结构。人民银行可在大幅度提高本币存款利率的同时，有针对性地提高贷款利率，使贷款利率能够根据资金投向在区间范围内进行浮动。通过对不利于实现结构调整的贷款项目使用惩罚性高利率，对合理投资项目给予优惠性低利率，引导金融机构加大对重点领域和薄弱环节的信贷支持，严格控制对“两高"行业和产能过剩行业的贷款扶持。通过这种方式的利率变动，人民银行就可以通过控制和改变信贷投向，改善宏观经济存在的结构性矛盾，并能利用供给环节的改善来强化货币政策的有效性，以促进物价稳定与经济增长双重目标的实现，同时，还可以有效避免因同幅度提高存贷款基准利率造成商业银行不良资产和信贷风险增加的矛盾。

2.增强人民币汇率弹性，显著提高本币对外价值。人民币实现较大幅度升值，能迅速缓解外汇储备持续增加对基础货币投放所产生的不利冲击；能通过进出口商品外币价格的快速调整实现需求的国际转移，有助于改善国内原材料和制成品供求矛盾，引导价格水平趋向稳定；还能消除外源性成本冲击对本国价格水平的负面影响，对遏制当前通货膨胀的不断强化以及推进经济结构调整都非常有利。

3.积极引入货币政策规则，稳定通货膨胀预期。遵循货币政策规则可有效抑制通货膨胀，这一经验已被按规则行事的市场经济国家实践所证明，目前在已明确推行货币政策规则的国家中，通货膨胀率要普遍低于其他国家。我国在货币政策操作中也可积极引入规则，使货币供应量完全按照人民银行事先公布的增长率，或按照与我国经济潜在增长率水平相一致的比率进行投放，这样的政策操作可完全杜绝货币出现超经济发行，从而彻底锚定公众的预期。现阶段，由于利率还未实现市场化并且汇率也未实现自由浮动，因此，已被国外所普遍采用的利率规则或通货膨胀目标规则在我国还无法适用，而运用基础货币规则来规范货币政策操作就成为人民银行的可行选择。［11］

五、基本结论

本文基于向量误差修正模型，对我国通货膨胀的构成及其各要素对通货膨胀的贡献度进行了实证分析，并结合实证研究结果指出了我国现行货币政策存在的局限性和需要进一步调整的主要方向，同时得出以下基本研究结论：

1.我国公众的主观预期在通货膨胀的决定中已经发挥出关键性作用。在能反映通货膨胀状况的先行指标PPI和核心指标CPI中，预期要素所发挥的作用均要高于非预期要素，并且预期要素对先行指标PPI所产生的影响要高于核心指标CPI，表明预期要素对生产价格持续走高所产生的推动作用要强于消费价格。

2.影响PPI与CPI变动的非预期要素存在一定的差异性。其中，通货膨胀先行指标PPI的变动具有成本推动性质，而通货膨胀核心指标CPI的变动具有需求拉动性质，此外，在结构调整不到位，劳动生产率存在差异的条件下，我国通货膨胀还表现出一定程度的结构性特征。

3.现行货币政策无法稳定公众预期，需要及时进行调整。人民银行在货币政策的操作中若能充分发挥利率非对称调节的力度，大幅提高人民币汇率弹性，积极引入货币政策规则，就能在锚定公众预期的同时，有效抑制通货膨胀的抬头；还能通过优化信贷结构来改善供给效率，从而更有利于物价稳定的实现。

注 释：

①数据来源于2003年1季度至2011年1季度万德数据库,并经过加工整理。

②数据检验使用计量分析软件EVIEWS6.0。

主要参考文献：

［1］李 斌．从流动性过剩(不足)到结构性通货膨胀(通缩)［J］．金融研究，2010(4)．

［2］余 力,陈红霞,李 沂．我国通货膨胀的严重性及生成机制研究［J］．经济学动态，2010(11)．

［3］张宗新,张雪娇．产出缺口、货币缺口与通货膨胀预期管理［J］．财经科学，2010(11)．

［4］高 茵．财政刺激计划、货币供应量、公众预期与通货膨胀――中国1996―2008年月度数据的实证分析［J］．财经问题研究，2010(2)．

［5］袁晓军．改革开放以来中国通货膨胀的原因及特征［J］．统计与信息论坛，2009(1)．

［6］申建文,王立平．结构性通货膨胀、流动性过剩及政策应对［J］．华东经济管理，2011(1)．

［7］于学军．对中国通货膨胀的基本判断及货币政策建议［J］．广东金融学院学报，2008(7)．

［8］陈黎明,宫惠晗,雷小艳,林 东,吴嘉妮．工资增长与CPI挂钩吗――基于中国统计数据的实证研究［J］．统计与决策，2010(16)．

［9］何问陶,王成进．货币供给、虚拟经济与通货膨胀――对通货膨胀决定要素中货币供给与虚拟经济影响的再认识［J］．财贸经济，2008(9)．

［10］李 沂,余 力,肖继五．宽松货币政策下的供求结构矛盾及其调整［J ］．中央财经大学学报，2010(4)．

［11］李 沂．我国双目标基础货币规则的设定［J］．财经科学,2010(9)．

The Basic Components of Inflation and Reflection onthe Control of Monetary Policy

篇8

中图分类号: F830文献标识码: A 文章编号: 1006-1770(2009)010-017-04

众所周知,美国联邦储备委员会(美联储)主席不但对美国而且对世界经济都存在非常大的影响力,现任美联储主席本・伯南克教授曾任职于美国总统经济顾问委员会,伯南克教授本身是一位杰出的、多产的货币经济学家,而且他是“通货膨胀目标制”的坚定支持者。本文的目的在于围绕伯南克教授大力主张的“灵活的通货膨胀目标制”对伯南克的货币政策思想进行综述,这将有助于系统分析与理解美国货币政策的制定与实施意图,同时对我国未来货币政策框架的选择也有重要的启示意义。

一、最优的货币政策框架――灵活的通货膨胀目标制

(一)通货膨胀目标制的实践

布雷顿森林体系解体之后大多数国家选择盯住货币供应量或货币总量的增长率(Money Growth Targeting)作为货币政策制定与实施的基本框架,但是伴随着“货币迷失”(Money Missing)现象的出现,自从上个世纪90年代以来,越来越多的国家与地区采用一种全新的货币政策框架――通货膨胀目标制,也就是说中央银行放弃盯住货币供应量这一中介指标而改为盯住通货膨胀率这一传统意义上的货币政策最终目标。最初是新西兰、加拿大、英国、芬兰、澳大利亚、瑞典和西班牙这些发达国家先后采取了通货膨胀目标制,然后是一些新兴工业化国家(比如巴西、智利、韩国、以色列、墨西哥、泰国、菲律宾)与部分转型经济国家(比如捷克、匈牙利与波兰)也开始采用通货膨胀目标制。而德国与瑞士虽然对外声称是采用货币总量的增长作为货币政策的中介指标,但这两个国家却从70年代中期以来就开始实施以通货膨胀为核心(inflation-focused)的货币政策,并且Ben S.Bernanke(1996)的实证检验结果表明德国中央银行与其说是盯住货币总量的增长还不如说是盯住通货膨胀率,因为当货币总量目标与通货膨胀目标之间存在冲突的时候德国中央银行给予了通货膨胀目标更大的权重。总之,转为采用通货膨胀目标制的中央都获得了比较满意的货币政策效果,最为明显的证据就是迄今为止没有任何一个通货膨胀目标制的中央银行准备放弃这一新的货币政策框架(Ben S. Bernanke,2003)。

(二)通货膨胀目标制是一种混合的货币政策框架

Ben S.Bernanke & Mishkin. F(1997)从货币政策的“相机抉择”与“规则”之争的角度分析了通货膨胀目标制的特征,并得出结论认为通货膨胀目标制并不是一个固定的货币政策规则而是兼有“相机抉择”与“规则”特征的一个混合的货币政策框架。但是通货膨胀目标制的“相机抉择”是一种“有约束的相机抉择”(constrained discretion)。这种有约束的相机抉择是试图在严格货币政策规则与无约束的相机抉择之间达成一种有机协调。从短期来看,为了应对不能预期的供给冲击和其他外部冲击,中央银行仍然可以采用相机抉择的货币政策,这表明通货膨胀目标制仍然为短期的稳定目标(比如说产出与就业目标以及汇率的相对稳定)留有一定的余地,因此通货膨胀目标制的货币政策框架并不仅仅集中于控制通货膨胀。但是从长期来看,通货膨胀目标制的相机抉择是有约束的,这一约束就在于中央银行应该坚决承诺并实现事先宣布的通货膨胀目标,由于货币政策实施对通货膨胀的影响有一个滞后期,因此中央银行应该预测通货膨胀率的走势并提前实施货币政策手段,因此通货膨胀目标制的货币政策框架天生具有前瞻性(Ben S.Bernanke, 2003)。

(三)灵活的通货膨胀目标制的基本特征

后来Ben Bernanke & Mark Gertler(1999)提出最优的货币政策框架是灵活的通货膨胀目标制,这一货币政策框架具有以下三个最基本的特征:一是通货膨胀目标制承诺在长期内将达到一个特定的、事先宣布的通货膨胀目标,并且这一特定的通货膨胀目标既不能太低也不能太高,因此维持价格的稳定将成为货币政策最重要的(overriding)目标;二是在长期内达到通货膨胀目标的约束条件下,中央银行可以在短期内具有一定的政策灵活性,比如说追求产出的稳定,因此命名为“灵活的通货膨胀目标制”;三是货币政策的制定与实施过程具有很高的开放性与透明度,比如说定期通货膨胀状况报告,对货币政策的制定与实施展开开放式的讨论。而且灵活的通货膨胀目标制既不同于美国目前所采用的含蓄的通货膨胀目标制,也不同于英国等国家所采用的非常明确与透明的通货膨胀目标制。因为美国目前采用的含蓄的通货膨胀目标制不符合第三个特征,而英国所采取的通货膨胀目标制则缺乏一定的灵活性。后来伯南克出版了著作“Inflation Targeting: Lessons from the International Experience”(2001)对通货膨胀目标制进行了非常详尽的论述。

二、货币政策不应该直接盯住资产价格而应关注资产价格波动带来的通货紧缩或通货膨胀压力

在过去的二十多年中,世界大部分的中央银行已经比较成功的控制了通货膨胀,那么未来对货币政策的最大挑战将是金融的不稳定性以及资产价格波动性的不断提高,而金融的不稳定将给实体经济带来持续的甚至是毁灭性的影响,那么货币政策是否应该盯住或者关注资产价格的波动?Ben S.Bernanke& Mark Gertler(1983,1995,1999,2000,2001,2004)对这一问题给出了独特的解释。

(一)资产价格波动对实体经济的影响:“信贷渠道”与“金融加速器效应”

