摘要本文通过对以往文献的回顾,以经典的货币数量论为基础,通过对1990―2008年的商品零售价格指数、货币供应量、GDP数据进行计量分析,得出结论:我国的通货膨胀率主要受制于所谓的通货膨胀惯性的影响,这反映出我国治理通货膨胀的措施效果滞后,亟待进一步完善和丰富治理通货膨胀的手段。
关键词货币数量论通货膨胀率通货膨胀惯性
一、文献综述
国内外学者对通货膨胀的成因进行了大量的理论和实证研究。Gosselin(2008)通过实证分析指出,通货膨胀率与汇率变动、财政赤字正相关,与商业银行部的健康和央行的独立性负相关。熊鹭(2003)等人实证分析认为自1994年中国人民银行开始把基础货币和货币供应量作为监测目标以来,货币供应量政策在大部分时候并不理想。
本文试图在此基础上,以货币数量论为理论基础,进行通货膨胀成因分析。此分析方法的特点是不考虑利率对通货膨胀的影响,这是因为我国的金融体制还不像发达市场经济国家那样经济对利率的反映相当灵敏,利率机制僵化,导致对通货膨胀的反映迟缓,影响甚微。而且从实际情况来看,央行也只是把总的货币供给量作为管理目标,并没有倚重利率,因此,在利率还没有完全市场化的情况下,这种分析方法还是切合实际的。
二、模型的建立
回顾历史,经济学家已经发现了货币数量和通货膨胀之间的关系。通过考察费雪交易方程式,我们就可以分析货币供给、通货膨胀以及GDP之间的关系。
通货膨胀率可由比率来获得,是t期的一般价格指数,是t-1期的一般价格指数。另外,它也可由该比率的自然对数即得到。考察货币供给与通货膨胀之间的关系,我们用以下指标:(1)零售价格指数P;(2)表示中国实际GDP的Y;(3)作为货币供给一种度量的流通中的货币总数,这里我们用指标M1;(4)货币供给与实际GDP的比值M1/Y,(5)以表示通货膨胀率。以表示的货币供给增长率成为这里我们讨论货币政策及其对通货膨胀产生效果的基础。
三、数据的选取与分析
国外的研究表明,当前货币增长率对通货膨胀率影响很微弱,可以忽略不计,货币增长率确实对通货膨胀率具有滞后效应,一般有6到12个月的时滞。由于我国市场经济还不成熟,金融系统的传递机制很不完善,而且其过程也相当缓慢,故我们在这里就以年为考察期间。用我国自1990以来的年通货膨胀率、年货币增长率来做分析(见表1)。
由上可知,所有的变量都通过T检验,也通过DW检验,回归效果较好。
这个方程表明当前的通货膨胀率不仅受到6年前的货币增长率的影响,而且还受到前两年通货膨胀率的影响。其中6年前1%的货币增长率会带来现期约0.06%的通货膨胀率,1年前1%的通货膨胀率会带来现期约1.67%的通货膨胀率。这说明,当局还没有意识到前一年的通货膨胀率或者是还没有来得及采取措施控制通货膨胀率,故存在所谓的通货膨胀惯性。这里2年前1%的通货膨胀率会使现期的通货膨胀率减少约0.67%,对此的解释是因为,当局已经意识到2年前的通货膨胀并采取措施进行了有效控制,故对现期的影响为负。从这里我们可以看出,货币增长率对我国通货膨胀率的影响相当滞后,而且也很不明显,我国通货膨胀率主要受制于所谓的通货膨胀惯性。
四、结论
第一,我国的货币增长率对通货膨胀率的影响相当滞后,而且其效果也很不明显。这就为央行实施货币政策来刺激经济提供了理论基础,央行可以通过增加货币供给刺激经济而不用担心其可能带来的通胀严重后果。
第二,我国的通货膨胀具有明显的“惯性”。从我们的分析可以看出,上一年的通货膨胀率会影响下一年的通货膨胀率,而且还具有放大效应;前年的通货膨胀率则对下一年通货膨胀率具有负面效应。从这种结果我们可以知道,政府采取的遏制通货膨胀的政策虽然总的来说是有效的,但是这效果是比较滞后的,无法取到立竿见影的效果。
第三,一般来说在市场经济发达的国家,利率可以是一个控制通货膨胀的有效工具,但是上面的分析我们并没有引入利率,这是因为我国的市场经济还不成熟,金融体制还不完善,离发达国家还有相当长的一段距离,利率机制相当僵化,还无法成为影响通货膨胀的政策工具。为此,我们要以“入世”为契机,积极推进金融体制和利率市场化的改革,这样我们才可以有更多影响和控制通货膨胀的政策工具。
参考文献:
[1]王中昭,李丽明.计量经济学实验及例题分析.南宁:广西科学技术出版社.2005.
[2]刘元春.中国通货膨胀成因的研究.北京:中国人民大学出版社.2008.
关键词：标准型通货膨胀目标制；透明度；责任性
中图分类号：F820．5文献标识码：A文章编号：1005-0892(2007)10-0046-10
所谓通货膨胀目标制是指，对一个量化的通货膨胀目标做出清晰的承诺，并以此作为货币政策的基本目标。在制定和实施货币政策的过程中，该制度框架获得了高度透明性和责任性两方面有力的支撑。作为一种新型货币制度框架，标准型通货膨胀目标制在全球的中央银行中已经获得了一定的认同。在过去的十余年间，采取钉住汇率制的大型发达国家的比重已经从50％下降到了25％；与此同时，标准型通货膨胀目标制的国家则从近乎于0上升到了25％(stoneandBhundia，2004)。时至今日，尚未观察到一个业已采纳标准型通货膨胀目标制的国家被迫放弃该制度框架的情况发生。
本文将对标准型通货膨胀目标制国家在实现通货膨胀目标过程中所积累的经验进行考察，并对其实践中所表现出来的规律性特征进行归纳总结，以揭示其给货币政策制度框架设计上所带来的启示。
一、通货膨胀目标制下的实际通货膨胀
本文所做的分析涵盖了截至2004年中期实施标准型通货膨胀目标制的22个国家(包括芬兰和西班牙，两国先后于20世纪90年代中期和后期开始采纳这一制度框架)。
(一)研究方法
对实际通货膨胀水平与目标通货膨胀水平是否一致进行实证检验，需要按照一定的研究方法来进行。下面我们将对有关细节进行如下解释和说明。
1．国家组别的划分。我们将样本国家划分为工业化国家和新兴市场国家、具有稳定的通货膨胀目标的国家和正在积极降低通货膨胀的国家(即反通胀国家)。由于这些国家组别的状况不同，所以实际通货膨胀水平具有很大的差异。其中，工业化国家包括澳大利亚、加拿大、芬兰、冰岛、以色列、韩国、新西兰、挪威、西班牙、瑞典和英国；新兴市场国家包括巴西、哥伦比亚、智利、捷克、匈牙利、墨西哥、秘鲁、菲律宾、波兰、南非和泰国。对具有稳定的通货膨胀目标的国家以及反通胀国家进行统计分析，分别涵盖了通货膨胀目标不变和通货膨胀目标下降的各个期间；而对每一组国家进行统计分析，我们则对其中的成员国进行了简单的加权平均。
2．通货膨胀目标的计量。对于各国的统计数字是建立在年度通货膨胀率与目标区间中值的月度离差基础上的(澳大利亚和新西兰使用的是季度离差)；对于没有具体说明目标点的国家，我们在分析时假定这些国家的政策目标点是目标区间中值，以便通货膨胀落在目标区间的概率最大化。由于有些国家(大多数反通胀国家)是根据年末实际通货膨胀水平设定其目标，并不报告月度目标，所以我们只能根据月度实际通货膨胀与年末通货膨胀目标值之间的离差进行统计分析。
3．核心通货膨胀。我们按照官方对核心通货膨胀计量的口径进行分析，但各国的定义存在着差异。在少数情况下，核心通货膨胀率与目标通货膨胀率是相同的。
4．通货膨胀目标制的起始点。采纳通货膨胀目标制时间上的判断，是依据当局明确宣布将汇率等作为通货膨胀目标的从属目标开始的(schaechter等，2000)，这一时间划定与Tnnnan(2003)“保守”的计时结果非常接近。
(二)通货膨胀总体表现
1．与目标或目标区间中点相比较的实际通货膨胀
对处于不同组别的国家来说，实际通货膨胀与目标间的离差非常大，并且各组之间的差别也很大。一般来说，离差大约在1.8个百分点左右。通过计算得到实际通货膨胀与目标区间中点离差的均方根(见表1的第1栏)。正在进行反通货膨胀的国家与具有稳定通胀目标的国家相比较，平均来说，其实际通货澎胀与目标的离散程度较大。对这两组同家(反通货膨胀的国家和具有稳定通胀目标的国家)实际通货膨胀与通胀目标间离差的均方差进行F检验，结果拒绝了零假设――置信水平为98％的情况下，两组国家的均方差没有显著差异。而新兴市场国家与工业化国家相比较，平均来说，前者的实际通货膨胀与目标之间的偏差也较大。对这两组国家进行F检验，结果也同样拒绝了零假设――两组国家的偏差不存在显著差异的置信水平为96％。对核心通货膨胀与通货膨胀目标的偏差进行计量分析，也得出了类似的结论。
正在进行反通货膨胀的国家．其实际通货膨胀往往高于目标值；而通货膨胀稳定的国家，其实际通货膨胀往往低于日标值。但是，两者偏差的程度都很小(如表1的第2栏)。所有钉住通货膨胀目标的国家，其实际通货膨胀水平平均仅高出目标区间中值0.1个百分点，然而平均核心通货膨胀恰好达到了目标水平。正处于反通胀阶段的国家，其实际通货膨胀高出目标水平平均0.4个百分点；与之相反，追求稳定的通货膨胀目标的国家，其实际通货膨胀往往低于目标水平，且偏差程度大致相等。对离差均值(假定方差不等)进行τ检验后，拒绝了置信水平为93％的条件下实际通货膨胀与目标之间的离差不具有显著差异的零假设，以及置信水平为90％的条件下实际核心通货膨胀与目标之间的离差不具有显著差异。工业化国家和新兴市场国家之间的差异比较小，而且差异不具有统计意义。
