通貨膨脹的特征
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通貨膨脹的特征范文第1篇
關鍵詞:通貨膨脹;成因;政策;建議
中圖分類號:F12文獻標識碼:A
2007年美國爆發了繼上世紀三十年代經濟大蕭條以來最嚴重的一場經濟危機――次貸危機,這場危機迅速從美國的房地產市場蔓延到金融領域,隨著雷曼兄弟等世界著名投行在危機中紛紛倒下,次貸危機的影響力在不斷擴大,最終演變為全球性的經濟危機。在經濟全球化的推動下,世界各主要經濟體都遭受到了不同程度的經濟損失,其中美國、日本和西歐等發達國家受到的沖擊最大,中國作為世界上最大的發展中國家,在這場危機中也難以獨善其身。2007年上半年,我國面臨通貨膨脹的巨大壓力,通貨膨脹帶來了物價上漲、貨幣貶值、生產成本上漲、熱錢流入、人民幣升值壓力不斷擴大等問題。直到2008年8月以后,通貨膨脹的壓力才有所減輕,歷時1年多的通貨膨脹給我國經濟帶來了哪些影響,本文就通貨膨脹問題展開論述。
一、通貨膨脹的性質
關于通貨膨脹的定義,一直都是國內外經濟學家研究和討論的重點,學術界也始終沒有統一的定義。一般的,關于通貨膨脹的權威說法有兩種:一種是新古典綜合學派的觀點,他們認為通貨膨脹是“一般物價水平或物價總水平的普遍的持續的上漲”,因此又稱他們為“物價派”,其代表人物是薩繆爾森;另一種學派是“貨幣派”,其代表人物是弗里德曼,他通過貨幣數量論證明了貨幣量的增長是通貨膨脹的唯一決定因素。目前,國內經濟學家大多是綜合二者即通過研究物價和貨幣數量的兩種經濟現象來衡量通貨膨脹水平。如果物價持續上漲,貨幣供應量持續增加,同時還伴隨著經濟過熱,這種現象就定義為通貨膨脹;反之,即為通貨緊縮。
關于通貨膨脹的成因,國外的經濟學家一般將其分為四大類:需求拉上型、成本推動型、混合推動型和結構性通貨膨脹。在經濟全球化的趨勢下,通貨膨脹也可以從一國傳導到另一國,顯示出輸入型通貨膨脹的特征,這正是經濟危機帶來的嚴重弊端之一。
衡量通貨膨脹的常用指標有消費物價指數CPI、生產者物價指數PPI和GDP平減指數三種,其中CPI是最主要的衡量指標,它通過衡量居民的生活費用來衡量通貨膨脹水平。當CPI超過5%就可看作是嚴重通貨膨脹,CPI在3%～5%之間是溫和型通貨膨脹。2007年我國CPI指數從年初的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“價格”出發解釋通貨膨脹成因
(一)結構性通貨膨脹。2007～2008年度,通貨膨脹率先在農產品和食品價格上體現出來了,具有明顯的“結構化”特征。2007年食品價格上漲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%。導致農產品漲價的原因,一方面是由于政府政策對農村經濟的扶持和提高農民收入水平的要求;另一方面也是市場規律作用的結果,糧食生產成本增加,而市場的消費需求和生產需求旺盛,使得供求不平衡,價格也就被推高了。2007年國際糧食價格居高不下,帶動了國內市場農產品價格的上漲。2008年初,我國南方遭遇了百年一遇的大雪災,南方農產品供給不足,北方大量糧食、蔬菜、豬肉等物資運到南方,加大了成本,農產品的價格自然就上漲了。2008年1～2月份,我國CPI創新高分別上漲7.1%和8.7%,足以證明通貨膨脹的規模不斷擴大。
(二)輸入推動型通貨膨脹。輸入型通貨膨脹是此次我國通貨膨脹產生的又一個顯著特征。次貸危機產生后,大量的資金從金融市場流向商品市場尋求避險,這些熱錢的進入大大推動了能源、原材料和農產品的期貨價格,從而推動了我國進口產品的價格,引發國內相關產品的價格也普遍漲價。我國是世界上進口依存度最高的國家之一,尤其在石油和鐵礦石進口上一直是世界進口大國。1993年我國成為石油凈進口國,2007年原油對外依存度達到46.05%;2007年第一季度首次成為煤炭凈進口國;目前鐵礦石超過一半以上依靠進口;大豆、植物油進口超過50%。2007年以美元標價的國際原油價格持續漲價,屢屢突破每桶百元大關;鐵礦石價格上漲9.5%,2008年則上漲65%～71.5%,這使國內依靠能源和原材料的生產加工企業成本加大,導致國內工業產品價格上漲壓力。
(三)成本推動型通貨膨脹。2007年至2008年6月,我國經歷了高通脹和高增長的發展歷程,這與我國特殊的經濟增長結構有重要關系。傳統上,拉動需求有三駕馬車――消費、投資、出口,其中消費支出是總支出的主要力量。在發達國家消費占GDP總量的2/3左右,其次是投資和出口。而在我國呈現相反的格局,消費只占GDP比例的50%左右,而投資和出口占比逐年上升。根據國家統計局公布的數據,2001～2006年,消費、投資和凈出口對GDP的貢獻率分別由50%、50.1%和-0.1%轉變為39.2%、41.3%和19.5%。投資超過消費成為推動經濟增長的第一推動力,2007～2008年固定增產投資增速在25%左右。出口增長的速度也很快,2005～2007年出口年均增速達到30%以上。投資和外需成為拉動中國經濟增長的兩大動力。投資驅動型的增長模式,一方面加劇了國內能源、燃料等資源的緊缺,資源的稀缺性促使產品物價上漲;另一方面加大了國外大宗產品價格上漲對國內經濟的沖擊力,并導致輸入型通貨膨脹。
三、從“貨幣”出發研究通貨膨脹的根源
弗里德曼認為,通貨膨脹純粹是一種貨幣現象:經濟中存在過多的貨幣將會導致物價上升,紙幣貶值。下面就從貨幣方面來探討一下通貨膨脹形成的根源。
(一)國際收支不平衡,超額外匯儲備持續增長。從1994年開始我國的國際收支已經持續多年順差,這種狀況一直延續至今。順差的原因一方面是我國的貿易順差,出口大于進口;另一方面是我國鼓勵國際來華投資的政策,吸引了海外對華投資逐年增加;此外,由于人民幣升值的預期使大量短期國際熱錢流入中國。國際收支不平衡帶來的后果就是外匯儲備不斷膨脹,到2008年底,我國的外匯儲備已經躍居世界第一,達到2萬億美元。如此大量的外匯儲備也帶來了隱患。由于我國采取的結售匯制度,對人民幣升值有很大的升值壓力。為了保障人民幣不至于過快的升值影響出口,政府不得不用買匯的方式買進大量的美元,使得外匯占款增加,外匯占款增加對應的是人民幣的投放增加,基礎貨幣擴大。2001～2007年我國的貨幣發行速度明顯加快,年增長幅度分別為7.1%、9.62%、10.93%、12.05%、16.99%,貨幣增長速度大于GDP增長速度,因此外匯占款的通貨膨脹效應更加顯著。