伯南克从攻读博士学位开始就对发生在上个世纪三十年代的“大萧条”非常感兴趣,从此以后他对这一问题进行了深入的研究,并发表了一系列的论文,后来这些论文都被收入到论文集“Essays on the Great Depression”(Ben S.Bernanke,2004)。在这一系列论文中伯南克就资产价格波动对实体经济的影响机制进行非常独到的分析,伯南克认为资产价格波动通过“财富效应”影响消费支出的途径得不到实证分析支持的原因在于:股票与债券主要不是居民自己持有而是由养老金机构持有,那么资产价格的波动对居民可支配现金则很少有直接的影响。在这个基础上他开始从“信贷渠道”来分析资产价格波动对实体经济的影响机制,由于信贷市场本身存在信息不对称等问题,并不是一个无摩擦的完全竞争市场,因此家庭、企业与金融中介机构的借贷能力受到其资产负债余额的影响,那么资产价格的波动通过影响微观经济主体的资产负债表余额进而影响其借贷能力,当资产价格大幅度下跌导致微观经济主体的资产负债状况恶化,在短期内将影响宏观经济的总需求,从长期来看将通过影响物质资本与人力资本的形成并减少总供给。

在资产价格影响实体经济的过程中还存在一个显著增大的相互反馈过程。在第一阶段,资产价格的急剧下降显著减弱了微观经济主体的借贷能力,而借贷能力的减弱将导致总需求的减少与失业率的升高,且总需求的下降将导致现金流入的减少并进一步导致资产负债状况的恶化;在第二阶段,总需求的下降与资产负债状况的恶化导致资产的被迫出售与资产价格的进一步下降,然后又回到第一阶段,这一显著增大的相互反馈过程被伯南克称之为“金融加速器效应”。这一效应类似于欧文.费雪(1933)年提出的“债务紧缩机制”,但是Ben S.Bernanke & Mark Gertler(1989)最早对这一机制用数理模型进行了系统的表述。其后Ben S.Bernanke & Mark Gertler(2000)还根据资产价格波动对实体经济影响的“信贷渠道”得出一个与一般常识相反的结论:货币的贬值对实体经济的影响是紧缩性的。这是因为当本国货币贬值时,本国居民、企业与金融中介机构以本币来衡量的外币负债价值将上升,这将恶化微观经济主体的资产负债状况并最终导致总需求与总供给下降。

(二)货币政策与资产价格波动

伯南克对从大萧条以来的经济史的研究表明:如果货币政策不积极应对由资产价格大幅度下降带来的不断增强的通货紧缩压力,资产价格的下降就会给实体经济带来持续的破坏。但是Ben S.Bernanke & Mark Gertler(1999,2000)认为货币政策本身并不足以牵制资产价格大幅度波动,这可能给实体经济带来破坏性效应,并且他们的实证研究结论表明如果货币政策直接盯住资产价格波动本身,反而将导致资产价格更大幅度的波动。这是因为:其一,资产价格的波动可能是由实体经济因素造成的,也可能不是由实体经济因素造成的,这非常难以辨明;其二,试图“刺破”资产价格膨胀带来的“泡沫”将给金融市场与实体经济运行带来相当大的负面影响。但是即使是由非实体经济因素带来的资产价格波动也会给实体经济带来通货膨胀或通货紧缩压力,这将最终影响实体经济的运行,因此货币政策应该对资产价格波动可能带来的通货膨胀与通货紧缩压力进行反应。

通货膨胀目标制的货币政策框架则进一步要求货币政策主动并提前应对资产价格波动可能带来的通货膨胀或通货紧缩压力。在预见到资产价格上升将刺激总需求的增加并给宏观经济带来通货膨胀压力时,自动升高利率不但可以稳定总需求并提供一个稳定的宏观经济环境,而且可以稳定金融市场本身。那么当预见到资产价格大幅度下降将通过信贷渠道给宏观经济带来通货紧缩压力时,中央银行可以通过降低利率等手段有效缓解负向“金融加速器效应”给实体经济与金融市场带来的进一步冲击。最后,假设金融市场的投资者都预期到中央银行将采取“逆风向”的货币政策规则来对冲金融市场价格波动带来的通货膨胀或通货紧缩压力时,他们将有效约束非理性的投资行为并最终抑制资产价格的过度反应。

三、美国的最优货币政策框架选择――灵活的通货膨胀目标制而非格林斯潘时期含蓄的通货膨胀目标制

Ben S. Bernanke & Frederic S. Mishkin, (1997)认为沃尔克与格林斯潘主政美联储时期所取得的成功应该归因于他们采用了通货膨胀目标制的货币政策制定理念或框架,并认为这是一种含蓄的通货膨胀目标制。但是 Ben Bernanke & Mark Gertler(2000)明确提出美国当前最优的货币政策制度是灵活的通货膨胀目标制而非格林斯潘时期所采取的含蓄的通货膨胀目标制,因为采用这一货币政策框架有如下的优点:

(一)明确的通货膨胀目标将降低对未来通货膨胀预期的不确定性

目前含蓄而模糊的货币政策框架导致对未来通货膨胀预期的不确定性,而不稳定的通货膨胀预期将使得长期储蓄与投资决策变得更加复杂化,同时给名义的金融与工资合同带来更大的风险,这最终将导致商品市场价格与金融市场价格更大的波动性,给宏观经济运行与金融市场带来不确定性,比如说金融市场分析人士就需要不断地揣摩美联储主席话语背后的隐藏信息。而采用灵活的通货膨胀目标制以后美联储通过明确的通货膨胀目标(当然这里隐含的假定就是这一承诺是可信的),可以稳定公众对未来的通货膨胀预期,有利于减少私人部门经济决策的复杂性,减少金融市场由于对货币政策方向预期的不确定性带来的价格波动。同时稳定的通货膨胀预期(即使实际的通货膨胀短暂的偏离预期的通货膨胀率也是如此)不但可以更容易地维持价格的稳定并达到通货膨胀目标(对上个世纪70年代与80年代石油价格波动对美国与其他工业化国家的价格与产出的影响程度进行比较就可以得出这一结论),而且美联储可以更加容易地达到稳定产出与就业的短期目标。

(二)灵活的通货膨胀目标制可以增加美联储货币政策的透明度与可信度

灵活的通货膨胀目标制可以允许公众参与货币政策制定与实施的讨论从而增加货币政策形成与实施过程的透明度,这样可以有效制约来自政府给予中央银行进行短期经济刺激的压力。比如,在面对即将来临的政治大选或者缓慢的经济复苏时,政府可能要求中央采取扩张性的货币政策以刺激经济,但是这一货币政策的实施可能会导致中期或长期的通货膨胀。在这种情况下,中央银行将向公众解释短期的货币政策实施与长期的通货膨胀之间的关系,然后政治家、新闻媒体、专业人士与公众可以参与讨论,这将有效制约来自政府要求实施扩张性的货币政策的压力。而且透明度的提高将有效增强货币政策的可信度。因为未预期的冲击将使实际的通货膨胀率偏离事先宣布的通货膨胀目标,这时如果中央银行的货币政策决策与实施程序不具备透明性,公众将对货币政策的可信度表示怀疑。在这种情况下,货币政策透明度的作用在于:当未预期的冲击发生后, 使公众能够有效判断实际通货膨胀与事前宣布通货膨胀目标之间的偏离究竟是由政府或者中央银行的“短视行为”或“欺骗行为”造成的, 还是由于未预期到的冲击所造成的, 从而确保公众对货币政策实施的有效监督并增强货币政策的可信度。反之亦然。

Ben S. Bernanke & Frederic S. Mishkin(1997)还认为美国采取灵活的通货膨胀目标制将形成一个制度性的承诺,可有效地避免由于美联储主席更替给货币政策制定与实施带来的不连贯性,并减少货币政策对单个领导者货币政策思想的依赖。该文另外得出美国由目前模糊的通货膨胀目标制转为更加明确的灵活的通货膨胀目标制的前提是:美国的通货膨胀率较低以及公众与市场对通货膨胀目标制的基本理念比较熟悉。因此Ben S. Bernanke(2003)认为在过去的20多年里面美联储在货币政策制定与实施方面获得了非常高的声誉,其货币政策理念已经比较接近通货膨胀目标制的框架,而且目前实际的和预期的通货膨胀率也比较低而且相当稳定,因此目前是美联储转为更为明确的灵活的通货膨胀目标制的货币政策框架的有利时机。而为了实现货币政策框架的成功转型,美联储首先应该从以下两个方面着手进行改善:第一,量化美联储公开市场委员会所称呼的“价格稳定目标”,并且明确这其中的价格是以哪一特定的价格指数为基础;第二,定期出版类似于采用通货膨胀目标制的中央银行所出版的通货膨胀报告。

四、对我国货币政策选择的启示

本文从最优的货币政策框架、资产价格与货币政策之间的关系以及美国的最优货币政策框架选择与走向这三个方面对美联储新任主席本.伯南克教授的货币政策思想进行了系统的总结,得出了以下几点结论:

(一)通货膨胀目标制是一个兼有“相机抉择”与“规则”特征的混合的货币政策框架,其“相机抉择”是一种“有约束的相机抉择”,即在长期内达到通货膨胀目标的约束条件下中央银行可以在短期内具有一定的政策灵活性,因此伯南克称之为“灵活的通货膨胀目标制”,它是一种最优的货币政策框架。

(二)资产价格的波动将通过“信贷渠道”的“金融加速器效应”影响实体经济的运行,但是货币政策不可能也不应该盯住资产价格的波动,而是必须主动并提前应对资产价格波动可能带来的通货膨胀或通货紧缩压力,这不但可以稳定宏观经济的运行,而且可以稳定金融市场本身。

(三)美国当前最优的货币政策制度是灵活的通货膨胀目标制而非格林斯潘时期所采取的含蓄的通货膨胀目标制,因为明确的通货膨胀目标将稳定通货膨胀预期,这不但可以更容易的维持价格稳定并达到通货膨胀目标,而且美联储可以更加容易的达到稳定产出与就业的短期目标。同时灵活的通货膨胀目标制还可以增加美联储货币政策的透明度与可信度。

那么我国货币政策的制定与实施可以从伯南克的货币政策思想得到哪些启示呢?我国从1996年开始正式采用货币供应量作为货币政策的中介目标,但是将近十年来的实践表明我国实际的货币供应量增长率与预定的增长率目标之间存在较大幅度的偏离。1978年以来的数据表明我国两个层次(狭义货币与广义货币)的货币流通速度处于下降趋势并且呈现不规则波动,尽管对货币流通速度的预测在理论上可行,但实践中尚无一个模型能很好的拟合现实(谢平,2000)。同时易行健(2007)用协整与误差修正模型对我国的年度、季度与月度的货币需求函数进行的实证研究也表明货币需求函数的参数并不稳定而且要准确预测货币的增长率是不现实的,因为市场化改革、城市化、货币化、股票市场的发展以及预期汇率变化都对货币需求产生显著的影响。因此,在这种现实背景之下,我国中央银行应该选择合适的时机循序渐进的由目前的货币政策框架转为采用“灵活的通货膨胀目标制”的货币政策框架。

参考文献:

1.谢平:《新世纪货币政策的挑战》,《金融研究》,2000年第1期。

2.易行健:《经济转型与开放条件下的货币需求函数:基于中国的实证研究》,中国金融出版社,2007。

3.Ben S. Bernanke. “Nonmonetary Effect of the financial Crisis in the Propagation of the Great Depression”, The American Economic Review . 1983, vol, 73, No.3, 257-276.