大多数国家实际通货膨胀分布近似于正态分布。实际通货膨胀分布一般来说相当对称，即使在实际通货膨胀的平均值偏离了目标值时，也只是稍微有点不对称。核心通货膨胀的分布也是如此。没有证据显示存在过度峰态，这说明极端通货膨胀的概率了正态分布近似。
大多数国家实际通货膨胀的波动性相对于目标区问宽度来说要高一些(见表1的第3栏)。如果选用与通胀目标相同的量度来度量实际通货膨胀，那么实际通货膨胀与目标区间中值的标准离差平均为1.4个百分点；如果用核心通货膨胀率来度量实际通货膨胀，那么标准离差要小一些。作为参照，目标区间的平均宽度目前来说在2个百分点左右。
通货膨胀与目标间偏差的持续性符合货币政策传导时滞的标准特征。对于持续性的度量可见表1中的第6栏。实际上，它反映出偏差反转所需要的平均时间。持续期一般在16-20个月，这与中央银行所认为
的货币政策取向影响通货膨胀通常需要6-8个季度相当接近。在新兴市场经济国家或正在降低通货膨胀的国家中，通货膨胀对目标值的离差比工业化国家和具有稳定通货膨胀的国家稍许要更为持久一些。
2．实际通货膨胀与目标区间边界的比较
平均来说，通货膨胀目标制国家有超过40％的时段会突破目标区间(见表2上半部分的前3栏)。突破目标区间的频率与实际通货膨胀相对于目标区间宽度的分布情况是一致的。有四分之一左右的时间在目标区间下方，比起目标区间上方(大约五分之一的时间)稍微多了一点；但是，高于或低于目标区间的平均量是相同的。突破目标区间的平均时间为8个月，低于目标区间的时间比高于目标区间的时间稍长一点。
核心通货膨胀率运行情况与按照目标通货膨胀率相同计量口径的通货膨胀运行情况没有明显差异。正如所预见到的那样，核心通货膨胀与目标值间的偏差比起按照目标通货膨胀率相同量度来度量的实际通货膨胀与目标值间的偏差，要持续时间更长一些(见表2后半部分的第3栏)。而且，稍微偏低一些的核心通货膨胀的标准离差反映出其突破目标区间的频率也较低，但程度不是很大。这些结果在很大程度上说明了对于许多国家来说，无论采用目标通货膨胀计量口径还是核心通货膨胀计量口径，其结论都是相同的。尽管核心通货膨胀突破目标区间的时段更少一点，但是落在目标区间内部的时段还是更长一些。因此，基于两种口径下的偏离目标的总体频率没有太大差别。
2004年中期，15个国家实现了稳定的通货膨胀目标，芬兰和西班牙则更早(见表3)。在稳定通货膨胀目标钉住者中，有7个国家在开始采纳标准型通货膨胀目标制时，就设定了长期稳定的通货膨胀目标；另外8个国家在标准通货膨胀目标制框架内，先设法实现明确的反通胀目标。
2004年中期，有5个国家正处于设法实现明确的反通胀目标阶段；另外9个国家已经完成了反通胀的过程(见表4)。这些国家在开始采纳通货膨胀目标制时，都经历了反通胀阶段。在通货膨胀目标制框架内，它们平均用了41个月来降低通货膨胀直至一个稳定的比率。一般来说，反通胀阶段指的是在3-4年内将通货膨胀率降低3个百分点左右(不包括采纳通货膨胀目标制当年)，所以通货膨胀目标平均每年降低0.75个百分点。
两组的实际通货膨胀分布具有明显的差别。对于稳定的通货膨胀目标制国家，通货膨胀的标准离差是反通胀国家的一半(见图1)。核心通货膨胀率的标准离差比这两组国家的标题通货膨胀率标准离差要小。然而，对于核心通货膨胀和标题通货膨胀来说，实际通货膨胀分布表现出来的差量在本质上是相同的。对反通胀国家和稳定通货膨胀目标制国家的通货膨胀与目标值间离差的方差差异进行F检验，结果拒绝了零假设――置信水平为99％时，两种口径度量的通货膨胀，有显著差异。
而且，反通货膨胀的国家突破目标区间的频率平均为那些钉住稳定通货膨胀目标国家的两倍(见表2)。在目标区间宽度相同但分布更广的条件下，前者平均有60％的时间里超出目标区间范围，而后者仅在32％的时间里突破了目标区间。由于核心通货膨胀的分布较窄，所以这种口径下的通货膨胀超出目标区间范同的频率相对较低，如钉住稳定通货膨胀目标国家的频率为24％，而反通货膨胀国家为56％。另外，反通胀国家的通货膨胀水平高于目标区间的频率比低于目标区间的概率，平均来说要稍微大一些；而钉住稳定的通货膨胀目标的国家则相反。这一结果同先前所发现的钉住稳定通货膨胀目标国家的中期通货膨胀水平一般处于目标区间较低区域的结论是一致的。
与具有稳定的通胀目标的国家相比，正处于反通货膨胀阶段的国家偏离目标的程度更大，且更持久。前者偏离目标平均在1个百分点以下，持续期为6个月左右；而后者一般在1.4个百分点，持续期近10个月，明显地大于(长于)前者。对两者样本偏离目标程度和存续期均值之间的差异进行t检验(假定方差不相等)，结果拒绝了零假设――置信水平为95％时，两者之间没有明显差异。特别是对于具有稳定通胀目标的国家，与货币政策的时滞相比，其突破目标区间的持续期相当短。与先前对实际通货膨胀偏离目标的持续性研究相结合，这一结果说明在实践中，中央银行通常在通货膨胀实际偏离目标区间范围之前，就已经对实际通货膨胀偏离目标区间中点作出了相应的反应与调整。换句话说，目标区间不应该被认为是无差异区域，央行只是在通货膨胀偏离目标区间之后才采取行动。
(四)工业化国家和新兴市场国家的实际通货膨胀表现
无论是新兴市场国家还是工业化国家，实际通货膨胀的平均水平与目标区间中点十分接近，而核心通货膨胀恰好与目标值相等。新兴市场国家实际通货膨胀的标准差比工业化国家高出很多，这反映出两者偏离目标区间的平均频率有着明显不同。对两者实际通货膨胀与目标间离差的方差差异进行F检验，结果拒绝了零假设(按照目标通胀率计量口径的置信水平为89％、按照核心通货膨胀计量口径的置信水平为90％的时候，两者都不具有明显差异)。
反通胀国家与稳定通胀目标制国家之间实际通货膨胀的差异，比新兴市场国家与工业化国家之间的差异更加明显(见表5)。后两者之间的差异比前两者要小；而且，后两者的实际通货膨胀水平与目标问的离差程度也要低于前两者。
在反通胀阶段，工业化国家和市场经济国家都有过偏离目标区间的经历，而且偏离的频率是在稳定通货膨胀目标阶段的两倍(见表5)。两组国家在反通胀期间的偏离幅度也明显偏高，持续期也较长，说明这一阶段对所有国家而言都是非常困难的阶段。尽管新兴市场经济国家在实施通货膨胀目标制的各阶段比工业化国家更加频繁地偏离目标区间，但是在稳定通货膨胀目标的阶段，两者的差别不大。作为整体，新兴市场国家和工业化国家在实际通货膨胀表现上的差异，反映出大部分实施通货膨胀目标制的新兴市场经济国家正处于反通胀的阶段，而只有三分之一的国家处于稳定通货膨胀目标阶段；但是工业化国家却大部分处于稳定通货膨胀目标阶段，且三分之二的国家已经具有这种经验。
通货膨胀表现的演进过程，同样揭示了新兴市场国家和工业化国家在稳定通货膨胀目标及反通胀阶段的重要差异。图2和表6对各国在不同时期通货膨胀目标制运行的变化进行了比较：(1)仍处于反通胀阶段(5个新兴市场国家)；(2)已经完成反通胀阶段，正在向稳定通货膨胀目标制转型(9个国家)；(3)钉住稳定通货膨胀目标阶段(17个国家)。我们只进行了三年的分析，因为正如表4所列示的，大多数国家在四年之内都完成了反通胀进程。
经历反通胀阶段的国家一般在初始阶段，其通货膨胀波动性都很大，但是很快就能够降下来(见表6的前3列)。这些国家一开始的通货膨胀波动性很大(用实际通货膨胀率与通货膨胀目标值离差的均方根加
以度量)，但是第一年以后往往就能够迅速降低；头两年的偏差并不显著，但是第三年正的偏差急剧提高。这反映出巴西、南非当时所经历的货币危机，故应该将此理解为一种暂时的假象。
已经完成反通货膨胀阶段的国家，其实际通货膨胀水平往往低于目标值(见表6的中间3列)。这证实了在反通货膨胀的头三年里，偏差在逐步下降；而且，虽然波动性开头相对较高，但是后来却下降得非常快。
从一开始就钉住稳定的通货膨胀目标的国家，其各阶段的表现变化不大(见表6的最后3列)。实际通货膨胀与目标区间中点很接近，也没有明显的变化趋势。实际通货膨胀围绕着均值变动，波动性很小，且很稳定。二、严重偏离了通货膨胀目标的实证考察
本节拟将严重偏离通货膨胀目标的情况进行回顾和分析。前文我们已经对突破通货膨胀目标的频率、程度和持续期进行了考察，由此需要对严重偏离通货膨胀目标展开研究。但是，继续深入了解其原因所在及后果却受到了各种复杂状况的制约，本节仅对一些极端的事件进行考察。因为这些事件曾对通货膨胀目标制构成了极大的挑战，因此有必要深刻了解它们是如何发生的?通货膨胀率又是如何被重新带回目标区间的，以及其长期后果如何?