(二)流動性過剩帶來的通貨膨脹壓力。流動性過剩就是流通中的貨幣供應量超過商品流通的實際貨幣需求,造成貨幣供需不平衡,供大于求帶來了價格的上漲。我國流動性過剩的主要原因源于投資和消費的矛盾,由于我國居民長期存在保守的消費意識,加之落后的金融投資觀念和投資領域狹窄,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,在缺乏嚴格監管的前提下,銀行為了最大化地盈利不斷放貸,信貸膨脹帶來的是投資過熱,投資的增長又會增加國民收入,一旦投資過熱,通貨膨脹問題也就產生了。
同時,關注國際市場的資本動向,全球性流動性過剩是不可忽視的外因。由于美國長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量不斷增加。2007年以來,美聯儲為了應對次貸危機,繼續加大美元的發行量。美元供給量的快速增加,加大了美元貶值預期,大量資本流入其他國家尋求庇護,加劇了其他國家的通貨膨脹壓力。
四、我國治理通貨膨脹的綜合性措施
(一)貨幣政策手段。2006～2007年央行頻繁運用存款準備金率、貼現率、公開市場操作三大貨幣政策工具治理通貨膨脹。央行先后提高商業銀行存款準備金率共15次,僅2007年就達到10次,存款準備金率從年初的9%提高到年底的14.5%。2008年上半年又先后5次調高存款準備金率,6月份上調至17.5%。其次,上調人民幣存貸款基準利率。從2006年4月28日到2007年12月8日8次上調存貸款基準利率,僅2007年一年就先后9次上調金融機構人民幣存貸款基準利率,一年期存款基準利率從2007年初的2.52%上調至4.14%,累計上調1.62個百分點;一年期的貸款基準利率從年初的6.12%上調至年末的7.47%,累計上調1.35個百分點。同時,發行中央銀行票據,自2003年4月啟動發行央行票據以來,發行量就逐年擴大。2005～2007年每年累計發行央行票據數額分別為2.79萬億元、3.65萬億元、4.07萬億元。此外,央行還運用窗口指導等間接調控手段,調節貨幣供求,穩定物價上漲。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高存款準備金率和利率為代表的緊縮性貨幣政策,并沒有明顯降低貨幣供給量的增長速度。數據顯示,2007年5月至2008年8月,廣義貨幣量M2增速仍然高位運行。我國延續多年的“高通脹,高增長”的局面沒有得到改變。究其原因,主要還是對這次通貨膨脹的成因沒有看清。此次通貨膨脹并不是簡單的成本推動型或需求拉上型,而是各方面原因綜合作用的結果,既有成本推動的作用,也有結構性特征,而且還有國際輸入型通貨膨脹的新特點。使用單一的“數量型”政策工具難以解決各目標,同時證明了主要用于調控短期需求的貨幣政策工具對綜合型通貨膨脹的治理效果不佳。
(二)匯率政策手段。當前,人民幣升值預期是導致國際熱錢流入的重要原因,只要人民幣還有升值的空間,國際熱錢就會源源不斷地流入國內。這些熱錢的進入,一方面帶來了更多的投資可利用資金;另一方面也加大了投機的可能性,帶來了更大不確定性。當務之急就是要改革我國的匯率制度,有關學者提出人民幣匯率改革進度必須在穩步上升的前提下,加快升值節奏,人民幣升值既要改變一開始的“小幅慢走”,又不能跑得太快,“小幅快跑”是可以嘗試的新措施。
我國需要繼續深化匯率管理體制。在此次經濟危機中,美國采取的低利率政策使得美元貨幣供應量不斷增長,美元貶值,我國龐大的以美元標價的外匯儲備資產大幅縮水。因此,我國應改變以往盯住美元的單一匯率形成機制,建立更加多元化的匯率形成機制,例如人民幣對歐元的匯率機制。在應對國際金融危機的形勢下,我國政府也提出一些建設性的建議。例如,央行行長周小川提出的“超貨幣”的觀點,他希望IMF能進一步擴大發展中國家在世界貨幣體系中的地位和話語權。
增加人民幣匯率彈性也是匯率政策改革的重要方面。我國長期實行單一的匯率機制,在此次危機來臨時顯現出其不足。因此,需要改變匯率一味的單一升值趨勢,在特定情況下允許匯率在合理的區間上下波動,增加匯率的靈活性。例如,當國際經濟環境不佳時,我們可以采取適當貶值的手段。
(三)財政政策手段。2008年各項經濟數據顯示中央采用的緊縮性貨幣政策手段成效有限,貨幣發行量仍高于經濟需求的貨幣量,但另一方面財政政策卻更加有效。財政政策不僅可以調節需求,對供給方面也能產生影響,而且財政政策較少受到外部經濟的影響,政策扭曲效果較小。因此,財政政策在治理通貨膨脹時發揮了積極作用。
首先,此次通貨膨脹中農產品漲價是重要原因,這就需要政府提高價格管制能力,尤其要從根本上穩定農產品價格。第一,繼續加大對農村的財政投入、生產補貼,加強農村基礎設施建設;第二,通過關稅手段嚴格控制工業用糧和糧食出口,保證國內的糧食供應穩定;第三,加快農業現代化進程,用科技手段不斷改造傳統農業,使之規模化、機械化,真正實現向現代化農業的轉變;第四,改革農村金融服務體系,加大政府對農村金融的扶持和優惠力度,提高農民收入水平,逐步縮小城鄉差距。
其次,政府應加強對資本市場和房地產市場的監管,完善相關法律制度。2009年我國股市開始復蘇,IPO新股上市發行,大小非全面解禁,創業板籌備上市,資本市場面臨全新的挑戰。政府可以采用提高資本市場交易成本、加大轉移支付力度等宏觀調控手段抑制資產價格的快速增長,從而減小資本市場對通貨膨脹的推動壓力。房地產市場更加需要政府推出“組合拳”來整頓市場秩序。控制房地產投資規模,壓縮銀行對地產行業的信貸規模;加大對房價的調控力度,使價格真正體現供需關系;規范土地審批制度;制定相關法律法規規范房地產市場;對炒房投機行為加以嚴厲監管。
再次,政府需要運用稅收和轉移支付手段,給予企業和居民各項財政補貼。針對國際收支盈余增長過快的輸入型通貨膨脹,可以采取降低出口退稅率,對國內稀缺的生產要素加征出口關稅,減少出口。進一步削減進口關稅,給予企業進口補貼,擴大進口,使貿易不平衡問題得以緩解。另外,對于流進我國的熱錢,可以采取征收托賓稅的辦法,防止資本市場膨脹帶來的通貨膨脹,穩定匯率和減少資本賬戶盈余。針對成本和結構型通貨膨脹,財政政策要適時擴大增值稅轉型試點范圍,降低企業稅率,同時對受到通貨膨脹影響較大的企業,如糧油面、石油、電力等給予財政補貼,以減輕這些企業由于成本上升造成的通貨膨脹壓力。勞動力成本上升也是通貨膨脹上升的重要因素,因此提高個人所得稅免征額能夠激勵勞動力供給的增加。
最后,通貨膨脹還會對居民產生財富效應,尤其對低收入者的影響最大。在治理通貨膨脹的過程中,政府要把財政支出不斷地向教育、醫療衛生、社會保障領域傾斜,向低收入人群傾斜,使財政收入的分配格局更加合理化。這不僅有利于保障社會公平,而且有利于提高人民的生活水平和消費能力,擴大內需,保持經濟有好又快發展。
(作者單位:安徽大學)
主要參考文獻:
[1]林建華,任保平.全球化背景下中國通貨膨脹特征及化解[J].經濟問題,2008.12.