4.Ben S. Bernanke and Alan S. Blinder. ”The Federal Funds Rate and the Channels of Monetary Transmission”, The American Economic Review, 1992,Vol. 82, No. 4. pp. 901-921.

5.Ben Bernanke and Mark Gertler, “Inside the Black Box: The Credit Channel of Monetary Policy Transmission”, The Journal of Economic Perspectives, 1995, Vol. 9, No. 4. pp. 27-48.

6.Ben S. Bernanke. “The Macroeconomics of the Great Depression: A Comparative Approach”. Journal of Money, Credit and Banking”, 1995, vol, 27, No.1, 1-28.

7.Ben S. Bernanke and Ilian Mihov. ”What Does the Bundesbank Target ”, NBER Working Paper, 1996, W5764.

篇9

一、引言

2015年第三季度我国GDP同比增长6.9%，2015年第四季度为6.8%，连创6年来新低。低于7%的经济增长速度表明当前我国经济面临着较大的下行压力。在此情形下，我国通货膨胀水平也在连年降低。国家统计局的数据显示，我国的居民消费者价格指数近两年一直在较低水平徘徊，甚至在2015年1月跌至0.8%。中国人民银行行长周小川在2015年博鳌亚洲论坛上表示，“中国的通货膨胀也是在下降，因此我们必须要谨慎、警惕看一下通货膨胀趋势是不是会继续持续下去，是不是会出现这种通货紧缩的情况。”而伴随着通货膨胀水平的不断下降，我国外汇储备也在2015年出现了连续十个月下降的局面。2015年12月，我国外汇储备余额为33303.62亿美元，较上月再度“缩水”1079亿美元，是我国后金融危机时期单月最大降幅。在当前我国面临着经济下行、通货膨胀不断收缩的局面下，央行结构性减储行为对于我国通货膨胀水平有何作用，是否会进一步加剧我国通货膨胀收缩的不利形势，这将是本文研究的重点。

对于通货膨胀与外汇储备之间的关联，国外学者主要从长期的角度进行研究。Heller分别从发达国家和发展中国家、固定汇率和浮动汇率两个维度进行了实证研究，他发现外汇储备和通货膨胀之间存在正相关性，并且两者互为格兰杰原因。Bahmani-Oskooee和Alse通过大量数据证实两者之间仅存在长期协整关系，而且互为因果关系。Monacelli和Sala利用英、法、美、德四国从1991-2004年的经济数据，研究了国际因素对一国通货膨胀的动态影响，实证结果显示国际因素对通货膨胀的影响达到15%～30%。从以上的研究可以看出，国外学者比较集中的观点是基于长期的角度外汇储备对于通货膨胀具有正向影响效应。

国内学者对于通货膨胀与外汇储备之间的关联主要有以下两种观点。第一种，外汇储备对于通货膨胀具有正向影响效应。曲强等基于货币数量论构建了SVAR模型。他们的实证研究表明，中国的外汇储备变动对于通货膨胀具有显著的正向影响效应。惠晓峰和王馨润通过构建VAR模型，深入研究了外汇储备、货币供给量与通货膨胀这三者之间的相互关联。研究发现，外汇储备每变化1%会引起通货膨胀同向变动0.048%，对通货膨胀的贡献程度为19.697%，且存在2期最大滞后；此外，外汇储备与货币供给互为格兰杰因果，且三者之间的相互关联存在显著的阶段性特征。王三兴等采用状态空间模型以及协整分析的方法，发现外汇储备、货币供给量、汇率以及汇率制度是通货膨胀的格兰杰原因。第二种，外汇储备对于通货膨胀没有任何影响，两者不存在显著的关联。高瞻通过实证研究发现，外汇储备对于我国通货膨胀的影响是微弱的，尽管外汇储备可以通过货币供给进而引起通货膨胀，但外汇储备对于通货膨胀的冲击影响是非常小的。可以看出，国内学者比较侧重基于短期视角来研究外汇储备与通货膨胀之间的关联，并且对于这两者之间的关联并没有形成统一的结论。

基于上述相关研究的结论与推断，本文将从理性预期假设的视角出发，推导开放经济下的卢卡斯总供给模型，并结合外汇储备与汇率之间的关系以及中央银行的社会福利方程，获取我国外汇储备对通货膨胀影响的计量模型。进一步通过门限模型分析我国当前外汇储备对于通货膨胀的非线性作用机制，以此针对现阶段我国对于通货膨胀的管理与调控给出相应的政策意见。

二、外汇储备对于通货膨胀影响机制的理论模型分析

根据Barro和Gordon、Lin和Wang的相关研究，本文采用卢卡斯总供给方程来刻画总产出变动。具体方程形式如下：

yt=a（πt-πet）+b（St+πft-πt）+εt （1）

其中：yt为总产出增长率；πt为通货膨胀率；πet为通货膨胀率预期；πft为国外通货膨胀率；St为汇率变化率；εt是实际产出冲击。

在方程（1）中，有两个因素将对产出增长率产生影响。第一个因素是“货币惊异效应”。它是指如果实际通货膨胀率高于预期通货膨胀率，那么实际工资水平就将低于预期工资水平，而按照预期工资提供的劳动将促使实际产出提高，因此对应的系数满足约束条件：a>0。第二个因素是“汇率效应”，描述汇率对劳动力市场和产品市场的影响机制。Gourinchas的实证研究表明，汇率对就业和产出具有显著影响。然而，“汇率效应”并不能完全由本国控制，因此通常将其视为外生变量，这导致“汇率效应”的系数符号也无法事先确定。

假设中央银行对汇率的调节是通过外汇市场操作进行的，将中央银行对外汇储备的干预表示为：

St=k・FRt （2）

其中，FRt是中央银行的外汇储备变化率。中央银行通过购买外汇使外币升值同时令本国货币贬值，因此k>0。

将中央银行政策操作的损失函数表示为如下的二次函数形式：

其中：y是产出目标增长率；λ1，λ2表示产出增长率波动和汇率波动的影响强度。将方程（1）和（2）代入方程（3），并求解损失极小化的通货膨胀率：

这里，如果аπt/аFRt>0，央行就可以通过降低外汇储备来降低国内通货膨胀率；倘若аπt/аFRt

对方程（5）进行化简，我们可以得到新的方程形式：

πt=β1+β2FRt+β3πft+et （7）

其中：

在对于我国通货膨胀与外汇储备之间关联的研究中，不少专家、学者通过研究发现这两者之间的关联存在显著的非线性特征。惠晓峰和王馨润通过研究发现，尽管外汇储备、货币供给量与通货膨胀三者之间存在正向相关关联，但是这三者之间的关联存在显著的阶段性特征，具体表现为在2008-2011年全球金融危机时期，外汇储备、货币供给量与通货膨胀这三者之间的相关关联变得十分不显著，这也就意味着金融危机大大削弱了外汇储备对于通货膨胀的拉动效应。因此，本文认为在经济周期的不同阶段，外汇储备对于通货膨胀的作用机制将会发生显著的变化。本文接下来将针对式（7）进行扩展，在模型中引入非线性特征。具体而言，本文选取经济增长率与通货膨胀率作为本文研究的门限变量，这样处理有利于深刻揭示在经济周期的不同阶段外汇储备对于通货膨胀的作用机制将会发生怎样的变化。如下所示：

这里，Ii（gt，πt），i=1，2，3，4代表示性函数，当其满足括号内的约束条件时Ii（gt，πt）=1；反之，Ii（gt，πt）=0。gt与πt代表门限变量，其中gt是经济增长率，为第一门限变量，而πt是通货膨胀率，为第二门限变量，γ1，γ2，γ3分别代表相应的门限值。et为独立同分布的残差项，其均值为0，方差为σ2e。

如果通过计算得出第一门限值的门限效应显著时，本文可以通过第一门限值将样本进行分割，并在每一个子样本内继续计算得出第二门限值，估计原理相同，因此本文在此仅针对式（8）中经济增长的门限效应给出门限值的估计方法，并对假设检验的方法进行说明。式（8）中经济增长的门限效应表示如下：

本文主要参照Chan和Hansen提出的格栅搜索法来估计门限值。具体而言，将样本按照门限变量的升序排列，依次选取门限变量观测值中间的80%作为潜在门限值，并代入式（9）求出残差平方和，则门限值的一致估计量就是使得残差平方和最小的门限值。将残差平方和表示成S1（Y1），则门限值的一致估计量Y1，由下式给出：

γ1=argminS1（γ1） （10）

式（9）作为非线性方程存在一个问题，那就是很可能存在伪回归的现象，因此本文要针对式（9）中是否存在门限效应进行假设检验，如果存在，则需检验门限效应的显著程度。传统的假设检验方法在这里并不适用，这是因为在不存在门限效应零假设的前提下，门限变量是无法被识别的。因此，传统方法所要构建的统计量大样本分布不再服从卡方分布，这便意味着构建的统计量不再渐进有效。因此，本文参照Hansen拉格朗日乘数法（Lagrange Multiplier）先对假设检验统计量进行转换，再通过自举样本法（Bootstrap）得到构建统计量的值。Hansen证明了通过拉格朗日乘数法以及自举样本法得到的值是渐进有效的。因此本文采用上述方法检验门限效应是否存在。具体而言：

针对式（9），如果经济增长的门限效应不存在，其对应的零假设为：

H0：αi1=αi2，i=1，2，3 （11）

相应的备择假设为：

H0：αi1≠αi2，i=l，2，3 （12）

令S0和S0分别为在零假设H0及备择假设H1的条件下式（9）的残差平方和，则本文构建检验门限效应是否存在的统计量为如下形式：

Hansen通过研究发现，当门限效应存在时，门限变量的估计值γ1与现实中门限变量值γ2是一致的，但是门限变量估计值的F统计量并不服从标准的正态分布。因此Hansen采用极大似然比法推导出F统计量的渐进分布，并满足如下似然比检验：

三、通货膨胀与外汇储备之间非线性关联机制的计量分析

（一）变量的数据来源及处理方式

本文选取了我国1995年第一季度至2015年第三季度的经济数据作为样本，国外通货膨胀率使用国际货币基金组织公布的世界通货膨胀率数据，其他数据来源为中国经济统计数据库。相关变量均通过Eviews 6.0软件中X12季节调整模块的乘法模型进行了季节调整。具体变量数据说明如下：（1）通货膨胀率（πt）。本文通货膨胀率根据消费价格指数（CPI）数据计算得到。具体做法是：首先根据月度同比消费物价指数，将季度内每个月份的消费物价指数进行算术平均，并将平均值作为季度的消费物价指数；然后通过季节调整得到季度CPI；最后根据公式πt=（CPI-1）×100%计算得出季度通货膨胀率。（2）外汇储备增长率（FRt）。本文首先将外汇储备的季度值进行季节调整，通过季节调整过的外汇储备计算出外汇储备的季度同比增长率。（3）国外通货膨胀率（πft）。本文的国外通货膨胀率根据国际货币基金组织公布的世界通货膨胀率数据计算得出，国外通货膨胀率同样经过了季节调整。（4）经济增长率（gt）。本文选取GDP的实际增长率作为经济增长的变量。具体而言，本文以1994年的价格为基期，分别计算出每季度的实际GDP，将每季度的实际GDP通过季节调整后计算得出实际季度GDP同比增长率。