对历史片断的选择，本文以实际通货膨胀和通货膨胀目标为基础。正如前文所述，对目标区间的偏离是具有惯性的。因此，无论是在目标区间之下还是在目标区间之上，我们在排序时都不是根据月度数据，而是根据偏离目标区间时三个或七个月的平均值。进行国别研究时，我们选择的是高于或低于目标区间的最大值。
我们在这里展示出偏离通货膨胀目标区间最为严重的八个历史时段，其中一些共性的部分是很有趣的(见表7)。首先，所有国家都极易受到外部冲击；其二，对目标最为严重的偏离均发生在反通货膨胀阶段。
正如中央银行和IMF报告中所描述的那样，对目标的偏离是由内部和外部冲击共同引起的。最为常见的冲击是因投资者对新兴市场风险预期的改变而引起的资本流动；世界原油价格的变动同样在两个时段内成为主要的诱因。而国内的冲击包括了财政和货币政策的变动、国内食品供应的调整以及一些国家特殊的发展阶段。
所有这些偏离均导致汇率的大幅动荡，包括贬值、升值，以及这些国家对经常账户和资本账户开放程度的调整。
可是，没有一个国家因此而摒弃通货膨胀目标制，并且对偏离目标进行相应的制度性调整也极其有限。一些严重的冲击和目标偏离，的确会影响到货币制度框架的公信力，但是没有一个国家因此放弃对通货膨胀目标的承诺，框架的调整也主要是针对目标值本身。
处于反通胀阶段的国家往往借助于实际通胀低于目标的有利时机，加速向长期目标比率趋近。为了使通货膨胀回复至事先设计好的路径，当局一般会将未来通货膨胀的运行轨道下移到原计划水平之下，而不是放松货币政策。
在这些时段内，有限地使用免责条款来说明通货膨胀目标制并未发挥出重要的作用。当通货膨胀低于目标区间时，捷克央行并未援用免责条款。而且，南非于1999年开始打算引入免责条款，但是在实际通胀高于目标区间的2002-2003年间，却放弃了这一条款。
由于财政部门和货币部门缺乏强有力的合作，这一因素在一些偏离目标区间的时段中扮演了重要角色。在以色列和波兰，由于财政的恣意妄为使之成为通货膨胀偏离目标的负动力，从而导致了货币当局必须收紧货币政策；而中央银行只有在财政当局配合的情况下才有可能收紧货币政策。可是，货币政策收紧却增大了财政当局的压力，导致财政当局必须放松财政政策。所有这一切都发生在公众意见与当局严重不符的背景下，其后果造成政策公信力逐渐被削弱。波兰的中央银行是高度自治的，甚至具有货币政策目标的独立性。相反，以色列则由政府宣布通货膨胀目标，但是对物价稳定的承诺并未受到中央银行法的保护。捷克政府和中央银行在加入欧盟的大背景下，就长期货币战略达成一致意见。而良好的协调能够限制偏离目标所产生的不利影响，捷克就是一个典型的例子。
最后，对于个案的研究显示，中央银行所负责的通货膨胀目标采用两种截然不同的计量口径。由于食品价格的大幅波动，捷克钉住的目标从核心通货膨胀转换为标题CPI通货膨胀。巴西则采用了另一种方法，定义调整后的通货膨胀目标，而这一指标有效地剔除了一些惯性的影响(主要源于滞后的通货膨胀以及受管制的价格干扰)。由于控制了这两个外生于货币政策的通货膨胀干扰源，不但可以对冲击的直接影响进行适应性调整，而且还能应对继发性影响。
三、通货膨胀目标制国际经验的总结
本节拟就标准型通货膨胀目标制实施的经验事实进行概括总结。
1．通货膨胀目标制已被证实是富有弹性的
实施通货膨胀目标制的中央银行经常偏离其目标，并且偏差也较大。具有稳定的通货膨胀目标的国家，30％的时间是在目标区间之外的；而正处于反通货膨胀阶段的国家，这一比例接近60％。然而，经过一段时期之后，实际通货膨胀平均值却相当接近通货膨胀目标区间的中心。在实施通货膨胀目标制的早期，因为中央银行将通货膨胀保持在目标区间内是以牺牲其它目标为代价的，所以对这一制度是否太过于严格还存在着一些担忧。而本文研究结果却显示，支持“所有现实世界中通货膨胀目标制都是弹性通货膨胀目标制”的观点(svensson,2005)。通货膨胀目标制框架所具有的高度透明度和责任性赋予其在更大范围或更大弹性上经常偏离预定目标，并且偏差加大或持续期较长，但不会严重削弱制度框架的公信力。当然，弹性也需要那些支持物价稳定的结构性因素是适宜的，其中包括良好的财政状况。
2．通货膨胀目标制具有很强的适应力
迄今为止，没有一个国家放弃过通货膨胀目标制。严重的冲击和大幅度的偏差曾使人们对通货膨胀目标制名义错的可行性提出了质疑，但是每一个时段，这些冲击最后都能被很好地抵御。尚无放弃通货膨胀目标制的良好记录，与传统的固定汇率钉住制度和货币量目标制形成了显明的对比(BubulaandOtker-Robe，2002；StoneandBhundia,2004)。通货膨胀目标制的适应力体现出操作上的弹性，这种弹性可以减少钉住通货膨胀目标名义错与产出和金融稳定之间的冲突。ScottRogerandMarkStone(2005)对各国进行的个案研究发现，除了两个时段之外。许多严重的偏离都是2000年以后发生的，所以应对起来比较容易，而且还可以从采纳通货膨胀目标制的经验中受益。
3．新兴市场国家是通货膨胀目标制的成功实践者
尽管比工业化国家经历了更大的动荡，但是新兴市场国家依然成功地实施了通货膨胀目标制。即使是在反通货膨胀已经实现后，新兴市场经济体的通货膨胀波动水平总体上还是高于工业化国家。而且，新兴
市场国家实施标准型通货膨胀目标制的成功经验，反映出在环境与政策适宜的情况下，钉住通货膨胀目标是汇率锚以外的另一种切实可行的选择。
4．通货膨胀目标制下，从大约10％左右开始进入反通胀阶段，以后逐步降低通货膨胀水平是较为可能的，但是通货膨胀依然难以控制
实施通货膨胀目标制的门槛是该国通货膨胀水平大约在10％左右。哥伦比亚、捷克、匈牙利、以色列和波兰在起始阶段时，通货膨胀水平在20％左右，但是处于下降通道内；只有一个国家，即哥伦比亚的通货膨胀目标区间大概在10％左右。10％的门槛意味着如果高于该点，货币量将难以控制。另外，通货膨胀下降到10％以内，对公众来说很容易理解反通胀的进程，并能够树立通货膨胀目标制的公信力。反通货膨胀过程平均要持续三年半，通货膨胀水平每年平均要降低3／4。
然而，对于正处于反通胀阶段的国家，偏离目标更加常见。偏离幅度也更大一些。在反通胀初期，通货膨胀的波动幅度很高，但很快就会降下来。而且，已经完成反通胀的那些国家证实了实际通货膨胀具有一种向下倾向的趋势，往往低于目标水平，与机会主义的反通胀观点是一致的(clifton,1999)。
许多通货膨胀目标钉住者在正式采纳标准型通货膨胀目标制之前，在一种更加非正式的“准”通货膨胀目标制下，先行展开反通胀的进程。这些国家提前宣布采纳通货膨胀目标制的意图，其目的是提前受益于这种更加坚定的名义错以加速反通胀的步伐(stone，2003)。
5．通货膨胀目标制国家的透明度要素都具有共性
在很多方面，通货膨胀目标制框架的透明度在各国间趋于相同。所有的通货膨胀目标制国家努力实现货币政策高度的透明度，常用的手段包括新闻、召开新闻招待会以及公布通货膨胀报告等，其中包含了大量的宏观经济预测信息。
中央银行正在传递出关于通货膨胀预测的更多信息，以及偏离目标的理由和应对措施。通货膨胀预测值已经被视为货币政策的中介目标，中央银行不遗余力地确保预测值的可理解性，其手段包括通过增加通货膨胀报告的频率、公布预测值的量化指标以及扇形图等。并且，报告还详细解释了货币政策取向的变化以及对通货膨胀和政策的深刻反思分析。通过减少政策实施过程中的意外事件，以及操作上的高度透明，增强了货币政策的有效性，并有利于中央银行的独立性。像其他中央银行一样，实施通货膨胀目标制的央行在外汇干预和金融稳定政策方面的透明度较低。
6．通货膨胀目标制的透明度仍然在不断地演进之中
除了通货膨胀目标之外，实施通货膨胀目标制的中央银行不具有其他量化的政策目标。没有一家央行明确说明自己在物价稳定和产出稳定上所赋予的权重(Svensson，2003、2005)。而且，拉长了的政策期限使得中央银行在更大程度上去实现产出和金融稳定的目标。这是非常有意义的，也是极为困难的事情。
另外，中央银行总体上仍旧不愿意讨论它们关于未来利率路径或汇率的计划安排。只有少数国家相当明确地就政策变量的计划安排作出说明(其中新西兰是最清晰的)；而大多数央行认为，当随后的事件导致预测的政策利率路径发生调整时，如果事前对利率公布预测结果，就会造成混乱(IMF,2005)。当然也存在另外一种担心，即披露利率路径会暴露政策意图从而扰乱市场。然而，一成不变的利率路径或许并不可信，或者也并不能保证内部的时间一致性(svensson,2005；Mishkin,2004)。
7．责任制的模式更加本土化，规范化程度相对薄弱
一段时期以来，对于责任制的制度安排逐渐趋于非正式化。免责条款的运用、按照核心通货膨胀口径设定通货膨胀目标以及对偏离目标区间作出详细解释要求，在实施通货膨胀目标制早期普遍较差。对于这种制度安排的必要性，随着透明度的提高而下降。而实际上，这样的制度安排对提高政策的公信力或清晰性不一定有特殊的帮助。
与通货膨胀目标的详细说明或作为框架的透明度要素相比，责任制的模式在各国之间的差异比较大。其中一个重要的原因是，责任制的许多要素是建立在中央银行法和相关法律框架上的，国别化的特征更加明显。而责任制的其他方面则由特定事件或特定环境所引发，例如，政府的不同部门之间引发的政治性危机也因国家不同而差异很大。
而且，责任制的模式与通货膨胀目标和透明度不同，不太容易修改。与通货膨胀目标制框架的其他要素相比，责任制的模式很少发生变化，这反映出改动相关法律和政府各部门之间所建立的关系是非常困难的。另外一个原因可能是，要求提高责任性的这种变化反而会被称为通货膨胀目标承诺弱化的信号。责任制安排难以改变，意味着其他国家很难从已经实施通货膨胀目标制国家的经验中受益。
8．在通货膨胀真正突破目标区间之前，中央银行已经开始对实际通货膨胀偏离目标区间中点作出反应和调整了
与货币政策的时滞相比，偏离目标区间的持续期间相当短暂，特别是通货膨胀目标稳定的国家更是如此。和通货膨胀目标偏离目标区间中点的持续性一样，这说明了在实践中，中央银行在实际通胀偏离目标区间之前已经开始作出反应和调整了。换句话说，目标区间并不是被作为无差异区域看待的；在无差异区域条件下，只有在实际通货膨胀离开目标区间时，货币当局才会采取行动。
9．大多数国家采用标题CPI作为通货膨胀的目标量度，但是在政策分析和沟通交流中却仍旧沿用核心通货膨胀口径