通貨膨脹的特征范文第2篇
關鍵詞：通貨膨脹水平，不確定性，隨機波動模型，MCMC模擬，Gibbs抽樣
中圖分類號：F222.3,0212 文獻標識碼：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
通貨膨脹預期與不確定問題，歷來是經濟管理決策、經濟行為主體和宏觀經濟學家關注的焦點問題。長期以來，通貨膨脹及其所引起的社會成本和福利損失方面的問題引起了人們的廣泛關注，對于通貨膨脹是否會對經濟增長產生不利影響，學術界觀點不一，然而，目前研究者們已經達成的一個共識是：通貨膨脹的不確定性對經濟增長會產生不利影響。這可以從兩個方面進行解釋：一方面，通貨膨脹不確定性的發生將使得價格信號失真，導致經濟行為主體難以把相對價格方面的變化同一般價格水平方面的變化區別開來，從而引起決策錯誤。另一方面，通貨膨脹不確定性改變了社會的風險投資意識，因此經濟行為主體會更專注于短期利潤而忽視長期效益，從而造成整個經濟系統資源配置效率的下降，成為通貨膨脹或者緊縮的新的誘因，致使社會財富遭受重大損失。由此可見，由通貨膨脹導致的社會成本和福利損失的重要原因在于它的不確定性。
諾貝爾獎獲得者Friedman[1]在1977年指出：通貨膨脹率水平與其波動之間存在正向相關的關系，即高的通貨膨脹率水平會引起未來發生更大的通貨膨脹波動并由此導致更低的產出增長和經濟的非效率。Ball[2]從信息不對稱博弈論的角度進一步論證了Friedman 的觀點，因為公眾不知道強硬的政策制定者何時會執政并實施降低通貨膨脹的政策。Friedman與Ball的觀點被稱為Friedman-Ball假說。如果這種假說成立，則由于不確定性與通脹的正向關系使得通脹不確定性成本可以代替通脹的成本，因此穩定價格便成為減少不確定性的重要方法。與Friedman-Ball假說類似，Golob[3]認為反通貨膨脹政策作用的時間是不確定的，這也成為導致通脹水平和不確定性的正相關關系的一個因素。另一方面，Holland[4]將這種正相關關系的原因解釋為經濟行為主體無法準確預知貨幣供應量的改變對價格水平的影響。然而，Cukierman和Meltzer[5-6]在研究通貨膨脹波動對未來通貨膨脹率水平的影響時提出：通貨膨脹水平與不確定性作用的方向與Friedman-Ball假設相反，即高度的通貨膨脹不確定性會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對這一過程的解釋為：貨幣政策當局有追求保持低通貨膨脹和利用不可預期的通貨膨脹刺激經濟的雙重目標，因此為了最大化其政策目標函數，將會充分利用公眾對貨幣增長和通貨膨脹的不確定性，一方面通過擴張性貨幣政策引起通貨膨脹，刺激經濟增長；另一方面要防止貨幣增長過快，這樣最終達到一種最優的通貨膨脹率，從而形成了通脹不確定性與通脹水平的正向相關性。Cukierman和Meltzer的研究表明，當貨幣政策當局具有充分自由進行政策制定和調控時，往往不會選擇最優的調控政策，而是為短期穩定目標留有一定的余地，即采用具有“相機抉擇”特征的貨幣政策框架。
在實證方面，學術界對通貨膨脹水平與不確定性的關系進行了大量的研究，但是結論并不一致。綜合這方面的文獻可以看出，這種不同的實證結果除了與不同研究對象的經濟狀況以及政策體制相關以外，計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，早期的文獻采用樣本方差或均方通脹率代表波動性指標，使用橫截面數據考察多個國家通脹水平及其波動性的相關性，這類研究結果均表明通脹均值和波動性之間存在強的正相關性[7-9]。然而，這種不確定性的度量方式無法區分可預測波動與不可預測波動，而可預測波動部分并不構成通脹的不確定性，這是該方法的主要缺陷。隨著經濟計量技術的發展，Engle[10]利用條件異方差模型（ARCH）對英國和美國通貨膨脹的易變性進行了實證研究，估計出非預期通脹的方差序列，他的經驗研究并不支持Friedman-Ball假說。在GARCH模型的框架下，一步向前的條件方差代表不可預測的通脹新息的波動性，它是事先的方差而不是像移動平均標準差那樣的事后方差，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系的文獻，部分采用兩步檢測方法，如Grier和Perry[11]分析了西方七國集團1948-1993年的通貨膨脹水平與不確定性的關系，結論表明七個國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、法國的情況也支持Cukierman-Meltzer的研究結論。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）的發展為這方面的研究工作提供了一個新的思路。在這類模型中，條件均值和方差被同步估計，因此比兩步檢驗方法更有效率。例如Stilianos[14]利用GARCH類模型檢驗了1885-1998年英國的通貨膨脹水平與不確定性的相關關系，結論支持Friedman-Ball假說；Bradley[15]運用二元EGARCH-M模型研究戰后日本通貨膨脹、通貨膨脹不確定性和產出增長之間的關系，認為較高的通貨膨脹平均水平和較低的經濟增長率會導致高的通貨膨脹不確定性。
然而，在GARCH類模型中令波動的條件方差服從一個確定的自回歸過程，因此波動的改變即是一個已知過程，這與不確定性的概念不符。與GARCH類模型不同，隨機波動（SV）模型令條件方差包含某些隨機過程的不可見成分，因此波動的改變是隨機變化的，而這種隨機沖擊的性質與程度，也是影響通脹調整的重要因素[16]。相對于GARCH模型，Danielsson[17]和Kim et al.[18]的研究均認為對數正態SV模型在實證檢驗中優于GARCH類模型。近年來，SV模型的建模與應用研究逐漸得到了學術界的重視，然而主要領域仍集中在期權定價和股票市場的波動性研究，在宏觀經濟領域還鮮有涉及。其主要原因在于SV模型相對于GARCH類模型估計難度較大，不利于實證分析。自20世紀90年代起，隨著貝葉斯統計推斷技術與方法的發展，特別是馬爾科夫鏈蒙特卡洛（Markov Chain Monte Carlo, MCMC）穩態模擬技術的應用，解決了SV模型中異常復雜的高維數值計算問題，為這類模型的研究提供了簡便有效的途徑，從而豐富了SV模型的種類，拓寬了其應用領域。
本文擬利用貝葉斯SV模型研究我國通貨膨脹水平與不確定性的動態相關關系，考慮到通貨膨脹水平與不確定性的相關關系具有時變性特征，建立SV-M模型對條件均值和條件方差進行聯合估計，度量我國的通脹不確定性動態特征。隨后對該模型進行拓展，引入能捕捉非對稱效應的ASV-M模型，在MCMC穩態模擬的框架下研究了我國通貨膨脹水平與不確定性的動態關系。在此基礎上，進一步討論兩者之間的短期動態關系以及包含在殘差序列中的長期歷史信息，并從經濟學的角度對該行為特征進行分析。
二、理論模型與MCMC算法設計
標準SV模型由Harvey[19]和Jacquier[20]引入到計量經濟學領域，逐步發展成為一類極具應用前景的波動類模型。基本的SV模型形式如下：
其中， 為 時刻的觀測變量， 是均值方程的自回歸參數， 則為預期觀測值； 為潛在波動的對數形式， 為一個鞅差分序列，一般假定其是均值為0、方差為1的高斯白噪聲序列，且 與 是相互獨立的； 和 代表波動方程的自回歸參數， 為擾動項，服從均值為0、方差為 的獨立正態分布，且 與 也是相互獨立的。此外，為保證波動過程的平穩性，假定 。
在基本SV模型的基礎上，為刻畫波動與預期觀測值的相關關系，可以在均值方程中引入波動項作為均值回復的一個影響因素，由此得到SV-M（stochastic volatility in mean）模型，其狀態空間形式如下：
此時，模型的預期觀測值為 ，其中 為風險溢出系數，它用來度量波動對預期觀測變量的影響，若 ，表示波動和預期觀測變量具有正向相關關系， 值的大小表示波動變動一個單位時對預期觀測變量的影響程度。
在上述模型中，均假定均值方程和波動方程的擾動項 與 是相互獨立的。這種假定條件可以放寬到更一般的情況，即令