（二）平稳性检验

为了避免在回归分析中出现伪回归的问题，本文需要针对门限模型中的每一个变量进行平稳性检验。Hansen提出的检验门限效应是否存在的假设检验方法具有一个重要的前提假设，即模型中的相关变量必须是平稳的，不包含单位根。因此，为了保证采用门限模型来研究通货膨胀与外汇储备之间的关联是适宜的，本文采用ADF单位根检验法与Phillips-Perron单位根检验法对模型中所涉及的相关变量进行平稳检验，检验结果由表1给出。表1的结果显示，所有的经济变量均在10%的显著水平下拒绝了零假设，这说明模型中所有的变量都通过了平稳性检验。因此，本文采用门限模型来研究通货膨胀与外汇储备之间的门限效应具有适宜性。

（三）实证结果

本文选取了我国1995年第一季度至2015年第三季度的季度数据作为研究样本，共包含了83个样本容量，通过经济增长率将总样本分割得到的两个子样本的容量分别为49与34。由于在经济增速较慢的区制内样本容量为34，因此出于统计学有效性的角度，本文在经济增速较慢的区制内不再选取通货膨胀率进行第二次样本分割。在此，本文将式（8）进行了相应的变换，如下所示：

式（15）便是本文研究的模型。表2给出了我国经济增长与通货膨胀门限效应检验结果的LM检验值与渐进p值，从表2的估计结果中可以看出，经济增长门限效应检验结果的LM检验值为22.7734，对应的p值为0.003，即在1%的水平下拒绝了零假设，这也就意味着在1%的水平下本文认为我国通货膨胀与外汇储备之间确实存在经济增长的门限效应。通货膨胀门限效应检验结果的LM检验值为21.8614，对应的p值为0.008，即在1%的水平下拒绝了零假设，这也就意味着在1%的水平下本文认为当经济处于高速增长时期时，我国通货膨胀与外汇储备之间确实存在通货膨胀的门限效应。此外，表2还给出了相应的经济增长的门限值为9.0929%，通货膨胀的门限值为3.2421%。

接下来，本文给出了检验经济增长门限效应是否存在的统计量的图像与95%的置信区间的图像。图1是检验经济增长门限效应是否存在的统计量图像，图2是经济增长的95%的置信区间的图像。图3是检验通货膨胀门限效应是否存在的统计量图像，图4是通货膨胀的95%的置信区间的图像。图中，实线分别表示的是经济增长率与通货膨胀率的标准化似然比序列，虚线分别表示的是经济增长与通货膨胀的95%的置信区间。从图2中可以看出，经济增长的门限估计值使得标准化似然比序列达到了最小，此时对应的经济增长率的门限估计值为0.09029。进一步从图2中可以看出，虚线下方的实线部分表示的是经济增长率95%的置信区间，通过计算本文可以得到经济增长率的95%的置信区间为г*=[0.085368，0.092743]。同样，根据图4的显示，本文计算出通货膨胀率的95%的置信区间为г*=[0.031425，0.032681]。这样的结果表明，本文有充分的证据来证明在原先的样本区间内我国通货膨胀与外汇储备增长之间确实可以通过经济增长与通货膨胀进行区制划分，这也充分证明了本文关于我国通货膨胀与外

本文接下来将针对我国外汇储备对于通货膨胀的作用机制进行深入分析，并依据经济增长将样本进行了第一次样本分割，并分别在总样本与三个子样本中进行最小二乘回归，这样处理是为了便于比较分析不考虑门限效应与考虑门限效应时我国通货膨胀与外汇储备关联性之间的差异。具体的估计结果由表3给出。

从表3的估计结果中可以看出，外汇储备对于通货膨胀的作用机制在不同的经济增长区制与通货膨胀区制内是大相径庭的。当不考虑经济增长与通货膨胀的门限效应时，外汇储备对于通货膨胀的贡献度为0.0582，表明外汇储备同比增长率每上升1%，便会引起通货膨胀率上升0.0582%。此时，整个模型的R2为0.7431，拟合程度较为理想。可以看出，在全样本范围内，我国的通货膨胀与外汇储备之间呈现出一种正向相关关联，这与从卢卡斯总供给模型推导出的通货膨胀率与外汇储备增长率之间的相互关联是吻合的。当考虑到经济增长与通货膨胀的门限效应时，外汇储备对于通货膨胀的作用机制发生了很大的变化。

1.针对区制1的情况，可以从表3的结果中看出，外汇储备对于通货膨胀的作用机制发生了显著的变化。当经济增长率小于门限值时，无论是外汇储备对于通货膨胀的系数-0.0061，还是整个样本的拟合程度R2为O.0993均不显著，这表明当经济处于紧缩期时，外汇储备对于通货膨胀的作用机制是十分不显著的，此时外汇储备对于通货膨胀不再具有拉动效应。

2.针对区制2的情况，当我国处于高速经济增长、低通货膨胀的理想经济阶段时，外汇储备对于我国的通货膨胀同样不存在显著的拉升效应，这表明当我国经济增速较高、通货膨胀较低时，我国外汇储备增长率对于通货膨胀的贡献程度是较小的，此时我国的通货膨胀成因主要来自于其他方面，从卢卡斯总供给模型推导出的通货膨胀率与外汇储备增长率之间的相互关联不再适用于我国经济的实际状况。

3.针对区制3的状况，当我国经济处于高速增长阶段、高通货膨胀时，外汇储备对于通货膨胀具有显著的拉动效应，外汇储备与通货膨胀之间的系数为0.0986，与之前全样本以及区制1与区制2外汇储备对于通货膨胀的系数表现出显著的提升。以2011年第二季度为例，我国外汇储备增长率为26.7285%，通货膨胀率为5.7105%，而通货膨胀率中有2.6354%是来自于外汇储备的增加，因此外汇储备的增加对当期实际通货膨胀的贡献程度高达46.2%。

以上数据表明，当我国处于高速经济增长、高通货膨胀时期，我国的通货膨胀主要来源于外汇储备增长率，是典型的国际输入型通货膨胀，外汇储备的增加促使货币当局过量发行货币进而导致了较为显著的通货膨胀。而此时，货币当局通过调节外汇储备来实现对通货膨胀的控制与管理是十分有效的。

图5给出了我国自1995-2015年的通货膨胀与外汇储备的走势。

1.从图5中可以清晰地看出，总体上我国通货膨胀率与外汇储备增长率保持了同向的变动，表明在全样本范围内从卢卡斯总供给模型推导出的通货膨胀率与外汇储备增长率之间的相互关联是吻合的。

2.本文发现当我国处于高增长、高通胀的区制内时，我国的外汇储备与通货膨胀均处于相邻时期内的较高水平，并且二者走势趋于一致，表明我国外汇储备与通货膨胀之间存在高度的正向相关关联，此时我国较高的通货膨胀率大部分来自于外汇储备的增长，属于典型的国际输入型通货膨胀。

3.从图5中还发现，1998-2002年以及2012年之后，我国进入了低速增长时期，这两段时期外汇储备增速的走势与通货膨胀率的变动趋势产生了显著的差异，表明当我国处于低速增

通过分析发现，在我国1998-2002年期间，我国经济增长大幅度下滑，随之而来的是我国出现了轻微的通货紧缩局面，这主要是受东南亚金融危机的影响。我国政府为了保证香港外汇市场以及资本市场的稳定，斥资1000亿港元平准基金采取了救市行动。这使得我国外汇储备增速在短期内急剧下降，并导致外汇储备对通货膨胀的影响方向也发生了相应改变，此时，通货膨胀与外汇储备间的作用机制与固定系数“卢卡斯总供给方程”的描述相悖。具体表现为：外汇储备增速的下降对于通货膨胀率不再具有显著的影响，这两者之间不存在任何显著的相关关联。这主要是因为：外汇储备的负增长会显著降低一国对国际金融风险的抵御能力，同时使我国的国际购买力水平下降，这会引起短期内的供给不足，造成通货膨胀率不再与外汇储备增速同方向的变动，这两者之间便不存在显著的相关关联。东南亚金融危机平复后，外汇储备对通货膨胀的正向影响效应稳步上升，形成了持续增强的拉动效应。然而，在2008年美国次贷危机爆发过后，我国外汇储备增速与通货膨胀之间的依存机制再度发生转变，尤其是在2012年之后，外汇储备增速大幅度下降，而通货膨胀率的变动则较为平稳。这些事实表明我国经济在遭遇外部冲击时，外汇储备增长对于通货膨胀的作用机制发生了显著的改变。通过以上分析本文认为，我国当前面临着产能过剩的不利局面，属于典型的需求约束型经济，而外汇储备的下降不会对于我国当前持续低水平的通货膨胀产生显著的下拉效应。因此，我们应理性看待当前央行的结构性减储行为，不必过分担心央行的结构性减储行为对于我国当前通货膨胀收缩局面所产生的不利影响。

四、结论

本文选取我国1995年第一季度至2015年第三季度的经济数据，深入研究了我国通货膨胀与外汇储备之间的非线性关联，主要得出以下几方面的结论。首先，在全样本范围内，外汇储备增长率能够导致通货膨胀水平的提升，表明由卢卡斯总供给模型所推出的通货膨胀与外汇储备增长率之间的相互关系与我国实际的经济运行状况是高度吻合的。其次，我国通货膨胀与外汇储备之间存在显著的经济增长门限效应。具体而言，当我国经济高速增长时外汇储备增长率对于通货膨胀的贡献程度要显著高于不考虑经济增长门限效应与经济低速增长时外汇储备增长率对通货膨胀的贡献程度，这表明当我国处于高速经济增长时我国的通货膨胀主要是国际输入型通货膨胀，外汇储备的增加促使货币当局过量发行货币进而导致了较为显著的通货膨胀，此时，货币当局通过调节外汇储备来实现对于通货膨胀的控制与管理是十分有效的。但是当我国经济低速增长时，外汇储备增长率对于通货膨胀的作用机制发生了显著的变化，外汇储备增长率与通货膨胀之间不存在任何显著的相关关联。最后，当我国处于高速经济增长时期，我国通货膨胀与外汇储备之间存在显著的通货膨胀门限效应。具体而言，当我国通货膨胀水平较高时，外汇储备增长率对于通货膨胀的影响要显著高于通货膨胀水平较低时外汇储备增长率对于通货膨胀的影响，较高的通货膨胀主要是来自于外汇储备的增长，即外汇储备的增加促使货币当局过量发行货币进而提升通货膨胀水平；但是当通货膨胀水平较低时，外汇储备增长率对于通货膨胀的作用机制不再显著。

篇10

中图分类号：F810.42 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2013）02-00-01

通货膨胀问题是困扰世界经济稳定发展、影响人民生活水平提高和社会不安定因素增加的重要原因，各国经济学界都在探讨这一问题，也曾提出过一些解决办法，但实际效果并不明显，西方国家由于通货膨胀，必然导致经济危机发生，在一定程度上也波及中国经济的持续稳定健康发展。