一段时期以来，通货膨胀目标制国家逐渐转变为采用标题CPI作为通货膨胀的指数，而不是核心通货膨胀率。造成这种趋势最重要的根源可能在于，如果采用核心通货膨胀口径进行计量，那么央行必须向公众作出解释说明，以提高可理解性并满足更多的技术性要求，但这种努力最终以失败告终(FerreiraandPetrassi,2002)。第二个事实是，实施通货膨胀目标制的国家都趋向于关注相对较长的政策期限，且该事实与弹性通货膨胀目标制有关。由于政策期限被延长至一年以上，标题通货膨胀和核心通货膨胀预期趋于相同，所以在与外界进行沟通时，两者之间的差异也就不重要了。按照广为人知的计量口径来设定通货膨胀目标，有助于与公众的沟通和责任性的提高，但这并不妨碍利用核心通货膨胀量度进行政策分析。这种方法为中央银行在应对特定的价格冲击(只要与核心通货膨胀具体构成及其缺陷无关)时提供了更大的弹性。值得注意的是，中央银行在定义核心通货膨胀率目标时剔除了一些成分，这一点虽然公众理解起来比较容易，但是对政策建模分析却未必是最好的(Marques等，2004)。只要不把核心通货膨胀作为正式的目标就可以避免这种矛盾的产生。
四、政策启示
本节讨论的主要问题是从国家的角度来思考是否应该采纳通货膨胀目标制，而对于已经实施通货膨胀
目标制的国家则要考虑如何健全这一框架。
1．实施通货膨胀目标制的中央银行突破目标区间是很常见的现象
与汇率目标制不同的是，对目标的偏离是通货膨胀目标制框架操作实践中的一个组成部分。当然，必须找到折中的办法使这种偏离不会损害货币政策的公信力。在实际通货膨胀真正突破目标区间之前，中央银行就应该对偏离目标区间中点进行调整和处理。
2．根据国情选择目标区间
在设定通货膨胀目标区间时，应该考虑各国自身的具体特点，特别是其对抗汇率冲击的能力。如果做不到这一点，那么就会削弱目标区间作为指导预期或作为货币政策责任性参照标准的作用。如果说在大部分时间里，实际通货膨胀都落在目标区间之外，那么就降低了目标区间作为区别已经预见到的和预期之外的通货膨胀的过滤器作用，也就降低了它在中央银行内部作为政策纪律约束的作用。相反，相对于正常的通胀波动范围来说，如果将目标区间设置得宽泛一些。就起不到约束作用，责任制也难以贯彻。
为了根据国家的国情来设置目标区间宽度，可以将目标区间设定在偏离时间大约为三分之一的范围内。具有稳定的通货膨胀目标的国家，其实际通胀与目标的标准差约为1个百分点，近似于正态分布，与均值的偏差很小，所以实际通货膨胀率落在目标区间之外的概率平均为30％。利用这一方法，能够在货币政策弹性和行为约束之间保持合理的平衡。在实践中，通货膨胀波动的度量必然是后顾性的，所以应该用实际通货膨胀的移动加权平均值加以计量。任何相关的方法都必须力求简单。当然，为了实现最终的目标值，必要的判断也是不可或缺的。
另外，经过一段时间，目标区间的宽度要尽可能的收窄。本文所列举的事实说明，实际通货膨胀波动在实施了通货膨胀目标制以后会迅速下降。因此，刚刚开始实施通货膨胀目标制的国家，在初始阶段可以将目标区间设定得宽一些，然后在成功稳定通货膨胀之后逐渐收窄目标区间范围；同理，通货膨胀目标本身也应该逐步下降。本文所提供的关于通货膨胀波动性的证据是，对于大多数反通胀的国家应把一个标准差作为目标区间设定的依据，所以目标区间宽度在3～4个百分点左右；当通货膨胀目标稳定之后再逐步降低到2个百分点。收窄的程度不应为中央银行将通货膨胀目标转变为其他政策目标的从属目标提供额外的空间。
3．其他实施通货膨胀目标制国家的经验为透明度模式提供了一个很好的指南
通货膨胀目标制国家或多或少地在透明度框架上存在着某些趋同。只有在一小部分透明度要素上，特别是外汇汇率操作和委员会会议报告上，各国存在差异。因此，在通货膨胀预测、对偏离目标的解释以及所采取的对策等方面，实施标准型通货膨胀目标制的国家能够借鉴先驱者的经验，建立起自己的制度框架。
4．开放经济体必须考虑到汇率冲击的风险暴露
关键词:货币供应量;通货膨胀;协整理论;误差修正模型
中图分类号:F83
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)16-0205-01
0引言
通货膨胀是衡量一国宏观经济运行是否稳定和健康的重要指标。货币学派的代表人物弗里德曼认为通货膨胀是经济运行中价格总水平大幅度持续上升的货币现象,并指出货币在长期是中性的,其扩张率将全部转化为通货膨胀率,也就是说货币供给增加是通货膨胀波动的主要根源。
国内外学者的研究表明,价格变动与货币供应密切相关。弗里德曼利用美国1867年~1960年间货币供给(M2)与通货膨胀(GDP缩减因子)的数据分析发现高的货币供给导致高的货币膨胀,但两者没有短期相关性。另外,McCandless和Weber考察了110个国家,得出通货膨胀率和货币供给量的变化具有非常强的相关关系,其相关系数在0.92~0.96之间,几乎接近于1,并且长期来看,货币供给量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀率的上升。也就是说,货币供应量的变化最终体现在物价的变化上。我国的众多学者在该问题的分析上也做了大量的工作。王少平以1978年~1994年为样本,验证了中国通货膨胀形成的基本原因是货币发行过量。
1指标选取
判断是否发生了通货膨胀、通货膨胀的程度如何,涉及到通货膨胀率的侧度问题。目前,常用的通货膨胀的衡量指标有消费价格指数(CPI),零售价格指数(RPI),批发价格指数(WPI),生产者价格指数(PPI),以及国内生产总值缩减指数(IPD)等。国际上,一般采用CPI指标来观察某个国家或地区是否发生了通货膨胀或通货紧缩。虽然居民消费价格指数只是局限于统计居民家庭消费的商品和劳务,而把国家消费和集团消费排除在外,不能全面的反映物价的变动,但它编制较为简单,有可靠的数据来源,且与人民的生活息息相关,所以本文选用居民消费价格指数(CPI)作为衡量通货膨胀的指标。
我国货币供应量一般分为三个层次,M0、M1、M2。其中,M0为流通中的现金,M1=M0+活期存款,M2=M1+准货币(定期存款+储蓄存款+其他存款)。笔者认为广义货币供应量M2最能反应货币的总体情况,而之前也有学者作了研究发现M0、M1和通货膨胀之间不存在显著的协整关系(刘金全,2004),所以笔者认为选用M2具有代表性及可行性。
2实证研究
2.1平稳性检验
利用Eviews分别对三个原序列以及一阶差份序列进行单位根检验得到检验结果见表1。由表1的结果表明:用ADF单位根检验和PP检验得到的较为一致的结论,M2、CPI均在0.05的显著性水平下不能拒绝原假设,即存在单位根。而M2、CPI的一阶差分序列均在0.05的显著性水平下拒绝原假设,即差分序列均为平稳序列,分别记为:DM2、DCPI。检验结果表明M2、CPI均为一阶单整序列。
表1各个序列的单位根检验结果
变量ADF检验值P值PP检验值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协整分析
CPI与M2均为一阶单整的,而同阶单整的序列的某种线性组合可能是平稳的,也就是说有可能CPI与M2存在协整关系,即长期均衡关系。所以首先要对是否具有协整关系进行检验。常用的两变量检验方法为恩格尔―格兰杰法(E―G两步法)。
分别建立CPI与各种货币供给量的一元线性回归方程,并利用最小二乘法估计得到方程如下:
CPI=8.540223+0.7941M2
(0.5323)(6.0379)
R2=0.7225F=36.4568DW=1.2285
从上述模型可知CPI与M2的回归效果较好,模型通过F检验,拟合优度达到0.7225,系数通过t检验,不存在自相关。
对回归方程的残差进行ADF和PP单位根检验,其中表示方程的残差,且检验结果见表2。
表2各个残差序列的单位根检验结果
变量ADF检验值P值PP检验值P值
εt-2.9310070.0064-3.1832170.0037
从表2看出,在显著性为1%的情况下,ADF检验及PP检验均表明是平稳的。综合上述结论,在1%水平下M2与通货膨胀率之间存在较显著的长期均衡关系。
2.3误差修正模型
建立误差修正模型一般采用两步,即分别建立区分数据长期特征和短期特征的计量经济模型。误差修正项的大小表明了从非均衡向长期均衡状态调整的速度,该模型突出了长期均衡关系对短期的影响。
对短期动态关系中各变量的滞后项的选取,进行从一般到特殊的检验,在这个检验过程中,不显著的滞后项被剔除,直到找到了最佳形式为止。本文通过了多次的试验检验,并利用Eviews软件得出的结果为:
ΔCPI=-0.006955+0.395962ΔM2t-1.013786ΔM2t-1-0.683293ΔM2Mt-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=0.966531F=16.50197DW=2.862078
由上式可得,在样本期内货币供应量的增长率与CPI的误差修正模型的误差修正项系数小于零,符合反向修正的原则,即上一期的CPI高于均值时,本期的CPI的涨幅便会下降,反之上升。
3结语
本文以我国1991年~2009年的年度数据,综合利用平稳性检验,协整分析,误差修正模型,分析各个层次的货币供给量与通货膨胀率的关系,得到了以下结论:
(1)从长期来看,货币供应量与通货膨胀率存在正的长期均衡关系,并且它与通货膨胀率的乘数为0.7941,明显的小于1,这说明在我国货币变量的长期中性的说法不是准确的。
(2)从短期来看,M2与通货膨胀率之间的短期动态关系,本期的M2的增量对CPI起到正相关的关系,同时本期的通货膨胀率对下一期的通货膨胀率也有正的影响。然而,较为奇怪的是误差修正系数为-2.16948,绝对值很大,这表明短期波动对长期均衡趋势偏离的程度很高,它们的波动幅度很大。
综上所述,我国的通货膨胀率仍是一种货币现象,但并不像弗里德曼所说的货币是中性的。广义货币供给量M2与通货膨胀之间有显著的长期均衡关系,也就是说如果国家要控制通货膨胀主要应该控制准货币(定期存款,储蓄存款及其他存款),其中提高定期存款利率以及增加法定存款准备金是比较可行有效的办法。
参考文献
[1]王少平.我国通货膨胀成因与货币政策及其经济运行目标与宏观调控的实证研究[J].数量经济技术经济研究,1996,(5):17-15.