此時， 代表兩個擾動項之間的相關關系，用來說明利空（觀測值為負）或利好（觀測值為正）消息對波動影響的非對稱性。若 為負值，說明相同強度的沖擊，利空消息的沖擊對波動的影響大于利好沖擊，反之亦然。至此，在（2）式的SV-M模型的基礎上考慮這種波動對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，以下進行一個簡單的變換：令 ，則
不難驗證，此時 。將（3）式代入模型（2）的均值方程中得到：
結合模型（2）中的波動方程，可得模型的條件似然函數形式為：
由此可得觀測變量與潛在波動的聯合分布為：
其中， ， 為誤差項的協方差矩陣， 代表矩陣的積。根據貝葉斯定理得到潛在波動的后驗分布形式：
由模型的結構分析容易看出，似然函數為一個多重積分的過程，具體形式難以直接獲得，因此不適合使用極大似然估計方法進行估計。然而在MCMC方法的框架下，參數和狀態變量的后驗聯合分布可以利用Gibbs抽樣方法進行估計，即將參數空間擴展為包括狀態空間在內的新的參數空間，從而把問題轉化為從完全條件后驗分布中抽取隨機樣本。根據貝葉斯定理，參數的完全條件后驗分布比較容易獲得，通過先驗分布的設定，可以設定參數的后驗分布的共軛形式，便于進行抽樣分析。因此，MCMC模擬的基本思想是：建立馬爾科夫鏈對未知變量的抽樣分布進行動態模擬，當鏈達到穩態分布時即得所求的后驗分布，進一步可以利用抽取的樣本計算邊緣分布以及后驗分布的矩。以下我們針對ASV-M模型，設計了模型參數的MCMC穩態模擬，Gibbs抽樣步驟為：
重復步驟2-8迭代 次，直至Markov鏈達到平穩狀態，抽樣完成后可依據所得的樣本 對模型參數的后驗分布進行統計推斷。
在利用MCMC模擬方法估計模型之前，首先設定參數的先驗分布：在波動方程中令 服從均值為0，方差為10的正態分布； 服從參數 的貝塔分布； 服從形狀參數為2.5，尺度參數為0.025的伽馬分布，以上先驗分布的選擇依照Kim等[19]的觀點，對于模型的其他參數，由于先驗信息比較缺乏，所以均采用了低信息先驗分布，以盡可能地利用樣本數據本身的信息對參數進行估計。
三、實證分析
（一）數據選取與基本統計特征分析
本文使用的通貨膨脹率水平（ ）是采用我國消費物價指數（CPI）的對數一階差分形式表示，研究樣本是1990年1月至2010年1月間的月度數據，差分后的樣本量為240個。樣本選取自1990年是因為我國商品價格自20世紀80年代才逐步放開，此前嚴格受國家控制。數據來源是國家統計局網站以及《中國統計月報》。CPI以及通貨膨脹水平 的時間變化路徑如圖1所示。
從CPI趨勢圖可以看出，我國物價水平在過去的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，我國經歷了較為嚴重的高通貨膨脹，從1997年中后期開始，我國經濟實現了“軟著陸”，物價水平出現了輕微的通貨緊縮，直到2003年下半年才有所緩解，此時通貨膨脹率變化又開始出現了攀升勢頭。特別的，從2007年4月至2008年12月，以豬肉價格為代表的農產品價格的上漲，以及國際市場原油、糧食等初級生產資料價格的上升，致使我國經歷了新一輪通貨膨脹。對比通貨膨脹水平 的時間變化路徑可以看出，整體上通貨膨脹率波動具有聚集性特征，即通貨膨脹期間價格波動程度較高，通貨緊縮期間價格的波動程度明顯降低，這種變化體現出通貨膨脹率的異方差特征。CPI和通脹率 的分布統計特征如表1所示，結合數據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）檢驗統計量也都在1%的顯著性水平下拒絕了數據服從正態分布的原假設，說明通脹率在少數月份中出現了異常值。
為了檢驗通貨膨脹序列的異方差特征，針對樣本均值的偏差序列以及其平方序列分別計算了Ljung-Box Q（Q）統計量，表2中的Q統計量值為了檢驗序列的前1、2、5階自相關系數是否顯著為0，括號中為相應的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性，并且Lagrange Multiplier（LM）統計量的值為238.4014，也說明偏差序列顯著存在ARCH效應即具有異方差特征。此外，針對序列的平穩性，采用Phillips-Perron（PP）和Augmented Dickey Fuller（ADF）兩種方法檢驗序列是否含有單位根，結果與自相關性檢驗一致，即序列是平穩的，因此保證只含有時變的隨機擾動項。
（二）SV-M模型的MCMC穩態模擬
為了研究通貨膨脹水平與不確定性的關系問題，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平穩過程，根據DIC準則選擇AR(2)-SV(1)模型作為基礎SV模型，即在理論模型中令 。考慮到通貨膨脹水平與不確定性的相關關系具有時變性特征，將基礎SV模型拓展為SV-M模型。
采用MCMC算法進行模型推斷時，為了消除參數的初始值對模型的影響，對于各個參數分別構造了兩條Markov鏈進行穩態模擬。在Gibbs抽樣過程中，先對每個參數進行5000次迭代，以保證參數估計的收斂性，在此基礎上再進行50000次迭代，以記錄下的樣本結果作為參數估計的Monte Carlo試驗數據。根據Markov鏈在平穩狀態下的Monte Carlo抽樣數據，圖2和圖3給出了模型參數的后驗分布核密度估計圖和相應的分位區間估計圖，從圖中我們可以掌握參數的分布情況，并進行各參數的后驗區間估計。
由圖2可以看出，模型參數 和 的后驗分布具有偏態特征，其他參數的后驗分布都具有對稱性。這主要是由于參數 和 的Monte Carlo抽樣數據中，一側的極端值出現的概率較大，使后驗分布呈現出偏態特征。此外，圖3表明各個參數的分位區間估計已經基本趨于平穩，說明各條Markov鏈已經基本達到平穩狀態，所得樣本依分布收斂到目標分布，可用于參數估計，同時通過參數 和 的分位區間估計圖也可以觀察到其后驗分布所具有的偏態特征。
綜合各個參數的后驗分布核密度圖，對利用MCMC方法抽樣得到的Monte Carlo樣本進行進一步的分析，可以得到模型參數的貝葉斯估計值以及相應的分位區間估計。表3給出了我國通貨膨脹率的SV-M模型參數的均值、標準差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數的貝葉斯估計值以及檢驗Markov鏈收斂性的Gelman-Rubin（G-R）統計量的值。
從表3可以看出，首先，各個參數的MC誤差遠小于標準差，G-R檢驗統計量都在1到1.2之間，可以認為模型各個參數的樣本分布已經收斂到其后驗分布，即采用MCMC穩態模擬估計模型參數是有效的；第二，波動方程的自回歸參數 的貝葉斯后驗均值為0.968，表示通貨膨脹的不確定具有較強的持續性特征，類似于金融收益率波動的持續性過程；第三，風險溢出系數 的貝葉斯后驗均值為5.730，由于 可以用來度量波動對預期觀測變量的影響，值為正則說明通脹不確定性對通脹水平具有正向影響，由此可以初步判斷Cukierman和Meltzer假說成立。此外，模型的AIC值為-1702.05，殘差序列的Q(5)統計量為11.3712，P值為0.04，Jarque-Berra檢驗統計量為1.3386，相應的P值為0.51，無法拒絕正態分布的原假設，說明模型設定的有效性。
（三）ASV-M模型的MCMC穩態模擬
在上述SV-M模型的基礎上，為考察均值方程和波動方程的擾動項 與 之間的相關關系，說明利空（觀測值為負）或利好（觀測值為正）消息對波動影響的非對稱性現象，從而引入了ASV-M模型。對該模型進行MCMC穩態模擬時，同樣對于各個參數分別構造兩條Markov鏈，每條鏈迭代50000次，舍去前10000次進行退火處理，對保存下的樣本作為參數估計的Monte Carlo試驗數據。圖4給出了各個參數的兩條Markov鏈的抽樣動態軌跡，各個參數的Markov鏈較好地磨合在一起，說明抽樣鏈已經基本達到平穩狀態。圖5和圖6則分別給出模型參數的后驗分布核密度估計圖和相應的分位區間估計圖。