一、通货膨胀的一般特征及产生原因

（一）通货膨胀特征

现代社会不断的高速发展，物价水平也随之得到了快速上涨，不仅影响到居民的日常消费，而且影响到国民经济的平稳健康发展，笔者经过总结分析认为，通货膨胀产生的主要以下几点特征为：（1）物价上涨幅度过高，超过了人们的承受能力，西方发达经济体一般上涨3%―4%就处于通货膨胀状态，而中国一般上涨5%―6%，才算处于通货膨胀，然而人们的感受能力往往高于此数值；（2）城乡物价不同步增长，经济发达地区物价涨幅高于不发达地区，农村高于城市；（3）消费品价格高于生产资料价格的涨幅；（4）经济高增长往往伴随高通货膨胀；（5）泡沫经济膨胀，金、银、珠宝、文物等涨幅肆无忌惮，严重扰乱市场秩序；（6）通货膨胀必然导致社会不安定因素增加，犯罪率上升。

（二）产生通货膨胀的原因

各国经济学界都在探讨通货膨胀这一问题，笔者针对通过膨胀产生的原因进行下文简述：（1）货币发行量过多，形成供过于求的金融市场，导致固定资产投资和消费基金过多过快，是产生通货膨胀的根本原因；（2）固定资产投资规模过大，经济发展失衡，生产资料供需矛盾突出，是诱发通货膨胀的重要原因；（3）信贷结构及投向不合理，金融市场秩序混乱、资金大量流失，安全性减弱；（4）社会上集资热、炒股热、债券热、房地产热、稀有物品拍卖热席卷全国，多元化融资造成市场货币超量流通、泡沫经济膨胀，推动通货膨胀；（5）产业结构失调、农业和实体经济投资不足、产品市场特别是农产品市场有效供给不足，推动物价上涨；（6）价格改革、调价幅度过大；农产品、能源产品、原材料调价幅度过大，造成下游产品成本上升，从而推动物价上涨；（7）收入分配不公，导致阶层分化严重，消费基金增长过快、购买力增强，拉动物价上涨；（8）外汇汇率改革，美元贬值，推动人民币升值，吸引外国游资进入中国，搞乱本国金融市场，推动通货膨胀；（9）外贸体制改革，进出口贸易出现大量顺差，外汇储备过量增长，推动物价上涨；（10）流通市场秩序混乱，牟取暴利成风，导致物价暴涨而失控。

上述综合原因，必然导致通货膨胀泛滥成灾、社会秩序混乱、人民幸福指数下降，经济发展受阻，严重者更是会导致经济危机出现。

二、通货膨胀对居民消费的影响

（一）通货膨胀对居民生活水平的影响

通货膨胀使人们的生活负担加重，生活水平降低。民以食为天，消费物价上涨的核心是食品价格，它直接影响到城乡居民家庭的生活水平和生活质量。城乡居民消费结构中，食品在总消费中所占比重（即恩格尔系数）与去年同期水平相比，均有大幅度提升。食品支出份额增大，其他消费必然受到挤压，物价上涨短期内影响到消费结构改善以及消费层次提高，降低了城乡居民的生活消费水平。

（二）通货膨胀对居民收入水平的影响

通货膨胀使人们支出加大，收入水平缩水。日常生活消费支出增加，从收入角度而言，意味着我省城镇居民人均可支配收入、农村人口现金纯收入不同程度缩水。通货膨胀使居民的实际收入减少，降低了居民的消费能力。

（三）通货膨胀对居民消费预期的影响

通货膨胀使人们需求减弱，消费预期降低。居民消费价格持续上涨，特别是以食品为主的生活必需品价格较大幅度上涨，在一定程度上削弱了城乡居民的消费欲望，制约了消费档次的提升，城乡居民消费信心普遍受挫。不少中低收入家庭不得不精打细算，在日常消费品选择上更趋向于经济实惠的替代品，居民购买力下降，消费欲望受到抑制，对开拓我省城乡消费市场、刺激和扩大内需、发展经济极为不利。

三、有效抑制通货膨胀的对策及建议

（一）高度重视农产品生产，保证农产品的正常供给

物价上涨源于农产品价格的大幅走高，教训和经验告诉我们，稳定物价的基础是稳定农产品价格。要从资金、税收、保险、防病防疫等多方面扶持农产品生产企业和农户，给予农产品生产者必要的优惠措施，使生产者有利可图。必要时动用政府储备政策和收购政策调节农产品供给，保障生产者利益，稳定价格。同时，要尽快建立保护农、牧业生产的长效机制，达到“双安全”，即既要实现粮食生产安全，也要实现畜牧业生产安全。

（二）采取灵活机动的调控政策，促进总体物价相对稳定

物价上涨对居民日常消费影响最大，依靠居民自身能力来消化物价上涨带来的压力是不现实的，必须依靠政府和社会的帮助。政府可以利用转移支付等手段来帮助居民抵抗物价上涨带来的负面影响。要保持整体物价水平的相对稳定，要立足国内经济的发展，充分挖掘国内需求潜力，刺激和扩大内需，按照科学发展观的要求转变发展方式，尽可能地减轻国际市场价格变化对国内市场造成的压力。

（三）控制货币供应量增长速度，有效防范金融风险

货币供应量的超速增长是导致物价上涨的原因之一。因此，要对货币信贷过快增长进行调控。政府要加大公开市场业务力度， 对冲外汇投放的基础货币，对金融机构进行“窗口指导”， 提高金融机构资产的质量， 适度控制贷款规模。要解决长期机制问题，单纯的加息并不能抑制通货膨胀，只有推进人民币汇率形成机制的进一步市场化，才能消除国际市场对人民币汇率升值的预期，进而防范市场泡沫而带来的金融风险。

参考文献：

[1]秦海林.政府消费、城乡居民消费与通货膨胀[J].石河子大学学报（哲学社会科学版），2009（05）.

[2]邵霖.浅议中国当前通货膨胀的特点、成因及其影响[J].山西高等学校社会科学学报，2008（07）.

篇11

1.引言

居民消费价格指数（Consumer Price Index，简称CPI）是度量居民生活消费品和服务价格水平随着时间变动的相对数，综合反映居民购买的生活消费品和服务价格水平的变动情况。这一指标不仅影响着政府制定货币、财政、消费、价格、工资、社会保障等政策，同时也与居民日常生活密切相关。因此，对CPI的波动性研究，即是了解通货膨胀的波动性特征，具有重要的理论意义与现实意义。

尽管通货膨胀对经济的有重要影响已成为共识，但通货膨胀与其不确定性之间的关系，学术界并没有形成一致的看法。Firedman （1977）认为较高的通货膨胀会导致更大的通货膨胀不确定性。Ball（1992）完善了Friedman的观点，认为由于公众不了解政策制定者的偏好，政策制定者的偏好不确定性只有在通货膨胀较高时，才会影响通货膨胀的不确定性。国内外很多研究支持Firedman的观点。Grier等（2006）对墨西哥通货膨胀与通货膨胀不确定性的影响进行分析，结果表明较高的通货膨胀会增加通货膨胀的不确定性。Karahan（2012）通过对土耳其CPI数据分析表明，通货膨胀导致了通货膨胀不确定性，支持了Friedman的观点。

另一方面，Cukierman和Meltezer（1986）认为通货膨胀不确定性能够导致通货膨胀以及较低的长期经济增长。Thornton（2007）对12个新兴市场国家的研究表明，所有经济体都强有力支持了Friedman的观点。但对于通胀不确定性对通胀的影响的证据较不一致，一些国家较高的通胀不确定性会导致较高的通胀率，但一些国家会导致较高的通胀率。 Balcilar等（2011）利用线性和非线性格兰杰因果检验，通过GARCH模型对G3国家通货膨胀及通货膨胀不确定性的研究表明。通货膨胀与通货膨胀之间有相互的积极作用，分别支持了Friedman和Cukierman-Meltzer的观点。

近年来，随着全球经济波动，我国国内生产、生活物资价格在上涨中存在波动，公众对未来物价的预期呈现出不乐观趋势，各级政府通过宏观调控稳定物价。通货膨胀问题成为近年来公众和政府部门关注的焦点。本文从通货膨胀及其波动性关系出发，利用GARCH模型计算通货膨胀波动性的衡量指标，并采用Granger因果关系检验分析通货膨胀与波动性之间的因果关系，并得出结论。

4.结论

同国内外许多研究所证实一样，通货膨胀与通货膨胀波动率是紧密相关的，根据上述的实证研究，得出以下结论。

第一，我国的数据支持Friedman-Ball的假说，即通货膨胀对导致通货膨胀的波动性。可能的原因从货币政策来考虑，我国的中央银行即中国人民银行的目标之一是通过指定货币政策来达到提高国民收入的目的，由于公众无法了解通货膨胀是政策原因还是由于货币的随机扰动所形成的的，因而无法形成通货膨胀预期，因此导致了通货膨胀的高波动性。在这种波动情况下，可能会引起货币政策的出台来促进经济增长，从而导致通货膨胀增长，直至公众认识到通货膨胀的原因是货币政策引起的并采取相应行动。因此，通货膨胀是通货膨胀波动的Granger原因而不是通货膨胀波动是通货膨胀的Granger原因。

第二，对于政策运用的意义。通货膨胀对经济体产生重要影响，政府部门能通过货币政策调整通货膨胀水平进而来影响经济表现。通货膨胀的波动性对通货膨胀不存在因果关系，其原因可能是我国投资者对于利率不敏感所导致，因此，在运用经济政策调控经济时，不应该仅从货币政策干预，应结合我国国情，制定相应的货币政策和财政政策。

第三，对于政策目标的意义。由于通货膨胀会导致通货膨胀波动，因此，在通货膨胀较高时，会导致通货膨胀波动，人们对于未来的预期具有不确定性，无法了解政策走向或者分析出货币的随机波动性，因此厂商会放弃签订长期合同，使得投资风险增大，导致投资减少，进而就业减少，从而导致长期的产出减少。无论是实践中还是西方经济学经典理论，一个经济体不可能实现“低通胀、高增长”的情形，因此，应该将经济政策倾向于“较低通胀，适度增长”的目标。

参考文献：

[1]Friedman， M. Nobel Lecture： Inflation and Unemployment. Journal of Political Economics， 1977， 85： 451～ 472

[2]Ball， L. Why dos High Inflation Raise Inflation Uncertainty？ Journal of Monetary Economics， 1992， 29： 371～ 378

[3]Robin Grier， Kevin B. Grier.On the real effects of inflation and inflation uncertainty in Mexico. Journal of Development Economics， Volume 80， Issue 2， August 2006， 478～ 500

[4]Cukierman， A. and Meltzer， A . A Theory of Ambiguity， Credibility and Inflation under Discretion and Asymmetric Information. Econometrica， 1986， 54： 1099～ 1128

[5]John Thornton. The Relationship between Inflation and Inflation Uncertainty in Emerging Market. Economies Southern Economic Journal 2007， 73（4）， 858～870