[2]刘霖,靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长―基于协整的实证分析[J].统计研究,2005,(3):14-19.
[3]王少平,李子奈.我国货币需求的协整分析及其货币政策建议[J].经济研究,2004,(7):9-17.
[4]王海斌,朱静平.我国货币供应量与通货膨胀关系的实证分析[J].广西农村金融研究,2006,(2):51-55.
关键词：通货膨胀水平，不确定性，随机波动模型，MCMC模拟，Gibbs抽样
中图分类号：F222.3,0212文献标识码：A
DynamicRelationshipbetweenInflationRateandUncertaintyinChina：BasedontheBayesianStochasticVolatilityModels
ZHUHuiming1,HAOLiya1,GUANHaoyun1,ZENGZhaofa2
(1CollegeofBusinessAdministration,HunanUniversity,Changsha410082,China;2CollegeofFinanceandStatistics,HunanUniversity,Changs410079,China)
Abstract：ToinvestigatethedynamicrelationshipoftheinflationandinflationuncertaintyinChina,theSV-MmodelandtheASV-MmodelhavebeenemployedconsideringthemonthlydatafromJanuary1990toJanuary2010.TheMCMCmethodhasbeenutilizedtoestimatebothofthestochasticvolatilitykindmodels.TheempiricalresultsprovidedheregivetheevidencethatthepersistenceofinflationuncertaintyandthepositivedirectioneffectofinflationuncertaintyinnovationsoninflationaresupportedinASV-Mmodel.Moreover,theASV-Mmodelcancatchtheasymmetrycorrelationbetweentheinflationandinflationuncertainty.Thepositiveasymmetryparametermeansthatthereisnoleverageeffectininflationwhichexistsinfinancialreturn.What’smoreimportant,theriskpremiumcoefficientwhichcapturesthevolatility-in-meaneffectisgreaterthan0.ItshowsthatinnovationsininflationvolatilityincreasesinflationpersistentlywhichisthesameastheCukiermanandMeltzer’sviewpoint.Inaddition,theimpulseresponsefunctionofthebinaryVARmodelimpliestheopportunisticcentralbankbehaviorexistinginthemoneypolicymakingprocessinChina.Wealsocomparetheactionofdifferentmonetarypolicies.
KeyWords：Inflationrate,Uncertainty,Stochasticvolatilitymodel,MCMCsimulation,Gibbssampling
一、引言
通货膨胀预期与不确定问题，历来是经济管理决策、经济行为主体和宏观经济学家关注的焦点问题。长期以来，通货膨胀及其所引起的社会成本和福利损失方面的问题引起了人们的广泛关注，对于通货膨胀是否会对经济增长产生不利影响，学术界观点不一，然而，目前研究者们已经达成的一个共识是：通货膨胀的不确定性对经济增长会产生不利影响。这可以从两个方面进行解释：一方面，通货膨胀不确定性的发生将使得价格信号失真，导致经济行为主体难以把相对价格方面的变化同一般价格水平方面的变化区别开来，从而引起决策错误。另一方面，通货膨胀不确定性改变了社会的风险投资意识，因此经济行为主体会更专注于短期利润而忽视长期效益，从而造成整个经济系统资源配置效率的下降，成为通货膨胀或者紧缩的新的诱因，致使社会财富遭受重大损失。由此可见，由通货膨胀导致的社会成本和福利损失的重要原因在于它的不确定性。
诺贝尔奖获得者Friedman[1]在1977年指出：通货膨胀率水平与其波动之间存在正向相关的关系，即高的通货膨胀率水平会引起未来发生更大的通货膨胀波动并由此导致更低的产出增长和经济的非效率。Ball[2]从信息不对称博弈论的角度进一步论证了Friedman的观点，因为公众不知道强硬的政策制定者何时会执政并实施降低通货膨胀的政策。Friedman与Ball的观点被称为Friedman-Ball假说。如果这种假说成立，则由于不确定性与通胀的正向关系使得通胀不确定性成本可以代替通胀的成本，因此稳定价格便成为减少不确定性的重要方法。与Friedman-Ball假说类似，Golob[3]认为反通货膨胀政策作用的时间是不确定的，这也成为导致通胀水平和不确定性的正相关关系的一个因素。另一方面，Holland[4]将这种正相关关系的原因解释为经济行为主体无法准确预知货币供应量的改变对价格水平的影响。然而，Cukierman和Meltzer[5-6]在研究通货膨胀波动对未来通货膨胀率水平的影响时提出：通货膨胀水平与不确定性作用的方向与Friedman-Ball假设相反，即高度的通货膨胀不确定性会由于中央银行行为的不确定性最终促使通货膨胀率上升。Cukierman和Meltzer对这一过程的解释为：货币政策当局有追求保持低通货膨胀和利用不可预期的通货膨胀刺激经济的双重目标，因此为了最大化其政策目标函数，将会充分利用公众对货币增长和通货膨胀的不确定性，一方面通过扩张性货币政策引起通货膨胀，刺激经济增长；另一方面要防止货币增长过快，这样最终达到一种最优的通货膨胀率，从而形成了通胀不确定性与通胀水平的正向相关性。Cukierman和Meltzer的研究表明，当货币政策当局具有充分自由进行政策制定和调控时，往往不会选择最优的调控政策，而是为短期稳定目标留有一定的余地，即采用具有“相机抉择”特征的货币政策框架。
在实证方面，学术界对通货膨胀水平与不确定性的关系进行了大量的研究，但是结论并不一致。综合这方面的文献可以看出，这种不同的实证结果除了与不同研究对象的经济状况以及政策体制相关以外，计量工具和方法的选择也是造成这种不一致的主要原因。例如，早期的文献采用样本方差或均方通胀率代表波动性指标，使用横截面数据考察多个国家通胀水平及其波动性的相关性，这类研究结果均表明通胀均值和波动性之间存在强的正相关性[7-9]。然而，这种不确定性的度量方式无法区分可预测波动与不可预测波动，而可预测波动部分并不构成通胀的不确定性，这是该方法的主要缺陷。随着经济计量技术的发展，Engle[10]利用条件异方差模型（ARCH）对英国和美国通货膨胀的易变性进行了实证研究，估计出非预期通胀的方差序列，他的经验研究并不支持Friedman-Ball假说。在GARCH模型的框架下，一步向前的条件方差代表不可预测的通胀新息的波动性，它是事先的方差而不是像移动平均标准差那样的事后方差，因此能够更好地反映通货膨胀不确定性。采用GARCH模型分析通货膨胀水平与不确定性关系的文献，部分采用两步检测方法，如Grier和Perry[11]分析了西方七国集团1948-1993年的通货膨胀水平与不确定性的关系，结论表明七个国家高通货膨胀全部都伴随有高度的通货膨胀不确定性，日本、法国的情况也支持Cukierman-Meltzer的研究结论。类似的研究如Komain和Timothy[12]、Guglielmo和Alexandros[13]等。另一方面，均值GARCH模型（GARCH-M）的发展为这方面的研究工作提供了一个新的思路。在这类模型中，条件均值和方差被同步估计，因此比两步检验方法更有效率。例如Stilianos[14]利用GARCH类模型检验了1885-1998年英国的通货膨胀水平与不确定性的相关关系，结论支持Friedman-Ball假说；Bradley[15]运用二元EGARCH-M模型研究战后日本通货膨胀、通货膨胀不确定性和产出增长之间的关系，认为较高的通货膨胀平均水平和较低的经济增长率会导致高的通货膨胀不确定性。
然而，在GARCH类模型中令波动的条件方差服从一个确定的自回归过程，因此波动的改变即是一个已知过程，这与不确定性的概念不符。与GARCH类模型不同，随机波动（SV）模型令条件方差包含某些随机过程的不可见成分，因此波动的改变是随机变化的，而这种随机冲击的性质与程度，也是影响通胀调整的重要因素[16]。相对于GARCH模型，Danielsson[17]和Kimetal.[18]的研究均认为对数正态SV模型在实证检验中优于GARCH类模型。近年来，SV模型的建模与应用研究逐渐得到了学术界的重视，然而主要领域仍集中在期权定价和股票市场的波动性研究，在宏观经济领域还鲜有涉及。其主要原因在于SV模型相对于GARCH类模型估计难度较大，不利于实证分析。自20世纪90年代起，随着贝叶斯统计推断技术与方法的发展，特别是马尔科夫链蒙特卡洛（MarkovChainMonteCarlo,MCMC）稳态模拟技术的应用，解决了SV模型中异常复杂的高维数值计算问题，为这类模型的研究提供了简便有效的途径，从而丰富了SV模型的种类，拓宽了其应用领域。
