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