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中图分类号：F830 文献标识码： A 文章编号：1003-7217(2012)02-0008-06

一、引 言

由于通货膨胀对宏观经济运行和金融市场发展都有重要影响，因此，国内外学者对它进行了广泛研究，得出一系列成果。蔡纯（2010）利用条件异方差模型分析了2007年次债危机以来主要大宗商品价格变动情况，研究表明不同商品期货市场的有效性略有差异，主要商品收益波动均具有积聚效应与杠杆效应［1］。张成思（2008）分析了1980~2007年中国通货膨胀情况，研究表明在低通胀环境下我国通货膨胀仍然呈现相当高的惯性特征［2］。李敏、王相宁（2008）研究了1987~2008年我国通货膨胀率的动态波动路径，研究结果表明我国的通胀惯性在低通胀区制时弱，在温和、高通胀区制时强［3］。艾慧（2010）认为通货膨胀理论的核心部分是传导机制，而治理通胀的根本途径是采取措施调控货币需求和削弱通胀预期的影响，以改变微观主体行为［4］。

Fuhrer，Jeffrey（1995）研究认为，通货膨胀惯性强与弱对货币政策的滞后效果有决定性的影响［5］。

Engle（1982）提出ARCH 模型，并且认为该模型集中反映了金融数据时间序列方差波动特点［6］。Bollerslev（1986）证明广义自回归条件异方差模型，即GARCH 族模型能够更好地刻画收益序列残差项的异方差性［7］。Nelson，Daniel （1991），Black（1976）从理论和经验两方面阐明了利好消息与利空消息对股市的不对称影响［8，9］。Nelson，Daniel（1991）也首次提出了非对称波动性的EGARCH 模型［9］。Engle（1993）比较了允许利好消息和利坏消息对未来的波动性有不同影响的非对称波动性模型［10］。

虽然国内外学者就通货膨胀的形成、惯性、演化机制等问题从不同侧面和角度进行了有成效的研究，但是这些研究在整体上缺乏对通货膨胀特征的关注，而这个问题对帮助货币当局就通货膨胀治理建立一个理性的期望、选择有效的政策着力点是至关重要的。为此，本文在借鉴上述研究的基础上，拟采用条件异方差模型结合我国1994年1月~2009年12月的居民消费价格指数对中国通货膨胀的动态演化特征情况进行研究，以期揭示中国通货膨胀的演化机制及其内在规律并提出相应的政策建议。

二、模型的选择与分析思路

1.ARMA模型。ARMA（p,q)表达式为:

ut=c+∑pi=1φiut－1+εt+∑qj=1θjεt－j（1）

其中ut为平稳时间序列，ut－1为滞后随机变量，误差项εt为白噪声，c为常数项，φi、θj为参数。

2.ARCH模型。ARCH（p)条件方差函数为：

σ2t=ω+∑pi=1αiu2t－j（2）

ARCH模型通过对过去p期非预期回报ut的平方的方差的移动平均来捕获回报序列的条件异方差。该模型是由Engel于1982提出。

3.GARCH模型。GARCH(p,q)表达式为:

εt=σtet et～i.i.d.N(0,1)

σ2t=ω+∑qj=1βjσ2t－j+∑pi=1αiu2t－j（3）

其中σ2t=E(u2tFt－1)，Ft－1为t时刻以前的全部信息。当q=0时，GARCH模型即为ARCH(P)模型。GARCH(p，q)过程是平稳过程的充要条件是α(1)+β(1)＜1，当p=q=1，α(1)+β(1)=1时，GARCH(1，1)即转化为IGARCH(1，1)模型。

其中α(1)=∑pi=1αiβ(1)=∑qj=1βj。该模型是由Bollerslev于1986提出的。

4.TARCH模型。其条件方差方程表达式为：

σ2t=ω+∑qj=1βjσ2t－j+∑pi=1αiu2t－j+

∑rk=1γku2t－kI－t－k（4）

当ut＜0时，I－t=1，说明坏消息有一个更大的冲击，即(αt+γt)倍的冲击；ut>0时，I－t=0，说明好消息的冲击要小，只有αt倍；当γk＜0时，则表明市场对坏消息的反应更强。该模型是由Zakoian于1990年提出。

5.EGARCH模型。其条件方差方程表达式为：

log(σ2t)=ω+∑qj=1βjlog (σ2t－j)+

∑pi=1αiut－iσt－i－E(ut－iσt－i)+∑rk=1γkut－kσt－k（5）

等式左边是条件方差的对数，说明杠杆影响是指数的，该模型是由Nelson于1991年提出的。当γk＜0并且通过显著性检验，则表明市场存在非对称效应，即杠杆效应。

首先,把CPI指数随时间推移而形成的数据序列看作是一个随机序列，利用ARMA模型可以挖掘CPI指数序列自身变动规律。其次,把CPI指数序列看成一个均值为零，方差随时间变化的正态分布，利用ARCH模型可以把CPI指数序列的波动集群性表现出来。然后,利用GARCH模型可以反映出CPI指数序列的长期记忆性质。最后,利用TARCH、EARCH模型可以把好、坏消息对CPI指数序列影响的非对称效应表现出来。

财经理论与实践(双月刊)2012年第2期2012年第2期(总第176期)王祥兵，严广乐等：中国通货膨胀的波动性与杠杆效应研究基于条件异方差模型的实证分析

三、中国通货膨胀特征的实证分析

1.样本选取与数据处理。

本文数据来自国家统计局网站所公布月度数据，样本选自1994年1月~2009年12月的月度CPI指数，样本容量192个。以Y代表CPI月度指数，先采用X-12方法对Y进行季节调整，调整后数据减去100记作X，对X一阶差分记作DX。文中所用工具为Eviews6.0.

表1中的统计结果显示，序列X有尖峰厚尾的分布特征(序列呈现偏态、峰度系数大于3)，Jarque-Bera检验显示非正态性，这些初步表明，序列X可能存在ARCH现象。

3.X序列平稳性检验。

如果采用非平稳序列来建立各种统计模型，就会出现虚假回归问题，因此，在进行ARCH、GARCH等效应检验之前，需要对X、DX序列进行单位根检验（见表2），本文采用的方法为扩大的迪克-福勒检验(ADF检验)。

由表2可知：在显著性水平为1%的条件下，序列X的ADF 检验值大于相应的临界值，说明序列X是非平稳；而序列DX通过检验，拒绝存在单位根的原假设，说明DX序列是平稳的，从而序列X是一阶单整的，即是I(1)，ADF检验法有效。

4.建立ARMA模型。

DX时间序列是平稳的，因而建立ARMA模型是合适的。考虑建立ARMA(1，1)、AR(1，12)、AR(1)、MA (1)模型。通过计算和比较四个模型的AIC、SC值发现模型AR(1，12)的值较小（见表3），根据AIC准则，以及DX时间序列的自相关、偏相关函数分析图，初步确定建立以下方程：

DXt=α1DXt－1+α12DXt－12+εt（6）

借助于Eviews6.0软件，可得序列DX 拟合的函数表达式为:

DXt=0.3581DXt－1－0.289DXt－12+εt

T-Statistic (5.403) (-4.585)

R2=0.1975 DW=2.083

以上模型表明：

(1)序列DX的均值方程有滞后期为12的滞后项，这表明我国的CPI指数的当前走势对未来一年的CPI指数走势都会产生影响。

(2)本模型的计量结果也说明我国的通货膨胀一旦受到外部冲击偏离预期目标，通常一般需要一年或更长时间才能返回到预期水平。

(3)由于序列DX的均值方程有滞后期为12的滞后项，表明我国的通货膨胀影响持续的时间很长，通货膨胀对政策变化的反应速度较慢，即我国的通胀惯性很强，因而在这种情况下，我国的货币政策的效果必然存在着极大的滞后效应。

5.ARCH效应检验。

图1是DX的残差图，观察DX的残差图可以初步判断有波动集现象存在于序列DX中: 较大或较小幅度的波动后会相应地紧随着较大或较小幅度的波动，这说明误差项可能具有条件异方差性。对序列DX的回归方程残差序列进行滞后阶数为1的ARCH-LM检验。F统计量值为5.354，R2值为0.0295，其中：

F=5.354＞F0.05(1,178－1－1)=3.84

LM=TR2=178×0.0295

=5.255＞x20.05(1)=3.841

F和LM统计量所对应的概率值都小于0.05，可知F和LM的值都落在相应临界值的右边，因此拒绝原假设，说明DX残差的平方序列存在1阶自相关，即DX的回归方程残差序列存在ARCH效应。如果对DX的回归方程残差序列进行滞后阶数为12的ARCH-LM检验，序列DX也可通过检验，说明序列DX存在高阶ARCH效应（GARCH效应），于是考虑建立GARCH模型。

6.建立GARCH模型。

由于序列DX的回归方程残差序列存在高阶的ARCH效应，可对序列DX建GARCH(1，1)、IGARCH(1，1)模型。通过计算和比较两个模型的AIC、SC值发现IGARCH(1，1)的值较小（见表4），根据AIC、SC准则，可对序列DX建立如下IGARCH(1，1)模型：

均值方程：

DXt=0.3927DXt－1－0.3052DXt－12+εt

Z-Statistic (9.358) (-7.252)

方差方程：

2t=－0.03082t－1+1.03082t－1

Z-Statistic (-36.87) (1233.513)

R2=0.196对数似然值=-171.75

AIC=1.95 SC=2.006

以上模型表明：

(1)序列DX的方差方程中也有滞后项，进一步表明中国CPI指数的当前走势会对未来的走势产生影响。这种信息没有及时被市场获取，反映在当期的DX序列中，符合本文的自相关检验结果，DX序列的自相关性也很强。

(2) 序列DX的方差方程中:α+β=1，表明在经济开放和转型条件下，外部经济冲击对中国CPI指数有持续的影响，并且冲击对条件方差也产生持久影响。

(3)运用IGARCH(1，1)模型后，再对方程进行ARCH－LM检验已经不再显著。

7.非对称ARCH模型的建立。

中国的通货膨胀不仅具有波动集群性，而且具有非对称性，即杠杆效应。下面通过建立非对称的GARCH模型的进行实证研究。利用Eviews6.0软件进行估计可得序列DX 的TARCH、EGARCH模型。通过计算和比较两个模型的AIC、SC值发现模型EARCH(1，1)的值较小（见表5），为有效说明中国的通货膨胀的非对称性，根据AIC、SC准则，可对序列DX建立如下EGARCH(1，1)模型：

均值方程：

DXt=0.4308DXt－1－0.3231DXt－12+εt

Z-Statistic (7.012) (-7.053)

方差方程：

ln (2t)=－1.568+0.591t－1t－1－

Z-Statistic (-6.534) (2.959)

0.231(t－1t－1)－0.203ln (2t－1)

(2.015) (-0.793)