本文拟利用贝叶斯SV模型研究我国通货膨胀水平与不确定性的动态相关关系，考虑到通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，建立SV-M模型对条件均值和条件方差进行联合估计，度量我国的通胀不确定性动态特征。随后对该模型进行拓展，引入能捕捉非对称效应的ASV-M模型，在MCMC稳态模拟的框架下研究了我国通货膨胀水平与不确定性的动态关系。在此基础上，进一步讨论两者之间的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，并从经济学的角度对该行为特征进行分析。
二、理论模型与MCMC算法设计
标准SV模型由Harvey[19]和Jacquier[20]引入到计量经济学领域，逐步发展成为一类极具应用前景的波动类模型。基本的SV模型形式如下：
其中，为时刻的观测变量，是均值方程的自回归参数，则为预期观测值；为潜在波动的对数形式，为一个鞅差分序列，一般假定其是均值为0、方差为1的高斯白噪声序列，且与是相互独立的；和代表波动方程的自回归参数，为扰动项，服从均值为0、方差为的独立正态分布，且与也是相互独立的。此外，为保证波动过程的平稳性，假定。
在基本SV模型的基础上，为刻画波动与预期观测值的相关关系，可以在均值方程中引入波动项作为均值回复的一个影响因素，由此得到SV-M（stochasticvolatilityinmean）模型，其状态空间形式如下：
此时，模型的预期观测值为，其中为风险溢出系数，它用来度量波动对预期观测变量的影响，若，表示波动和预期观测变量具有正向相关关系，值的大小表示波动变动一个单位时对预期观测变量的影响程度。
在上述模型中，均假定均值方程和波动方程的扰动项与是相互独立的。这种假定条件可以放宽到更一般的情况，即令
此时，代表两个扰动项之间的相关关系，用来说明利空（观测值为负）或利好（观测值为正）消息对波动影响的非对称性。若为负值，说明相同强度的冲击，利空消息的冲击对波动的影响大于利好冲击，反之亦然。至此，在（2）式的SV-M模型的基础上考虑这种波动对正向冲击和反向冲击的影响，即得到ASV-M（asymmetricstochasticvolatilityinmean）模型。
为了便于得到ASV-M模型的似然函数，以下进行一个简单的变换：令，则
不难验证，此时。将（3）式代入模型（2）的均值方程中得到：
结合模型（2）中的波动方程，可得模型的条件似然函数形式为：
由此可得观测变量与潜在波动的联合分布为：
其中，，为误差项的协方差矩阵，代表矩阵的积。根据贝叶斯定理得到潜在波动的后验分布形式：
由模型的结构分析容易看出，似然函数为一个多重积分的过程，具体形式难以直接获得，因此不适合使用极大似然估计方法进行估计。然而在MCMC方法的框架下，参数和状态变量的后验联合分布可以利用Gibbs抽样方法进行估计，即将参数空间扩展为包括状态空间在内的新的参数空间，从而把问题转化为从完全条件后验分布中抽取随机样本。根据贝叶斯定理，参数的完全条件后验分布比较容易获得，通过先验分布的设定，可以设定参数的后验分布的共轭形式，便于进行抽样分析。因此，MCMC模拟的基本思想是：建立马尔科夫链对未知变量的抽样分布进行动态模拟，当链达到稳态分布时即得所求的后验分布，进一步可以利用抽取的样本计算边缘分布以及后验分布的矩。以下我们针对ASV-M模型，设计了模型参数的MCMC稳态模拟，Gibbs抽样步骤为：
重复步骤2-8迭代次，直至Markov链达到平稳状态，抽样完成后可依据所得的样本对模型参数的后验分布进行统计推断。
在利用MCMC模拟方法估计模型之前，首先设定参数的先验分布：在波动方程中令服从均值为0，方差为10的正态分布；服从参数的贝塔分布；服从形状参数为2.5，尺度参数为0.025的伽马分布，以上先验分布的选择依照Kim等[19]的观点，对于模型的其他参数，由于先验信息比较缺乏，所以均采用了低信息先验分布，以尽可能地利用样本数据本身的信息对参数进行估计。
三、实证分析
（一）数据选取与基本统计特征分析
本文使用的通货膨胀率水平（）是采用我国消费物价指数（CPI）的对数一阶差分形式表示，研究样本是1990年1月至2010年1月间的月度数据，差分后的样本量为240个。样本选取自1990年是因为我国商品价格自20世纪80年代才逐步放开，此前严格受国家控制。数据来源是国家统计局网站以及《中国统计月报》。CPI以及通货膨胀水平的时间变化路径如图1所示。
从CPI趋势图可以看出，我国物价水平在过去的20年中，有三次较为明显的峰值，分别是：1994年10月，2004年7月和2008年2月。其中，1992年1月至1996年12月期间，我国经历了较为严重的高通货膨胀，从1997年中后期开始，我国经济实现了“软着陆”，物价水平出现了轻微的通货紧缩，直到2003年下半年才有所缓解，此时通货膨胀率变化又开始出现了攀升势头。特别的，从2007年4月至2008年12月，以猪肉价格为代表的农产品价格的上涨，以及国际市场原油、粮食等初级生产资料价格的上升，致使我国经历了新一轮通货膨胀。对比通货膨胀水平的时间变化路径可以看出，整体上通货膨胀率波动具有聚集性特征，即通货膨胀期间价格波动程度较高，通货紧缩期间价格的波动程度明显降低，这种变化体现出通货膨胀率的异方差特征。CPI和通胀率的分布统计特征如表1所示，结合数据的偏度和峰度值容易看出，CPI和通胀率都具有右偏厚尾特征，并且它们的J-B（Jarque-Bera）检验统计量也都在1%的显著性水平下拒绝了数据服从正态分布的原假设，说明通胀率在少数月份中出现了异常值。
为了检验通货膨胀序列的异方差特征，针对样本均值的偏差序列以及其平方序列分别计算了Ljung-BoxQ（Q）统计量，表2中的Q统计量值为了检验序列的前1、2、5阶自相关系数是否显著为0，括号中为相应的P值，容易看出，均值偏差序列和偏差平方序列均具有高阶自相关性，并且LagrangeMultiplier（LM）统计量的值为238.4014，也说明偏差序列显著存在ARCH效应即具有异方差特征。此外，针对序列的平稳性，采用Phillips-Perron（PP）和AugmentedDickeyFuller（ADF）两种方法检验序列是否含有单位根，结果与自相关性检验一致，即序列是平稳的，因此保证只含有时变的随机扰动项。
（二）SV-M模型的MCMC稳态模拟
为了研究通货膨胀水平与不确定性的关系问题，首先建立SV-M模型刻画通货膨胀的不确定性，注意到通货膨胀率是一个平稳过程，根据DIC准则选择AR(2)-SV(1)模型作为基础SV模型，即在理论模型中令。考虑到通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，将基础SV模型拓展为SV-M模型。
采用MCMC算法进行模型推断时，为了消除参数的初始值对模型的影响，对于各个参数分别构造了两条Markov链进行稳态模拟。在Gibbs抽样过程中，先对每个参数进行5000次迭代，以保证参数估计的收敛性，在此基础上再进行50000次迭代，以记录下的样本结果作为参数估计的MonteCarlo试验数据。根据Markov链在平稳状态下的MonteCarlo抽样数据，图2和图3给出了模型参数的后验分布核密度估计图和相应的分位区间估计图，从图中我们可以掌握参数的分布情况，并进行各参数的后验区间估计。
由图2可以看出，模型参数和的后验分布具有偏态特征，其他参数的后验分布都具有对称性。这主要是由于参数和的MonteCarlo抽样数据中，一侧的极端值出现的概率较大，使后验分布呈现出偏态特征。此外，图3表明各个参数的分位区间估计已经基本趋于平稳，说明各条Markov链已经基本达到平稳状态，所得样本依分布收敛到目标分布，可用于参数估计，同时通过参数和的分位区间估计图也可以观察到其后验分布所具有的偏态特征。
综合各个参数的后验分布核密度图，对利用MCMC方法抽样得到的MonteCarlo样本进行进一步的分析，可以得到模型参数的贝叶斯估计值以及相应的分位区间估计。表3给出了我国通货膨胀率的SV-M模型参数的均值、标准差、MC误差、2.5%和97.5%等主要分位数的贝叶斯估计值以及检验Markov链收敛性的Gelman-Rubin（G-R）统计量的值。
从表3可以看出，首先，各个参数的MC误差远小于标准差，G-R检验统计量都在1到1.2之间，可以认为模型各个参数的样本分布已经收敛到其后验分布，即采用MCMC稳态模拟估计模型参数是有效的；第二，波动方程的自回归参数的贝叶斯后验均值为0.968，表示通货膨胀的不确定具有较强的持续性特征，类似于金融收益率波动的持续性过程；第三，风险溢出系数的贝叶斯后验均值为5.730，由于可以用来度量波动对预期观测变量的影响，值为正则说明通胀不确定性对通胀水平具有正向影响，由此可以初步判断Cukierman和Meltzer假说成立。此外，模型的AIC值为-1702.05，残差序列的Q(5)统计量为11.3712，P值为0.04，Jarque-Berra检验统计量为1.3386，相应的P值为0.51，无法拒绝正态分布的原假设，说明模型设定的有效性。
（三）ASV-M模型的MCMC稳态模拟
在上述SV-M模型的基础上，为考察均值方程和波动方程的扰动项与之间的相关关系，说明利空（观测值为负）或利好（观测值为正）消息对波动影响的非对称性现象，从而引入了ASV-M模型。对该模型进行MCMC稳态模拟时，同样对于各个参数分别构造两条Markov链，每条链迭代50000次，舍去前10000次进行退火处理，对保存下的样本作为参数估计的MonteCarlo试验数据。图4给出了各个参数的两条Markov链的抽样动态轨迹，各个参数的Markov链较好地磨合在一起，说明抽样链已经基本达到平稳状态。图5和图6则分别给出模型参数的后验分布核密度估计图和相应的分位区间估计图。