由圖5和圖6可以看出，模型參數 、 和 的后驗分布具有較為明顯的偏態特征，其他參數的后驗分布都具有對稱性。同時，各個參數的分位區間估計已經基本趨于平穩，這也說明設置的各條Markov鏈已經基本達到平穩狀態，Monte Carlo樣本可用于進行參數的區間估計。對所得樣本進一步分析，可以得到模型參數的貝葉斯估計值以及相應的分位區間估計，具體見表4。容易看出，各個參數的MC誤差遠小于標準差，G-R檢驗統計量都在1到1.2之間，說明采用MCMC穩態模擬方法的有效性。
對比ASV-M模型和SV-M模型的參數估計結果，可以看出，在ASV-M模型中波動持續性參數 的貝葉斯后驗均值為0.978，大于SV-M模型中估計值，說明ASV-M模型能夠更好地把握通貨膨脹不確定性的持續性特征；風險溢出系數 的貝葉斯后驗均值在ASV-M模型中為8.215，也大于SV-M中的相應估計值，說明ASV-M模型能夠更好地反映通脹不確定性對通脹水平的正向影響作用；對于反映不確定性估計精度的 值，ASV-M模型中的估計值為0.265，相對于SV-M模型有所降低，說明前者對數據的擬合精度也優于后者。此外，ASV-M模型的AIC值為-1720.9，小于SV-M模型，也說明該模型設定的有效性。進一步對模型進行殘差檢驗，可得殘差序列的Q(5)統計量為8.911，相應的P值為0.133，說明模型的殘差序列不存在顯著的自相關性，Jarque-Berra檢驗統計量為1.923，P值為0.382，不能拒絕正態分布的原假設，由此可見，ASV-M模型更好地刻畫了我國通脹率的動態特征。
特別需要說明的是，模型中擾動項的相關系數 的貝葉斯后驗均值為0.354，代表不同性質的信息沖擊對通貨膨脹不確定性影響的非對稱作用。由于 值大于零，說明通貨膨脹中出現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價格運動類似的杠桿效應，這主要是因為商品市場與資產市場的價格調整速度是不同的。在商品市場中，價格成分主要由市場供給和需求調節，市場出清的短邊因素在需求方向，因此價格變化以需求驅動為主。然而，經濟學中的展望理論（prospect theory）表明：人們強烈厭惡相對損失，一定金額的收益所引起的效用增加低于相同數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損失而強烈抵制工資的減少，而在壟斷競爭環境下名義工資的粘性導致名義價格的粘性，從而說明在商品市場中普遍存在著向下的價格粘。正是因為存在價格的向下粘性特征，所以通貨膨脹率中的反向沖擊帶來的不確定性影響較低，而正向沖擊則增加了經濟行為主體對未來不確定性的預期，而一旦出現了正向沖擊，由此導致的“示范效應”和“追漲效應”將是非常明顯的，這些都同正向沖擊帶來的投資擴張等行為有密切關系。由此可見，ASV-M模型所揭示的通貨膨脹率的非對稱性具有重要的市場機制和政策操作方面的啟示。
（四）脈沖響應分析
在利用MCMC方法估計ASV-M模型的基礎上，以模型中的潛在波動變量 度量通貨膨脹不確定性。這種度量方法使得 包含一個新息過程，能夠更好地反映信息沖擊對波動影響的動態過程，符合通貨膨脹不確定的確切含義。在此基礎上，為了進一步討論通貨膨脹水平與不確定性的短期動態關系以及包含在殘差序列中的長期歷史信息，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函數圖：
圖7 通貨膨脹率與通脹不確定性相互作用的脈沖響應函數
由圖7可以看出，通貨膨脹率水平的變化對通脹不確定性的影響基本上接近于零，說明 的沖擊對 的影響不顯著；反過來，給通脹不確定性一個正的沖擊，通貨膨脹水平在前6期內達到最大值，即在第6期 對 的響應是0.1706，然而這種沖擊作用不具有持續性，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，這些經驗結論表明高度的通貨膨脹不確定性會促使通貨膨脹率上升，反之則沒有支持的證據。根據Cukierman和Meltzer的理論觀點，說明我國目前的貨幣政策框架中含有相機抉擇的成分因素。從主流的宏觀經濟學與貨幣經濟學的角度而言，目前經濟學家大多認同“貨幣長期中性、短期非中性”的結論，這也為貨幣政策的制定在短期內具有一定的靈活性提供了理論基礎。從實證經濟學的角度，由于金融市場不完全有效和市場參與者在獲取價格信息時的不對稱性，使得貨幣政策傳導過程并不是暢通無阻的，大量貨幣會偏離政策目標，在傳導過程中“滲漏”出去，迷失于非實體經濟，導致了“貨幣迷失”。伴隨著這種現象的出現，自上世紀90年代以來，越來越多的國家與地區以通貨膨脹作為貨幣政策關注的核心變量，采用通貨膨脹目標制的貨幣政策框架[21]。
為了深入說明不同的貨幣政策框架下的行為表現，在存在通貨膨脹粘性的條件下構建貨幣政策部門的效用函數，以附加預期的菲利普斯曲線和由貨幣數量方程決定的社會總需求函數為約束組成優化模型，不難證明完全相機抉擇和有約束的相機抉擇貨幣政策下的通貨膨脹水平分別為：
其中， 代表價格的粘性程度， 反映了政府給予通貨膨脹目標的權重， 反映了通貨膨脹對過度需求的敏感程度， 為上期通貨膨脹率，對應于充分就業的產出水平設定為 。
容易看出，當 時， 。在通貨緊縮情況下（ ），有約束的相機抉擇下的通貨膨脹率高于完全相機抉擇下的通貨膨脹率水平（ ），能夠有效的促使宏觀經濟走出通貨緊縮；而在通貨膨脹的情況下（ ），有約束的相機抉擇下的通貨膨脹率低于完全相機抉擇下的通貨膨脹水平（ ），又能有效抑制通貨膨脹水平。這說明在存在通貨膨脹粘性的條件下，有約束的相機抉擇貨幣政策下的通貨膨脹波動低于完全相機抉擇下的波動。
我國貨幣政策的中介目標經歷了從1984至1993年間主要監測現金計劃和信貸計劃的現金發行量和信貸規模，到1998年開始以貨幣供應量管理為主進行間接調控。然而，從每年的中央經濟工作會議文件與貨幣政策執行報告來看，我國的貨幣政策實質上面臨多目標約束，如：物價穩定、促進就業、確保經濟增長、支持國有企業改革、配合積極的財政政策擴大內需、確保外匯儲備不減少以及保持人民幣匯率穩定等等。因此，貨幣政策部門短期的動態微調政策便是利用公眾對貨幣增長和通貨膨脹預期的不確定性，在多個目標中做出權衡，以實現一種快速的政策效果。然而值得注意的是，這種帶有相機抉擇成分的貨幣政策容易加劇公眾對貨幣當局公信度和貨幣政策效果的不確定性，反過來又會影響到通貨膨脹預期水平。因此從長期來看，貨幣政策應給予通貨膨脹目標更大的權重，使得在存在通貨膨脹粘性的條件下，將通貨膨脹波動控制在較低的水平，從而減少社會福利損失。
四、主要結論
本文主要研究了我國通貨膨脹水平與不確定性的動態關系問題。針對我國通貨膨脹水平與不確定性的相關關系具有時變性特征，本文首先建立了SV-M模型和度量我國的通脹不確定性動態特征。在此基礎上，為進一步捕捉這種不確定性對消息的正向沖擊和反向沖擊的影響將SV-M模型擴展到ASV-M模型。在MCMC穩態模擬方法的框架下，設計了Gibbs抽樣算法對我國近20年的通脹水平和不確定性的動態關系進行了實證分析。
模型結果表明：我國通貨膨脹不確定性中具有明顯的持續性特征，并且不同性質的信息沖擊對我國通貨膨脹不確定性具有非對稱的影響作用，這種非對稱性不同于金融資產價格運動中普遍存在的杠桿效應，主要是由于價格的向下粘性特征以及正向沖擊帶來的投資擴張行為，使得信息的正向沖擊增加了經濟行為主體對未來不確定性的預期，由此導致了明顯的“示范效應”和“追漲效應”。此外，針對通貨膨脹水平與不確定性的短期動態關系以及包含在殘差序列中的長期歷史信息，脈沖響應函數的經驗結論表明通貨膨脹率水平的變化對通脹不確定性的影響不顯著，而給通脹不確定性一個正的沖擊，通貨膨脹水平在前6期內達到最大值，但是這種沖擊作用不具有持續性，根據Cukierman和Meltzer的理論觀點，說明我國目前的貨幣政策框架中含有相機抉擇的成分因素。由于在存在通貨膨脹粘性的條件下，有約束的相機抉擇貨幣政策下通貨膨脹波動低于完全相機抉擇下的波動，因此從長期來看，貨幣政策應給予通貨膨脹目標更大的權重，使得在存在通貨膨脹粘性的條件下，將通貨膨脹波動控制在較低的水平，從而減少社會福利損失。
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通貨膨脹的特征范文第3篇