R2=0.191对数似然值=-168.21

AIC=1.946S C=2.053

以上模型表明：

(1)序列DX的方差方程中杠杆效应项γ=－0.231，且显著不等于零，说明中国的通货膨胀的具有显著非对称性效应。

(2)序列DX的方差方程中α=0.591，当ut－1>0时，该信息冲击的条件方差的对数有一个0.591+(－0.231)=0.36倍的冲击；当ut－1＜0时，它给条件方差的对数带来一个0.591+(－0.231)×(－1)=0.822倍的冲击。

(3)对于序列DX，负的冲击（使物价上涨的因素）所产生的波动性要远大于正的冲击（使物价下降的因素）的波动性。

四、实证结果的分析及其经济机制

由于宏观总量总是由微观个量组成，因而宏观经济现象不可能离开其微观基础而存在，对宏观货币经济现象的调控也必然要依赖于其现实的微观基础和制度条件。基于此，下面将从理论分析视角讨论中国通货膨胀特征的微观机制和政策价值。

1.通胀惯性。在以上的AR(1，12)、IGARCH(1，1)、EGARCH(1，1)模型中，均值方程、方差方程中都含有滞后项，特别是均值方程有滞后12期的滞后项，这说明中国CPI指数的当前走势对未来的走势会产生影响。因而我国居民的通货膨胀预期受实际通货膨胀及其滞后序列的影响较大。当期实际通货膨胀的波动会对下一期的通货膨胀预期产生正的影响，且这种影响会持续1年左右的时间，即消费者在形成通货膨胀预期时，会考虑一年以来的通货膨胀历史情况。模型AR(1，12)的计量结果也说明，我国的通货膨胀有很强惯性特征①。由于我国物价指数序列DX的均值方程有滞后期为12的滞后项，说明我国的通货膨胀影响持续的时间很长，通货膨胀惯性很强，即通货膨胀对政策变化的反应速度较慢，在这种情况下，我国的货币政策的效果必然存在着极大的滞后效应。因而我国货币当局在进行反通货膨胀的货币政策时，应充分考虑我国通胀惯性强的特征，对通货膨胀抬头趋势的适度警觉，以应对强通胀惯性环境下的货币政策滞后效应［2］。

2.波动集群性。

在IGARCH(1，1) 方差方程中，β表示系统波动的记忆性， β越大说明系统记忆性越强，当β为正则说明系统会通过非线性机制放大其前期的波动；α表示系统外部冲击对系统波动的影响，当α为正且较大时,表明外部冲击对波动影响较大，而当α为负,表明外部冲击有助于系统稳定；(α+β)表示通胀波动的持续性，当(α+β)＜0，则说明模型收敛，波动对条件方差的影响有限；如果(α+β)=1,则说明外部冲击对条件方差影响持久［11］。根据IGARCH(1，1)模型对中国通货膨胀的估计，β=-1.0308＞1, 这表明我国经济系统具有放大其前期价格波动特性，因而我国价格系统运行不具有自稳定功能，仅依靠市场的力量难以达到价格稳定，必须依靠非市场的政策干预才能实现中国价格系统的平稳运行，这也说明经济转型和开放条件下的中国市场经济还不是很成熟，不具有内生最优演化性［11］。其次α=-0.0308＜0，说明我国经济系统中前期外部冲击能降低本期通胀波动，因而我国的经济干预政策具有稳定价格系统运行功能，这也从实证上说明我国相关经济政策的有效性，为我国政府的经济干预提供理论和实证依据。同时我国通货膨胀波动的持续性(α+β)=1,表明外部经济冲击对价格波动产生了持久影响，这与我国通货膨胀惯性较长特征一致。

3.杠杆效应。

在EGARCH(1，1)中，在方差方程中的系数γ显著异于0，且为负值，反映了中国通货膨胀波动的杠杆效应。负的γ值表明负的冲击（即使物价上涨的因素）和正的冲击（即使物价下降的因素）对市场价格产生影响是不对称的，负冲击(0.822倍)对市场价格的影响往往要比相同规模的正冲击(0.36倍)强烈多。这种杠杆效应主要归咎于市场客体的心里预期即通货膨胀预期。其过程一般包括以下三个方面:（1）消费决策。当消费者形成通胀预期时，为了保值增值，他们会增加耐用消费品或可增值的金融产品，从而使货币需求减少、货币超常供给。（2）企业投资决策。通胀预期下，企业的投资成本降低，在短期内，由于企业投资的增加将导致总需求增加，从而通胀压力进一步加大。（3）生产要素供需环节。当生产要素供给者通胀预期形成时，在签约时供给者会提高生产要素的报酬率，当生产要素需求者同意提高时，被提高的生产要素的报酬率部分会通过生产转嫁到产品价格中，从而形成下一轮的成本推动型通胀；当生产要素需求者不同意提高时，要素需求者减少生产要素的购买，导致总供给减少，这也会使新的通胀压力形成。当通胀预期一旦形成，上述三种途径就会叠加成为新一轮物价上涨的非均衡力量，从而产生更强大的通胀压力，导致物价上涨的“羊群负效应”。而一旦市场价格下降时，由于市场客体的通货膨胀预期的粘性和市场价格的粘性，则会使市场价格向下的趋势变得平缓的多。因此，中国通货膨胀的杠杆效应较为明显。

五、结论与政策建议

以上研究表明，我国通货膨胀具有波动集群性、通胀惯性强、杠杆效应等特征。

波动集群性特征说明外部经济冲击对我国价格波动影响持久，并且经济系统自身会放大其前期的波动，因而经济系统不可能依靠市场的力量达到稳定状态，只有靠外部力量的政策干预才能实现中国价格系统的平稳运行，这也说明中国货币当局进行政策干预价格波动的必要性和重要性。通胀惯性强的特征说明我国通货膨胀对其治理政策变化的反应速度较慢，货币当局必须保持对通货膨胀抬头趋势的适度警觉，加强对货币政策时滞的管理，以减少货币政策滞后效应。杠杆效应说明通胀预期对物价上涨的“羊群负效应”起着很重要的推动作用，因而在物价上涨时，我国公众的通胀预期并非完全理性，货币当局应该加强通胀预期管理和积极引导公众形成良好的、稳定的通胀预期，前瞻性地做好宏观微调准备，以减少高通胀预期对宏观经济运行和货币政策传导的的影响。通过对中国通货膨胀特征分析，可以看出中国通货膨胀特征有深刻政策含义，对通货膨胀治理、通胀预期管理、货币政策安排等都具有相当重要的指导意义和价值：

1.我国通胀惯性强的特征要求增强货币政策的前瞻性，减少货币政策滞后效应。措施如下：首先，应提高货币政策的时效性、增强货币政策的弹性和灵活性，减少货币政策冲击对产出的滞后性。其次,要根据经济形势的演化，适当控制货币供给增长率，减少流动性，同时要合理搭配其他政策工具降低通货膨胀受货币供给量的显著滞后影响。最后,提高中央银行的独立性，缩短货币政策内部决策时滞；提高微观经济主体的敏感性，防止货币政策被扭曲，缩短货币政策外部时滞。

2.杠杆效应说明公众一旦形成了长期高通货膨胀预期，政府就需要花大量精力去改变这种预期，而且宏观经济还会面临长期滞胀的风险。因而政府应加强通胀预期管理，利用经济政策与措施影响远期，以期改变公众通货膨胀预期，让公众确信政府能解决通货膨胀问题，以减少羊群负效应。措施如下：首先,政府应该加强各种信息和政策的披露和共享，增加政策的透明度和可信度、降低公众获取真实信息的成本、提高公众信息的对称性，从而正确引导和调整公众的预期。其次,当通货膨胀出现时，各经济决策部门可以通过协同行动、多种政策协调操作协调来疏导公众的通胀预期心理。

3.本轮通胀是从2010年7月份开始，2011年前四个月的CPI上涨是5.1，5月份达到5.5。本轮通胀是2008年11月以来较长时期货币供应过多的直接结果，过多的货币供应强化了中国经济的粗放扩张，恶化了经济结构，特别是最终消费和居民消费比例在2010年降到最低点，因而形成了强大的通货膨胀压力，同时产品成本增加积累以及国际市场大宗商品上涨进一步强化了通胀压力。中国通货膨胀特征对本轮通胀治理的启示：(1)政府较早承认通货膨胀的出现，确认控制物价上涨是宏观调控首要任务，这是一个强烈的信号，表明中国政府治理通胀的决心和信心，有利于疏导的公众通胀预期心理。(2)本轮通货膨胀率不断攀升，主要因为农产品，特别是食品价格上涨所导致的，也有房地产价格上涨因素。因而要治理中国的通货膨胀，就应针对这两个最主要的源头进行，尽量平衡农产品与房地产市场长期的供求。(3)由于通货膨胀预期具有很强的自我实现性，政府可以通过动用农产品的储备和提高农产品生产力来降低通货膨胀的预期；通过提供保值债权，显示政府治理通货膨胀的决心，改变公众对通货膨胀的预期。(4)政府应为公众提供可靠的防通胀工具，让公众不必通过购买商品来避风险；也可利用人民币升值的优势和降低关税来增加进口，以增加预期的国内供给，从而使低通胀自我实现。(5)货币当局通过不断提高商业银行的法定存款准确金率，可有效降低总体的流动性。到目前我国已经出现16个月的实际存款利率是负的，这会导致中国商业银行的存款流出，可以通过提高长期固定存款的利率，让实际存款利率朝正向发展以减少存款的流出。

综上所述，我国通货膨胀治理过程必须充分考虑我国通货膨胀特征的影响，在其治理政策的制定和实施中要密切关注我国通货膨胀特征各关键因素变化，加强重要消费品供求情况和价格的跟踪与分析工作，及时采用调控措施消除那些与市场制度逻辑不一致的政策传导条件以及对政策信号不能作出理性反应的市场因素。只有这样，才能稳定价格水平，合理引导物价走势，保持我国经济平稳、快速的发展。

注释:

①通胀惯性是指通货膨胀在受到随机扰动因素冲击后偏离其均衡状态的趋势所持续的，因而通胀惯性的强弱决定了通货膨胀对政策变化的反应速度。

参考文献：

［1］蔡纯.本次经济危机主要大宗商品期货价格波动性研究［J］.金融理论与实践,2010，（2）:64-70.

［2］张成思.中国通胀惯性特征与货币政策启示［J］经济研究,2008，(2):33-44.

［3］李敏，王相宁等.我国通货膨胀率的动态波动机制及政策启示［J］.中国管理科学,2008，(10):278-283.

［4］艾慧.通货膨胀传导机制及其微观基础研究［J］.求索,2010，(3):23-25.

［5］Fuhrer，Jeffrey.The persistence of inflation and the cost of disinflation［J］.New England Economic Review,1995，(1):3-16.

［6］Engle R.F. Autoregressive conditional heteroscedasticity with estimates of the variance of united kingdom inflation ［J］. Econometrica，1982,(150):987-1007.

［7］Bollerslev T. Generalized autoregressive conditional heteroskedasticity［J］.Journal of Econometrics，1986，3(31):307-327.

［8］Black R. Studies in stock price volatility change:proceedings of the 1976 business meeting of the business and economics tatistics section ［C］.［s.l.］:American statistical association，1976.

［9］Nelson，Daniel B.Conditional heteroskedasticity in asset return:a new approach ［J］.Econometrica，1991，(59):347-370.