由图5和图6可以看出，模型参数、和的后验分布具有较为明显的偏态特征，其他参数的后验分布都具有对称性。同时，各个参数的分位区间估计已经基本趋于平稳，这也说明设置的各条Markov链已经基本达到平稳状态，MonteCarlo样本可用于进行参数的区间估计。对所得样本进一步分析，可以得到模型参数的贝叶斯估计值以及相应的分位区间估计，具体见表4。容易看出，各个参数的MC误差远小于标准差，G-R检验统计量都在1到1.2之间，说明采用MCMC稳态模拟方法的有效性。
对比ASV-M模型和SV-M模型的参数估计结果，可以看出，在ASV-M模型中波动持续性参数的贝叶斯后验均值为0.978，大于SV-M模型中估计值，说明ASV-M模型能够更好地把握通货膨胀不确定性的持续性特征；风险溢出系数的贝叶斯后验均值在ASV-M模型中为8.215，也大于SV-M中的相应估计值，说明ASV-M模型能够更好地反映通胀不确定性对通胀水平的正向影响作用；对于反映不确定性估计精度的值，ASV-M模型中的估计值为0.265，相对于SV-M模型有所降低，说明前者对数据的拟合精度也优于后者。此外，ASV-M模型的AIC值为-1720.9，小于SV-M模型，也说明该模型设定的有效性。进一步对模型进行残差检验，可得残差序列的Q(5)统计量为8.911，相应的P值为0.133，说明模型的残差序列不存在显著的自相关性，Jarque-Berra检验统计量为1.923，P值为0.382，不能拒绝正态分布的原假设，由此可见，ASV-M模型更好地刻画了我国通胀率的动态特征。
特别需要说明的是，模型中扰动项的相关系数的贝叶斯后验均值为0.354，代表不同性质的信息冲击对通货膨胀不确定性影响的非对称作用。由于值大于零，说明通货膨胀中出现的反向冲击降低了通胀的不确定性程度，而正向冲击则加剧了这种不确定性水平，这也表明通货膨胀率中不存在与金融资产价格运动类似的杠杆效应，这主要是因为商品市场与资产市场的价格调整速度是不同的。在商品市场中，价格成分主要由市场供给和需求调节，市场出清的短边因素在需求方向，因此价格变化以需求驱动为主。然而，经济学中的展望理论（prospecttheory）表明：人们强烈厌恶相对损失，一定金额的收益所引起的效用增加低于相同数量的损失所引起的效用减少。这一理论可以用于解释为何工人反感相对损失而强烈抵制工资的减少，而在垄断竞争环境下名义工资的粘性导致名义价格的粘性，从而说明在商品市场中普遍存在着向下的价格粘。正是因为存在价格的向下粘性特征，所以通货膨胀率中的反向冲击带来的不确定性影响较低，而正向冲击则增加了经济行为主体对未来不确定性的预期，而一旦出现了正向冲击，由此导致的“示范效应”和“追涨效应”将是非常明显的，这些都同正向冲击带来的投资扩张等行为有密切关系。由此可见，ASV-M模型所揭示的通货膨胀率的非对称性具有重要的市场机制和政策操作方面的启示。
（四）脉冲响应分析
在利用MCMC方法估计ASV-M模型的基础上，以模型中的潜在波动变量度量通货膨胀不确定性。这种度量方法使得包含一个新息过程，能够更好地反映信息冲击对波动影响的动态过程，符合通货膨胀不确定的确切含义。在此基础上，为了进一步讨论通货膨胀水平与不确定性的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，绘出了60阶滞后的通货膨胀率与不确定性相互作用的脉冲响应函数图：
图7通货膨胀率与通胀不确定性相互作用的脉冲响应函数
由图7可以看出，通货膨胀率水平的变化对通胀不确定性的影响基本上接近于零，说明的冲击对的影响不显著；反过来，给通胀不确定性一个正的冲击，通货膨胀水平在前6期内达到最大值，即在第6期对的响应是0.1706，然而这种冲击作用不具有持续性，在50期之后几乎为零。这与SV-M模型和ASV-M模型中的判断是一致的，这些经验结论表明高度的通货膨胀不确定性会促使通货膨胀率上升，反之则没有支持的证据。根据Cukierman和Meltzer的理论观点，说明我国目前的货币政策框架中含有相机抉择的成分因素。从主流的宏观经济学与货币经济学的角度而言，目前经济学家大多认同“货币长期中性、短期非中性”的结论，这也为货币政策的制定在短期内具有一定的灵活性提供了理论基础。从实证经济学的角度，由于金融市场不完全有效和市场参与者在获取价格信息时的不对称性，使得货币政策传导过程并不是畅通无阻的，大量货币会偏离政策目标，在传导过程中“渗漏”出去，迷失于非实体经济，导致了“货币迷失”。伴随着这种现象的出现，自上世纪90年代以来，越来越多的国家与地区以通货膨胀作为货币政策关注的核心变量，采用通货膨胀目标制的货币政策框架[21]。
为了深入说明不同的货币政策框架下的行为表现，在存在通货膨胀粘性的条件下构建货币政策部门的效用函数，以附加预期的菲利普斯曲线和由货币数量方程决定的社会总需求函数为约束组成优化模型，不难证明完全相机抉择和有约束的相机抉择货币政策下的通货膨胀水平分别为：
其中，代表价格的粘性程度，反映了政府给予通货膨胀目标的权重，反映了通货膨胀对过度需求的敏感程度，为上期通货膨胀率，对应于充分就业的产出水平设定为。
容易看出，当时，。在通货紧缩情况下（），有约束的相机抉择下的通货膨胀率高于完全相机抉择下的通货膨胀率水平（），能够有效的促使宏观经济走出通货紧缩；而在通货膨胀的情况下（），有约束的相机抉择下的通货膨胀率低于完全相机抉择下的通货膨胀水平（），又能有效抑制通货膨胀水平。这说明在存在通货膨胀粘性的条件下，有约束的相机抉择货币政策下的通货膨胀波动低于完全相机抉择下的波动。
我国货币政策的中介目标经历了从1984至1993年间主要监测现金计划和信贷计划的现金发行量和信贷规模，到1998年开始以货币供应量管理为主进行间接调控。然而，从每年的中央经济工作会议文件与货币政策执行报告来看，我国的货币政策实质上面临多目标约束，如：物价稳定、促进就业、确保经济增长、支持国有企业改革、配合积极的财政政策扩大内需、确保外汇储备不减少以及保持人民币汇率稳定等等。因此，货币政策部门短期的动态微调政策便是利用公众对货币增长和通货膨胀预期的不确定性，在多个目标中做出权衡，以实现一种快速的政策效果。然而值得注意的是，这种带有相机抉择成分的货币政策容易加剧公众对货币当局公信度和货币政策效果的不确定性，反过来又会影响到通货膨胀预期水平。因此从长期来看，货币政策应给予通货膨胀目标更大的权重，使得在存在通货膨胀粘性的条件下，将通货膨胀波动控制在较低的水平，从而减少社会福利损失。
四、主要结论
本文主要研究了我国通货膨胀水平与不确定性的动态关系问题。针对我国通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，本文首先建立了SV-M模型和度量我国的通胀不确定性动态特征。在此基础上，为进一步捕捉这种不确定性对消息的正向冲击和反向冲击的影响将SV-M模型扩展到ASV-M模型。在MCMC稳态模拟方法的框架下，设计了Gibbs抽样算法对我国近20年的通胀水平和不确定性的动态关系进行了实证分析。
模型结果表明：我国通货膨胀不确定性中具有明显的持续性特征，并且不同性质的信息冲击对我国通货膨胀不确定性具有非对称的影响作用，这种非对称性不同于金融资产价格运动中普遍存在的杠杆效应，主要是由于价格的向下粘性特征以及正向冲击带来的投资扩张行为，使得信息的正向冲击增加了经济行为主体对未来不确定性的预期，由此导致了明显的“示范效应”和“追涨效应”。此外，针对通货膨胀水平与不确定性的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，脉冲响应函数的经验结论表明通货膨胀率水平的变化对通胀不确定性的影响不显著，而给通胀不确定性一个正的冲击，通货膨胀水平在前6期内达到最大值，但是这种冲击作用不具有持续性，根据Cukierman和Meltzer的理论观点，说明我国目前的货币政策框架中含有相机抉择的成分因素。由于在存在通货膨胀粘性的条件下，有约束的相机抉择货币政策下通货膨胀波动低于完全相机抉择下的波动，因此从长期来看，货币政策应给予通货膨胀目标更大的权重，使得在存在通货膨胀粘性的条件下，将通货膨胀波动控制在较低的水平，从而减少社会福利损失。
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关键词：通货膨胀回归分析格兰杰因果关系检验货币供应量
一、引言
通货膨胀是宏观经济运行状况的重要指标，它不仅直接影响居民的生活水平，也对一国的经济发展起着促进或牵绊作用。当通货膨胀处于温和水平时，它能促进经济社会的平稳发展，但当它持续高位运行时，则会严重牵绊经济的发展。通货膨胀是一个到处扩散其影响的运动过程，几乎每一个经济单位都或多或少受到它的影响。概括来说，通货膨胀的经济效应主要有两方面，通货膨胀的再分配效应和通货膨胀的产出效应。通胀对靠固定的货币收入维持生活的人极其不利，其收入水平是固定，但是货币购买力随着通胀的持续而不断下降，严重影响他们的生活水平，这些人群主要包括那些领取退休金和救济金的人，以及工薪阶层。通货膨胀还可以在债务人和债权人之间发生再分配的作用，它通过牺牲债权人的利益而使债务人获利。通货膨胀还使得人们的储蓄缩水。通货膨胀的产出效应也有几个方面，其一是通胀伴随着产出和收入的增加，实质是需求拉动型的通胀刺激的产出，这就是一些经济学家坚持认为温和的或爬行的需求拉动通胀对产出和就业有扩大效应的论据。其二是成本推动型通胀导致产出下降，引致失业，最后是持续恶性通胀导致经济系统崩塌。随着通胀不断上升，经济主体会产生通胀预期，会导致过度消费，储蓄减少，利率上升，投资萎缩，由于生活成本上升导致工资要求增加，企业扩大规模和就业积极性逐渐下降。因此，政府应谨慎对待通货膨胀，并制定有效的经济政策控制疏导，让其处在一个合理可行的水平，这对国民经济的平稳运行，人民生活水平的改善提高，都有重大意义。
二、理论综述
通货膨胀的根源不止一个，许多因素都可以引起通货膨胀的产生，只是影响的程度不一样。现代关于通货膨胀的理论研究，主要有以下几种：
（一）需求拉动型通货膨胀