論文關鍵詞：通貨膨脹率,食品供給,剛性需求,翹尾因素
引言
2008年的金融危機給全球各國的經濟增長帶來致命的打擊，中國經濟也面臨了前所未有的不利沖擊，中國政府適時采取寬松的貨幣政策和積極的財政政策，在政府空前力度的經濟刺激政策的實施下，我國經濟在逆勢中步步向好，2009年呈現出令世人驚嘆的“V”型回升。貨幣供給和金融機構信貸超常擴張是經濟迅速回升增長的強大驅動力。2009年我國狹義貨幣M1和銀行信貸這兩個指標年增長率達到25%左右。M1和銀行信貸如此天量增長也給經濟發展帶來負面影響，市場上對通貨膨脹的預期不斷加大，對于是否引發未來通貨膨脹爭議不斷，但對于加大經濟系統的通貨膨脹壓力這一觀點達成共識。隨著2010年1-5月份宏觀經濟數據的陸續出臺，市場對于通貨膨脹的討論甚囂塵上，因此理性分析當前通貨膨脹形勢無論是對個人認清當前的宏觀經濟情況還是對于未來貨幣政策的制定和實施都具有切實的指導意義。
現有研究成果的簡單回顧
通貨膨脹本質上就是一種貨幣現象，是貨幣供給大于貨幣實際需求，而引起的一段時期內物價持續而普遍地上漲現象。長期以來，學術界關于通貨膨脹的研究從來沒有停止過。主要分為兩類分析，一類是研究通貨膨脹與其他經濟變量的關系；劉霖、靳云匯（2005）以1978-2003的年度數據構建經濟增長率、貨幣增長率、通貨膨脹率三變量VAR模型，研究顯示，從長期看價格水平上升時，未來貨幣供給增長率下降，這一規律可能與中央銀行利用貨幣政策工具對付通貨膨脹的行為有關。另一類是專門研究我國通貨膨脹的特性如成因、類型、慣性特征等；陳彥斌（2008）通過對2003-2007年我國通貨膨脹的研究發現，2003以來的通貨膨脹具有結構性、非平衡性、溫和性等特點；同時具有需求拉動通貨膨脹和成本推動通貨膨脹的特征，流動性過剩對居民消費價格上漲的影響還不明顯。本文在前人研究的基礎上，運用當前的最新數據、以比較說明的方法為主，分析當前我國經濟的通貨膨脹形勢。
當前物價上漲的主要原因
自居民消費價格指數（CPI）同比增長率由負增長扭轉為正增長以來，CPI同比增長率不斷攀升，1月份為1.5%，5月份攀升到3.1%，創19個月新高，首破通貨膨脹警戒線。市場的通脹預期愈演愈烈，通貨膨脹真的來臨了嗎？
事實上，仔細分析居民消費價格指數的構成部分可知：食品和居住這兩大類的價格上漲是拉動居民消費價格指數上漲的最主要動力。（見表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CPI構成中，我們賦予食品和居住這兩大類的權重相對比較高，綜合這兩方面的因素，可以認為當前我國居民消費價格指數上漲主要是由食品和居住這兩大類拉動起來的。以4月份為例，食品價格上漲5.9%。居住價格上漲4.5%，占2.8%同比漲幅的93%。由此可知，當前CPI的上漲很大程度上是結構性因素造成的，并不是全面的價格上漲。
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
關鍵詞：通貨膨脹成因；ECM模型；動態分析
中圖分類號：F822.5 文獻標識碼： A 文章編號：1003－3890（2008）11－0005-05
一、研究背景與文獻綜述
2007年7月，中國的CPI同比增長5.6%，出現通貨膨脹的端倪，在其后的時間里，更是一路攀升，在2008年2月達到了8.7%，截至2008年7月，一直沒有低于5.6%的水平。毫無疑問，中國正面臨新一輪的通貨膨脹。
雖然中國以前也經歷數次通貨膨脹，中國的經濟學家對通貨膨脹成因的認識不斷深入，但是在歷次的通貨膨脹中，從來沒有對通貨膨脹的原因達成過一致的意見。總體來說，對中國通貨膨脹的原因的分析，有以下幾種觀點。
（一）貨幣學派的觀點
貨幣學派是從總量關系入手，認為任何通貨膨脹背后總會有貨幣和總量失衡方面的基本根源，從總需求及其相聯系貨幣擴張角度解釋通貨膨脹成因，并側重從貨幣政策等總量管理方面探討應對政策。
劉金全等（2004）以1982年1月-2004年3月M0和M1月度同比增長率的數據為基礎進行分析，發現貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協整關系。張文剛以1981年1月-2002年6月通貨膨脹率與M1的月度同比增長率進行實證分析，發現二者之間不僅存在長期均衡關系，也存在短期誤差修正機制，不過二者之間的影響關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年的數據進行分析，沒有發現在長期內貨幣供應增長率影響通貨膨脹的證據，認為在經濟的貨幣化進程中，貨幣供應增長率的提高并不一定導致通貨膨脹，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濟消耗了。
（二）結構型通貨膨脹
“結構性通貨膨脹”往往通過CPI增長構成來尋求通貨膨脹根源，但CPI本身已是綜合各種商品價格指數并進行加權平均的結果，意在反映價格總水平上漲。強調結構因素，用特定商品相對價格變動解釋一般物價變動存在局限性。“核心通貨膨脹不高”是與結構性通貨膨脹相聯系的常見說法，但大家會發現有一部分通貨膨脹因素永遠不能計算到核心來，這樣理解核心通貨膨脹指標，會人為延誤對通貨膨脹早期的及時治理。
糧價上漲導致通貨膨脹的理論基礎和傳導機制包括以下幾個方面（盧鋒等，2002）：第一，由于收入、人口增長等原因，糧食需求上升較快；第二，由于農業結構性原因，糧食生產不能與需求增長保持同步，它與第一條結合在一起，表現為國內生產和需求不平衡；第三，由于糧食凈進口受到控制，國內糧食產出與需求缺口不能被凈進口上升所彌補，糧食相對價格會不斷上升；第四，糧食產出價值量在國內生產總值中、糧價在一般物價指數中都占有很大份額。如果這四個條件長時期同時成立，在邏輯上有理由相信，糧價上漲會導致通貨膨脹。如果上述假設在某個時期內成立，也可能出現階段性糧價上漲導致通貨膨脹的情況。
（三）成本推動型通貨膨脹
該種觀點認為，上游投入品價格的上漲引起下游產品價格的上漲，從經濟指標的具體表現來看，就是PPI和CPI都出現上漲的情況，當然二者的上漲基本不會是同期的，存在一定的時滯（左小蕾，2008；汪同三，2007）；導致上游產品價格上漲的一個重要原因在于中國快速發展過程中勞動力成本的大量增加，沿海地區勞動力短缺的現象顯示了工資上漲的壓力。新《勞動合同法》的實施，從保護勞動者權益角度作出的法律規定，包括最低工資制度以及其它一些保障性制度安排，使工資增長的預期增加。
（四）輸入型通貨膨脹
過去5年前后，中國精煉銅、原鋁、石油、鐵礦石等大宗商品消費增量對世界需求增長平均貢獻率為56.5%，這意味著中國對于這些原材料國際價格上漲客觀上具有較大影響。
對國際大宗商品價格的變化導致中國通貨膨脹變化的研究主要集中在國際石油價格變動對中國通貨膨脹的影響。何曉群和魏濤遠（2002）通過一個一般均衡模型對世界油價上漲對中國經濟的影響進行了剖析，定量研究了在中國油價與世界油價實現完全接軌時中國經濟的變化情況。孫穩存（2007）通過實證研究發現，能源對中國經濟的波動具有重要的影響，中國能源價格上升10%，當年的通貨膨脹率大約上升0.29%，國際石油價格上升100%，將導致中國物價出現溫和上升，上升幅度不超過1%。
筆者認為，以上各種觀點都在一定程度上闡釋了中國通貨膨脹的可能成因，但是更為關鍵的問題在于，不同的因素對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，通過建立一個通貨膨脹決定的誤差修正模型，分析不同因素對通貨膨脹貢獻的差異，在此基礎上提出有的放矢的政策建議。
二、指標選取與數據說明
我們采用通常的做法，選取CPI的上年同期增長率作為通貨膨脹的指標，CPI和RPI相比的優勢在于，CPI不僅反映了實物商品的價格，而且反映了服務的價格，而RPI只能反映實物商品的價格。
我們選取M2的增長率作為貨幣供給的指標，這是因為隨著金融創新的深入，M1只能反映部分的貨幣供給，不能全面涵蓋基礎貨幣供給變化后，貨幣乘數的全部作用。我們使用CRB指數反映價格水平的國際傳導。CRB指數是由美國商品調查局（Commodity Research Bureau）依據世界市場上22種基本的經濟敏感的大宗商品價格編制的一種期貨價格指數，通常簡稱為CRB指數。由于它反映了國際上交易活躍的大宗商品期貨的價格，而期貨價格和現貨價格有同方向變動的特點，所以用這一指標能較好地衡量通貨膨脹的國際傳導。