［10］Engle R F，Ng V K.Measuring and testing the impact of news on volatility［J］.Journal of finance，1993,(48):1749-1778.

［11］杨淑萍.基于ARCH 模型的我国宏观经济系统内生波动性分析［J］.统计与决策,2009，(15):103-105.

［12］王培辉，袁薇.我国通货膨胀率动态特征研究［J］.财经理论与实践,2010,(4):8-12.

［13］王祥兵，严广乐，何建佳.货币政策传导系统复杂性研究［J］.学术界，2010，(7):45-54.

［14］唐志新.通货膨胀预期自我实现的影响因素及对策研究［J］金融纵横,2010，(2):7-12.

［15］徐瑞娥.关于我国近期通货膨胀的特点、成因和治理对策的观点综述［J］.经济研究参考,2009，(54):26-31.

［16］马树才，贾凯威.货币政策对通货膨胀治理与国民经济增长的效应研究［J］.统计与决策,2009，（14）:128-132.

［17］Engle R，Lilien F，Robins R P.Estimating time varying risk premia in the term structure : the ARCH-M model ［J］.Econometrica，1987，(55):391-407.

［18］Engle R.. Autoregressive conditional heteroscedasticity with estimate of the variance of United Kingdom inflations［J］.Econometrica.1982，(50):987-1008.

［19］Glosten L R，Jahannathan R，Runkle D E.On the relation between the expected value and the volatility of the nominal excess return on stocks［J］.Journal of finance，1993,(48):1779-1801.

Volatility and Leverage Effect of China's Inflation:An Empirical Analysis by Conditional Heteroscedastic Model

WANG Xiang-bing,YAN Guang-le,YANG Wei-zhong

篇13

中图分类号：F820.5文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2011）12-0179-02

通货膨胀是困扰我国经济稳定与发展的最重要问题之一，通货膨胀的影响具有滞后性，平均而言，通货膨胀率对利率作出反应的时间是2.5年，并且这种滞后不是固定不变的，有时会长达3年。换言之，为了预防可能出现的通货膨胀，货币当局必须现在就要有所作为。因此，加强通货膨胀的预测预防研究防患于未然是非常重要约。

一、中国通货膨胀的特征及趋势

1.我国通货膨胀的特征

从经济运行的内在规律分析，通货膨胀的根本原因是“钱多货少”。有人认为，经过30年的改革开放，我国经济已摆脱了商品长期紧缺的阴影，市场繁荣，无所不有，不会出现“钱多货少”的情况。这种观点有一定道理，但不全面，它反映了我国消费品和投资品市场百业兴旺的现状，但是忽视了通货膨胀与紧缺经济不是完全对等的经济现象。西方发达国家不是紧缺经济，市场长期处在商品供给相对过剩、需求相对不足的状况，但是仍然会出现通货膨胀。我国经济现在也已经摆脱了商品紧缺的影响，一般不会再出现过去那种商品紧缺性的通货膨胀，但是不能绝对避免商品相对过剩情况下的通货膨胀。当前我国经济中货币流动性过大，货币投放的速度过快，以及流动性大的货币(现金和活期存款)增长偏快，通货膨胀的压力在加大，存在着物价结构性上涨演变为明显通货膨胀的可能。因此，要防止这种可能变为现实。而防止通货膨胀首先要把着力点放在防止经济过热上面，要把“防止经济增长由偏快转向过热”和“防止物价由结构性上涨转变为明显的通货膨胀”，同时作为宏观调控的首要任务。

2.我国通货膨胀的发展趋势

按传统经济理论，通货膨胀成因有很多类型，包括需求拉动型、成本推动型、结构型和货币型通货膨胀等等。

其实，无论成因如何，通货膨胀问题都与货币供应有关。我国目前发生的通货膨胀也是如此，尽管可以从不同角度去寻求原因，但其根本原因仍然是经济中货币流通量过多，即所谓的流动性过剩。不过，这种局面不是政府滥发钞票造成的，而是汇率体制与机制欠灵活所致。

众所周知，近年来，我国贸易顺差持续扩大，国外资本大量涌入，再加上我国实行银行结汇制，以及以稳定汇率为目标，使得中央银行不得不被动大量收购外汇作为国家外汇储备。外汇占款的增加直接导致了基础货币的投放，而且随着国外净资产占货币供应量的比重以及外汇占款占中央银行基础货币比重的上升，国外净资产的增长对基础货币增长已经具有了支配性作用。

因此，从我国通货膨胀的形成逻辑来看，尽管我国目前爬行式通货膨胀仍将可能持续一两年的时间，但最多形成较严重的通货膨胀，发展成加速的通货膨胀的可能性很小。由于我国的货币扩张主要是由贸易顺差和外资流入引起的，因此如果人民币汇率升值进一步加快，将能有效减轻基础货币被动投入压力，缓解流动性过剩格局，从而可以在一定程度上抑制通货膨胀。换句话说，也就是尽管目前我国货币供应量的高速增长使得未来我国面临较高的通货膨胀压力，但我国的货币扩张主要是由贸易顺差和外资流入引起的，因而是可控的。

二、我国通货膨胀预警系统的构想

根据我国国情，借鉴国外经验，我国通货膨胀预警指标体系可由综合物价指数、先行指标和承受度指标组成。

1.综合物价指数

各种物价指标反映的对象各有侧重，难以全面反映通货膨胀的程度，因此，对通货膨胀的有效预警，需要建立综合物价指数。它不仅应反映消费品价格水平，而且还应反映投资品的价格水平，以及这些指标对通货膨胀的影响程度(权数)。

为了保证指标的敏感性，除选取综合价格外，预警指标还应选取对通货膨胀具有较大影响的特殊产品价格，比如，粮、棉、化肥价格指数，生产资料价格总指数等。

2.先行指标

为保证宏观政策对物价变动及通货膨胀风险具有预见性，通货膨胀风险指标还应重点选取先行指标。哪些是通货膨胀预警的先行指标？这与通货膨胀的生成机理有直接的联系。我国通货膨胀有其独特的生成机理。主要有两个特点：

(1)国民经济各大平衡关系主要是通过信贷实现的。首先，财政存在着赤字。虽然财政已不再向银行透支，但以国债弥补赤字仍造成了对通货的压力。更应注意的是，由于财政财力有限，银行事实上承担了某些财政的职能，比如贷款发工资，政策性贷款等，财政性的货币发行仍然存在。其次，国民收入存在超分配现象。企业或社会分配明显趋向个人。收入来源一个是国有资产的流失，另一个就是贷款，银行的呆账坏账就是超分配的一种表现。通过信贷方式实现总供需平衡，最终导致的只能是货币的超经济发行，通货的扩张成为通货膨胀风险的先兆。

(2)投资扩张与我国通货膨胀关系密切。通货量指标和投资量指标是重要的通货膨胀预警先行指标。将通货量和投资量作为通货膨胀预警的先行指标还有重要的政策意义。投资政策和货币政策是我国宏观调控的两个重要政策工具，对通货量指标和投资量指标的事前监控，不仅可能预见通货膨胀风险，而且可为控制物价水平提供具体的投资、货币政策目标，具有可操作性。

3.承受度指标

通货膨胀风险是两大因素相互作用和变化发展的结果，一个是通货膨胀自身的变化，另一个则是通货膨胀承受度的变化。较高的通货膨胀率有时没有形成通货膨胀风险，而较低的通货膨胀率则有可能形成风险，其中的决定因素是对通货膨胀的承受能力。因此，预警指标体系除了反映通货膨胀程度的指标外，还应包括反映通货膨胀承受能力的指标。

三、通货膨胀的治理

治理通货膨胀的对策，主要有紧缩的货币政策、紧缩的财政政策和直接的物价和消费水平的控制等，其中前两者被称为常规的治理通货膨胀措施，后两者称为非常规的调控方式。

1.紧缩的货币政策

由于通货膨胀说到底是一种货币现象，因此，货币紧缩政策对抑制通货膨胀是有效的。但是，这一政策使广大的企业感到贷款的困难，极端的情况是企业正常的购买投入品活动由于没有贷款而难以进行。投人品交易的缩减，一方面意味着投入品生产部门的产品积压，另一方面意味着使用投入品的生产部门的生产难以进行，其综合效应是总供给水平的降低。其次，货币紧缩政策也会使有限的贷款配置发生变化。在贷款紧缩的情况下，许多效率不好的国有企业将首当其冲，处于停产或破产的困境，为了维持这些国有企业的生存，国有商业银行必须把有限的贷款中的相当一部分分配给那些困难企业，使十分短缺的贷款变成了支付没有效率的企业工人工资的资金来源。但是，那些具有风险但潜在的经济效率十分可观的投资项目却难以得到银行贷款，影响长期有效总供给的增长。再次，在贷款紧缩时期，企业之间原有的那些合同难以履行，出现拖欠“三角债”的现象。三角债务不仅使旧债务难以清算，同时也使新合同难以签订，其长期效应则是总供给水平增长率的降低。最后，一般说来，贷款的短缺会推动货币市场利率的上升，但由于考虑到国有企业的负担以及短期内利率上升具有成本推动的通货膨胀压力，因此中央银行一般倾向于把贷款利率保持在原有的水平。

2.直接的物价控制

当上述两种政策对通货膨胀的抑制作用都不明显时，在短期内较为有效的抑制通货膨胀的办法就是直接的物价水平的控制。直接的价格控制包括全面的价格控制和有选择的价格控制两种情况，前者是指政府规定所有成本和价格上涨的最高限度。直接的价格管制不仅能在短期内使高速发展的通货膨胀降下来，而且在下述意义上对抑制长期通货膨胀也具有正面的效应，即如果能在一个相当长的时期内宣布一个有一共管制的物价上涨率，那么，就有可能消除人们对将来物价的不正确的预期，尤其是在加速的通货膨胀时期，这一效果更为明显。就选择的物价控制政策来说，如果被控制的物价是垄断部门的产品物价，那么这种控制就是合理的。因为垄断定价是一种反市场竞争的行为，垄断利润和垄断工资是成本推动型通货膨胀形成中的一个重要原因，所以，必须对其加以适当的调整和管制。当这些垄断部门的产品是中间产品时，对垄断部门的产品价格的管制还可以消除结构性物价上涨现象。这是直接物价控制政策的正面效应。但是，该政策也存在负面效应。

3.合理控制和引导消费需求的增长

一是建立健全国有资产收益与企业经营者、职工个人收入的制衡机制，以保证企业工资总额的增长率低于企业经济效益增长率，职工平均工资增长率低于本企业劳动生产率的提高幅度，防止以侵蚀国有资产的方式增加个人收入；二是要制定各行业企业工资的参考标准和企业经营者工资最高限额，规范企业经营承包的个人收入分配办法；三是运用经济手段对个人收入进行调节，加强税收征管，特别是个人收入所得税的征收。

四、结语

总之，由于货币流通是国民经济状况的综合反映，所以对通货膨胀也必须采取综合治理的办法。只有这样，才能实现国民经济协调、稳定的发展，达到稳定通货的目的。

参考文献：