由于勞動力價格上升，企業設備利用率增加引起的折舊增加，增加了企業的成本。這一成本的增加，我們使用PPI來衡量。由于目前缺乏可信且連續的糧食價格的月度數據，因此對于糧食價格的上漲，我們直接使用居民食品消費價格指數來衡量。（所有數據均為月度數據，數據區間為1997年1月-2008年6月。其中，CRB來自美國商品調查局官方網站，其它數據均來自中經網統計數據庫。）
三、中國通貨膨脹成因的計量模型
（一）平穩性檢驗
在以往對時間序列數據的經濟計量建模中，都暗含著時間序列存在著動態穩定的假設，而實際上，經濟時間序列常常都是非平穩的，基于穩定假設下對非平穩時間序列建模，可能會產生偽回歸的問題，Granger（1981）提出的協整技術解決了非平穩時間序列的建模問題，協整關系是描述時間序列長期關系的一種統計性質，如果非平穩序列之間具有協整關系，那么就可以避免偽回歸。確定數據是否為平穩序列的方法有圖示法和單位根檢驗法兩種。
為控制高階序列相關，假設y服從AR（p）以及調整檢驗方法來對高階相關進行參數糾正。
DF檢驗只能對存在一階序列相關的變量進行單位根檢驗，如果序列存在高階滯后相關，就會違背干擾項是白噪聲的假設。ADF檢驗是在DF檢驗的基礎上，通過在回歸方程右邊加入因變量y的滯后差分項來控制高階相關，檢驗方程為
?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，隨機誤差項?著t為獨立同分布的白噪聲。原假設H0：?茁1=0，即yt為非平穩的單位根過程。本文采用Mackinnon臨界值，對?駐yt-p的最優滯后階數的選擇標準為，在保證殘差項不相關的情況下，使用AIC和SC準則作為最優滯后階數的標準，能夠使兩個準則的值同時最小的滯后階數為最優，即模型最有效地利用數據中的信息。
ADF檢驗以及PP檢驗都須確定檢驗方程中是否要加入截距項或時間趨勢，因為包含這兩項或其中的一項，與沒包含的情形下相比，?茁1的t統計量的臨界值是不同的。本文根據時序圖來進行判斷：如果時序圖表現出了趨勢（無論是確定趨勢還是隨機趨勢）的特點，檢驗方程中就同時包括截距和時間趨勢；如果時序圖沒有表現出任何趨勢但具有非零均值，則檢驗方程中只包括截距；如果時序圖在零均值附近波動，則檢驗方程中既不包括常數也不包括趨勢。本文對檢驗方程具體形式的選擇見表1。
（二）長期均衡關系（協整）檢驗
本文采用Johansen極大似然法來對協整關系進行檢驗。
考慮階數為p的VAR模型：
yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+?著t（2）
其中，yt是一個含有非平穩的I（1）變量的k維向量；xt是一個確定的d維向量，?著t是擾動向量。在式（2）兩端同時減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是穩定的。其中，r是協整關系的數量（協整秩），?茁′為協整向量矩陣，?琢為向量誤差修正模型中的調整參數矩陣。
Johansen檢驗的思想在于將對yt的協整檢驗轉化為對矩陣∏的分析。具體地，就是在無約束VAR的形式下估計∏矩陣，然后求出?茁，從而檢驗出協整秩，（秩（∏）=r＜k），得出協整向量。
因為矩陣的秩等于它不為0的特征根的個數，因此可以通過檢驗∏的特征根的顯著性來獲得協整向量的個數，在實踐中，采用特征根跡檢驗和最大特征根檢驗來對特征根個數進行顯著性檢驗。
?姿trace=-T1n（1-i）（5）
?姿max=-T1n（1-r+1）（6）
其中，i為從估計∏矩陣得到的特征根的估計值，T為可用的樣本數。?姿trace為特征根跡統計量，其零假設為：不同協整向量的個數小于等于r。?姿max為最大特征根檢驗，其零假設為：協整向量的個數等于r。
協整檢驗對檢驗方程中差分項的滯后階數非常敏感，因此必須確定合理的滯后階數p。根據通常的做法，我們首先用不經差分的數據估計一個VAR模型，然后運用與無約束VAR模型一樣的滯后長度檢驗方法，即AIC信息準則和SC信息準則來確定最佳滯后長度。結果顯示，在無約束的VAR下，最佳滯后階數為2階。
確定滯后階數后，還要確定數據中或協整方程中是否包含截距項或時間趨勢。按照是否包含截距項或時間趨勢，用于協整檢驗的模型基本可分為以下幾類：第一，數據中無線性趨勢，協整方程中不包括截距項和趨勢項；第二，數據中無線性趨勢，協整方程中包括截距，但不包括趨勢項；第三，數據中有線性趨定趨勢，協整方程中包括截距項，不包括趨勢項；第四，數據中有線性趨勢，協整方程中包括截距和趨勢。經過觀察數據特征并進行假設檢驗，本文選擇第三種類型的模型進行協整檢驗，其結果如表2所示。
從結果中我們可以看到，在5%的顯著水平下，當原假設為r=0，?姿trace的值大于5%下的臨界值（89.62565>47.85613），所以拒絕不存在協整的原假設；同時，當原假設為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Granger表示定理，協整系統有三種等價的表達形式，向量自回歸（VAR）、移動平均（MA）和誤差修正模型（ECM），其中，誤差修正模型既可以表示出長期均衡，也可以表示出變量對長期均衡的偏離，因此應用較普遍。向量誤差修正模型（VECM）是對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型（VAR），因此適用于具有協整關系的非平穩序列。VEC表達式會限制內生變量圍繞其長期行為進行短期動態波動。兩變量的協整系統的ECM的表達式為：
?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整方程，對通貨膨脹及其影響因素構成的協整系統的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，其它項中的D也表示差分。ecm表示誤差修正項，對應于一般模型中的yt-1-?茁xt-1項。
使用我們建立的ECM形式的協整系統，進行估計后的結果為：
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
從估計結果可以看出，中國的通貨膨脹與糧食價格、貨幣供給、國際大宗商品價格具有長期的均衡關系，當短期動態變動偏離長期均衡關系時，以-0.061006的調整系數向均衡關系調整。中國的通貨膨脹具有很強的慣性，上期的通貨膨脹變化對當期的通貨膨脹影響最大，而糧食價格上漲對通貨膨脹的影響次之，貨幣供給量的增長是第三位的原因，國際大宗商品價格上漲對中國通貨膨脹的影響最小。
（四）各因素對通貨膨脹的動態影響
我們使用脈沖響應函數來反映不同因素對通貨膨脹影響的動態效應。脈沖響應函數描繪了在一個擾動項上加上一次性的一個沖擊（one-time shock），對于內生變量的當前值和未來值所帶來的影響。
從圖1可以看出，糧食價格（FPI）、工業品價格（PPI）、國際大宗商品價格（CRB）以及貨幣供給量的增長（M2G），會引起通貨膨脹率在未來的長期增加，而且這種增加會持續30個月。
但在較短的時期內，不同因素的影響是不同的。從圖A可以看到，糧食價格的一次上漲對通貨膨脹的影響，在前5個月內是逐漸增加的，在第5個月達到影響的最高峰，然后這種影響會趨于下降，但其影響一直為正。圖B和圖C表明，貨幣供給增長率和工業品價格的上漲對通貨膨脹的影響是一直增加的，這明顯不同于糧食價格上漲的情況。圖D反映出，國際大宗商品的價格上漲在前4個月竟然導致了國內通貨膨脹的下降，然后才出現上升的情況。這其中可能的原因在于，通貨膨脹的國際傳導會有幾個月的滯后。因為大宗商品的國際貿易從重新談判到簽訂新的合約，需要一定的時間。
四、結論及政策建議
中國的通貨膨脹是多因素共同作用的結果，這些因素包括糧食價格上漲、工業品價格上漲、國際大宗商品價格上漲和貨幣供給量的增加。這說明，要解決中國通貨膨脹問題，就要針對不同的影響因素，分別采取不同的政策措施，才可能有效地抑制通貨膨脹。
對于糧食價格上漲的因素，政府要允許糧食價格的適當上行，這種方法看似會助長通貨膨脹，但實際上只會引起糧食供給的增加，進而通過市場的調節來平抑糧食價格。這背后的原因在于，糧食價格的一定幅度的上漲會給農民一個下一年糧價繼續上漲的預期，在這種預期下，會增加對糧食種植的投入。如果沒有嚴重的自然災害，糧食產量必定大大增加，而糧食的需求是比較穩定的，所以，在實現供求平衡的情況下，糧食價格自然就會回落。
工業品的價格上漲實際反映出的是中國的工業生產依然處于粗放式的方式，必須依賴勞動力、礦產、能源等的廉價才能生存和發展，一旦這些要素的價格上漲，馬上就引起了成本的大幅度增加。這其實正是中國實現經濟發展方式轉變的良好契機。政府可以通過對集約型企業實行補貼或稅收減免的方式來促進集約型企業的發展，同時加快對粗放型企業淘汰的步伐，實現產業結構升級。由于集約型企業對勞動力和自然資源的依賴較少，因此粗放型企業的快速淘汰和集約型企業的迅速升級會帶來工業品價格的下降，即使是出現上升，那反映的也是產品質量的提高。
中國在大宗商品國際貿易中具有舉足輕重地位。中國對大宗商品需求的突然增加必然會導致大宗商品的價格上漲，這就會出現，什么貴中國就買什么的奇異現象。實際上，如果我們能夠及時地把對大宗商品的未來需求信息傳遞給國際市場，例如中國糧食的庫存量的確切數量及其所能反映出的中國糧食在未來的供求缺口，那么商品的國際生產者就會增加供給，國內的需求增加基本不會引起國際大宗商品價格的上漲，也就不會助長國內的通貨膨脹。因此，這是一個較少信息不對稱的政策建議。
每當通貨膨脹來臨時，央行就會收緊銀根。但是，通過上述分析我們看到，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；而且中國中央銀行除了穩定價格水平外，還有促進經濟增長的目標，目標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調、加強中央銀行的獨立性以及政策目標的單一性，是貨幣政策能更有效地控制通貨膨脹的前提。
參考文獻：
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通貨膨脹的特征范文第5篇
關鍵詞:貨幣供應量;通貨膨脹;協整理論;誤差修正模型
中圖分類號:F83
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)16-0205-01
0 引言
通貨膨脹是衡量一國宏觀經濟運行是否穩定和健康的重要指標。貨幣學派的代表人物弗里德曼認為通貨膨脹是經濟運行中價格總水平大幅度持續上升的貨幣現象,并指出貨幣在長期是中性的,其擴張率將全部轉化為通貨膨脹率,也就是說貨幣供給增加是通貨膨脹波動的主要根源。
國內外學者的研究表明,價格變動與貨幣供應密切相關。弗里德曼利用美國1867年~1960年間貨幣供給(M2)與通貨膨脹(GDP縮減因子)的數據分析發現高的貨幣供給導致高的貨幣膨脹,但兩者沒有短期相關性。另外,McCandless和Weber考察了110個國家,得出通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強的相關關系,其相關系數在0.92~0.96之間,幾乎接近于1,并且長期來看,貨幣供給量的增加將最終導致相同程度的通貨膨脹率的上升。也就是說,貨幣供應量的變化最終體現在物價的變化上。我國的眾多學者在該問題的分析上也做了大量的工作。王少平以1978年~1994年為樣本,驗證了中國通貨膨脹形成的基本原因是貨幣發行過量。
1 指標選取
判斷是否發生了通貨膨脹、通貨膨脹的程度如何,涉及到通貨膨脹率的側度問題。目前,常用的通貨膨脹的衡量指標有消費價格指數(CPI),零售價格指數(RPI),批發價格指數(WPI),生產者價格指數(PPI),以及國內生產總值縮減指數(IPD)等。國際上,一般采用CPI指標來觀察某個國家或地區是否發生了通貨膨脹或通貨緊縮。雖然居民消費價格指數只是局限于統計居民家庭消費的商品和勞務,而把國家消費和集團消費排除在外,不能全面的反映物價的變動,但它編制較為簡單,有可靠的數據來源,且與人民的生活息息相關,所以本文選用居民消費價格指數(CPI)作為衡量通貨膨脹的指標。
我國貨幣供應量一般分為三個層次,M0、M1、M2。其中,M0為流通中的現金,M1=M0+活期存款,M2=M1+準貨幣(定期存款+儲蓄存款+其他存款)。筆者認為廣義貨幣供應量M2最能反應貨幣的總體情況,而之前也有學者作了研究發現M0、M1和通貨膨脹之間不存在顯著的協整關系(劉金全,2004),所以筆者認為選用M2具有代表性及可行性。
2 實證研究
2.1 平穩性檢驗
利用Eviews分別對三個原序列以及一階差份序列進行單位根檢驗得到檢驗結果見表1。由表1的結果表明:用ADF單位根檢驗和PP檢驗得到的較為一致的結論, M2、CPI均在0.05的顯著性水平下不能拒絕原假設,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,即差分序列均為平穩序列,分別記為:DM2、DCPI。檢驗結果表明M2、CPI均為一階單整序列。
表1 各個序列的單位根檢驗結果
變量ADF檢驗值P值PP檢驗值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的,也就是說有可能CPI與M2存在協整關系,即長期均衡關系。所以首先要對是否具有協整關系進行檢驗。常用的兩變量檢驗方法為恩格爾―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F檢驗,擬合優度達到0.7225,系數通過t檢驗,不存在自相關。
對回歸方程的殘差進行ADF和PP單位根檢驗,其中 表示方程的殘差,且檢驗結果見表2。
表2 各個殘差序列的單位根檢驗結果
變量ADF檢驗值P值PP檢驗值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檢驗及PP檢驗均表明 是平穩的。綜合上述結論,在1%水平下M2與通貨膨脹率之間存在較顯著的長期均衡關系。
2.3 誤差修正模型
建立誤差修正模型一般采用兩步,即分別建立區分數據長期特征和短期特征的計量經濟模型。誤差修正項的大小表明了從非均衡向長期均衡狀態調整的速度,該模型突出了長期均衡關系對短期的影響。
對短期動態關系中各變量的滯后項的選取,進行從一般到特殊的檢驗,在這個檢驗過程中,不顯著的滯后項被剔除,直到找到了最佳形式為止。本文通過了多次的試驗檢驗 ,并利用Eviews軟件得出的結果為:
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,在樣本期內貨幣供應量的增長率與CPI的誤差修正模型的誤差修正項系數小于零,符合反向修正的原則,即上一期的CPI高于均值時,本期的CPI的漲幅便會下降,反之上升。
3 結語
本文以我國1991年~2009年的年度數據,綜合利用平穩性檢驗,協整分析,誤差修正模型,分析各個層次的貨幣供給量與通貨膨脹率的關系,得到了以下結論:
(1)從長期來看,貨幣供應量與通貨膨脹率存在正的長期均衡關系,并且它與通貨膨脹率的乘數為0.7941,明顯的小于1,這說明在我國貨幣變量的長期中性的說法不是準確的。
(2)從短期來看,M2與通貨膨脹率之間的短期動態關系,本期的M2的增量對CPI起到正相關的關系,同時本期的通貨膨脹率對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為-2.16948,絕對值很大,這表明短期波動對長期均衡趨勢偏離的程度很高,它們的波動幅度很大。
綜上所述,我國的通貨膨脹率仍是一種貨幣現象,但并不像弗里德曼所說的貨幣是中性的。廣義貨幣供給量M2與通貨膨脹之間有顯著的長期均衡關系,也就是說如果國家要控制通貨膨脹主要應該控制準貨幣(定期存款,儲蓄存款及其他存款),其中提高定期存款利率以及增加法定存款準備金是比較可行有效的辦法。
參考文獻
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