投资、净出口或者政府支出的变动，都可以引起总需求的变动，并促使产出增加，使其超出经济社会的自然产出能力。因此，不管是什么因素导致总需求过度增长，都会发生需求拉动型通货膨胀，使得物价上升以平衡总供给和总需求。也即，由于需求方的货币竞相追逐有限的商品供给，从而使得价格被拉升，又由于失业率下降，劳动力变得相对稀缺，工人工资也被抬高，所以通货膨胀会加速起来。而且当政府面临财政赤字时，它往往倾向于通过印刷钞票来弥补赤字，由此带来极具破坏性的需求拉动型通货膨胀。大规模的赤字和货币供给的快速增长使得总需求大幅增长，而后者发过来使得价格水平大幅上升。两个鲜明的例子是：德国央行在1992-1923年间曾印制出数万亿马克来弥补支出，这些马克涌入市场去疯狂追逐燃料和生活必需品，导致德国当时的物价水平成十亿倍上涨；20世纪90年代初，前苏联政府为了填补其预算赤字，大量印制卢布，结果使得每月通货膨胀率达到25%或每年1355%。
（二）当做货币现象的通货膨胀
著名经济学家、货币主义主要代表人物弗里德曼说过：通货膨胀在任何时候都是因货币引起的。货币数量论认为，每一次通胀背后都有货币供给的迅速增长，其理论模型是著名的费雪方程式：
上式中，M为货币供给量，V为货币流通速度，P为价格水平，y是实际产出水平。MV反映的是经济中的总支出，Py代表着名义收入水平，因经济中对商品和劳务支出的货币额即是商品和劳务的总销售额，所以等式两边相等。对此式进行变量动态化变形：
等式两边取对数并对时间t求导可得：
式中，π为通货膨胀率，m为货币供给增长率，v为货币流通速度变化率，y为产出增长率。由该式可知，通货膨胀源自三方面：货币流通速度的变化、货币供给、产出水平。一般认为，短期内v是个不变的常数，若产出处于其自然水平，那么货币供给的变动则是通胀的基本原因。
（三）成本推动型通货膨胀
成本推动型通货膨胀理论是从供给方面说明为什么会发生一般价格水平上涨的理论，即在没有超额需求的情况下由于供给方面的成本提高所引起的一般价格水平持续显著上涨。它认为成本因素中最重要的构成是工资。工资推动的通货膨胀指不完全竞争的劳动力市场造成的过高工资引致的价格水平上涨。在完全竞争市场上，工资取决于劳动的供求，工资提高不会导致通货膨胀；而在不完全劳动力市场上，由于工会组织的存在，工资不再是竞争环境下的工资，而是工会和雇主集体议价的工资，并且由于工资增长率超过生产率增长率，工资提高就导致成本提高，从而导致一般价格水平上涨。（西方学者认为，劳动生产率，工资率和通货膨胀率之间有这样的数量关系：通货膨胀率=货币工资增长率-劳动生产增长率）。工资提高引起价格上涨，价格上涨又引起工资提高，这样，工资提高和价格上涨形成螺旋式的上升，即所谓工资—价格螺旋。
但在实际经济中，不管是货币供给的变动，或需求与供给的变化，都会引起通货膨胀，单从一方面不足以说明一般价格的持续波动，因此，分析通货膨胀的原因，应当同时从多方面因素考虑。
三、建立模型
由于影响通货膨胀的因素有多个，本文用多元线性回归模型进行分析。对于货币因素引起的通货膨胀，从数据来看，可用历年广义货币供给量增长率来表示货币因素；而需求拉动型因素，因投资和消费的比例关系反映的是经济增长中最终需求的两个主要方面，因此用投资和消费的数据表示总需求因素，又由于在实际中，常用全社会固定资产投资总额和社会消费品零售总额来代替总需求中的投资和消费，因此，本文用社会固定资产投资增长率和社会消费品增长率来表示总需求变动；对于成本拉动型通货膨胀，应指出的是，尽管近年来我国劳动力成本有逐年上升趋势，统计数据显示，从2009-2012年中国劳动力基本工资年增长率逐年递增，分别达到6.3%、7.5%、9.7%和9.8%，但不可否认的是，自改革开放以来，我国一直处于劳动力丰富且劳动力成本处于相对优势的状况，可以预知的是，在未来相当长一段时间内，我国还将处于二元经济结构相对不发达阶段，第一产业富余劳动力还需要持续实现转移，劳动力规模仍然庞大、充足供给将长期存在。同时，由于我国制造业仍处于国际分工低端，利润水平低下，劳动力工资水平仍然较低且这一现象也将长期存在。因此，对于成本拉动型的通货膨胀，本文不予以研究。模型建立如下：
式中，π为通货膨胀率，m为货币供给增长率，I为社会固定资产投资增长率，C为社会消费品零售增长率，μ为误差项，β0为常数项。
四、数据描述与统计分析
由于涉及时间序列问题，有必要进行平稳性检验。因为经典回归分析是建立在数据平稳这一假定条件下的，否则，通常的t和F等假设检验则不可信。而且，在现实经济中，实际时间序列数据往往是非平稳的，主要的经济变量如GDP、消费往往表现出一致的上升或下降。
由检验结果可知，所有变量在5%的置信水平下都通过了平稳性检验，因此，本文所用数据都是平稳的，适合建立回归模型进行分析。用Eviews对上述模型进行回归估计，得出以下结果：
从估计的结果来看，该模型拟合优度适中，说明通货膨胀还受到其他因素的影响，单纯靠货币供给量和需求的变动还无法完全解释通货膨胀的成因；方程总体线性是显著的，在5%的显著性水平下，只有变量m是显著的，其系数为0.7，而其余变量均不显著，说明了货币供应量的变动对通货膨胀的影响是很高的。一个很明显的特征是，和C前的系数为负数，明显与现实情况不符合。因为一般来说，在其他条件不变时，投资和消费的增长会带来物价水平的上升，即造成需求拉动型通货膨胀。
为进一步分析上述自变量与因变量之间的关系，再进行格兰杰因果关系检验，检验结果如下：
在5%的显著性水平下，拒绝M不是P的格兰杰原因的假设，而不拒绝P不是M的格兰杰原因的假设，因此从2阶滞后的情况看，M即货币供给量的增长是通货膨胀增长的原因，而不是相反。
在5%的显著性水平下，拒绝I不是P的格兰杰原因的假设，而不拒绝P不是I的格兰杰原因的假设，因此从2阶滞后的情况看，投资增长是通货膨胀增长的原因，而不是相反。
在5%的显著性水平下，拒绝S不是P的格兰杰原因的假设，而不拒绝P不是S的格兰杰原因的假设，因此从2阶滞后的情况看，消费增长是通货膨胀增长的原因，而不是相反。
五、结论及政策建议
从以上分析可知，货币供应量的变动对通货膨胀有重要影响，二者之间的相关系数很高。虽然投资和消费对通货膨胀的影响并不显著，但并不等于它们对通货膨胀没有影响，只是说在回归分析上无法得到合理的解释。而通过格兰杰因果关系检验可知，货币供给量、社会固定资产投资及社会消费品总消费的变动都是通货膨胀的格兰杰原因。总的来说，因果关系不同于相关关系，而且从一个回归关系式中并不能确定变量之间是否有因果关系，虽然我们说解释变量是被解释变量的原因，但是这一因果关系是先验确定的，或者说是在回归之前就已确定的。因此，本文的分析结果表明，货币供应量的变动对通货膨胀的运行具有显著的影响，而投资与消费对通货膨胀的传导机制则有待进一步研究。
通货膨胀对宏观经济运行有着重要影响，如前文所述，合理的通货膨胀水平能促进经济平稳发展，有助于人民生活水平的提高，而恶性的通货膨胀则严重牵绊着国民经济的发展，并使得人民生活水平的急剧下降。因此，合理的货币政策，必须实际符合国民经济发展的客观需要，不能为满足行政目标滥用货币政策，否则会带来严重的不良后果。在此，货币主义学派的单一规则倒是值得借鉴，即货币供应量的增长率应大致与国民经济增长率和人口增长率之和相适应。
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[关键词]通货膨胀失业附加预期菲利普斯曲线
一、理论与现实依据
1958年新西兰经济学家菲利普斯通过分析英国1861到1957年失业率和货币工资变动率的关系，得出了一条反映失业率和货币工资变动率之间交替关系的曲线，即有名的菲利普斯曲线。菲利普斯曲线告诉我们这样一个事实，失业率与货币工资增长率之间成此消彼长的关系，即当失业率较低时，货币工资增长率较高；反之，当失业率较高时，货币工资增长率较低，甚至是负数。进一步，通货膨胀率来表示货币工资增长率，曲线就反映了通货膨胀率与失业率之间的关系，通货膨胀率高，失业率就低，通货膨胀率低，失业率就高。这一现象被很多经济学家和学者以不同国家数据得到了证明。
然而，在20世纪70年代末出现了“滞胀”现象，高膨胀率伴随着高失业率，这种特殊现象使菲利普斯曲线受到了挑战。后来，货币主义对菲利普斯曲线做了修正和补充，加入了适应性预期的因素，从而将菲利普斯曲线分为短期和长期两种：短期菲利普斯曲线，正是表明在预期的通货膨胀率低于实际发生的通货膨胀率的短期中，失业率与通货膨胀率之间存在交替关系的曲线，因此在短期中可以通过以提高其中一方为代价来得到控制另一方，所以，扩张性财政与货币政策（引起通货膨胀率上升）是可以起到减少失业的（宏观政策的短期有效）；但是在长期中，工人会根据实际发生的情况不断调整自己的预期，迟早预期的通货膨胀率与实际的通货膨胀率会一致。这时工人就会要求增加名义工资，使实际工资不变，因此此时通货膨胀就不会减少失业。长期经济中能实现充分就业，失业率就是自然失业率，长期菲利普斯曲线是一条垂线，表明失业率与通货膨胀率之间不存在交替关系。即使引起通货膨胀为代价的扩张性财政政策与货币政策，仍不能减少失业，宏观经济政策的在长期中失效。这时，政府不断用扩张性政策就引起恶劣“滞胀”现象。
二、经验分析―历年统计数据
本文选取1992年～2004年我国经济增长、通过膨胀、失业率的年度数据进行分析，以反映三者之间在中期的关系，虽然由于数据太少可能缺乏准确性，但还是可以反映一些问题，同时也可以介绍一下分析方法。实际上，由于通货膨胀在年度内的各个时期变化是很大的，有时还会出现季节性变化。因此，理论上如果能够得到长期的季度数据来进行研究是最好的，鉴于各方面原因，这里就做一个简单的分析。所有数据均来自于中国统计年鉴及统计局统计公报，其中，真实失业率数据是估计值；GDP增长率采用的是国家统计局2005年末2006年初进行调整后的数据。通货膨胀率通过CPI指数计算得出。
三、简单实证分析
在菲利普斯得出经验曲线后，研究者相继对其进行了改进，建立了不同的模型，用来解释经济中失业率与通货膨胀率之间的关系。在本文中，利用布兰查德附加预期菲利普斯曲线理论与倒数模型对中国的曲线进行了估计。
1.布兰查德附加预期菲利普斯曲线理论下模型设定:
布兰查德附加预期菲利普斯曲线方程:
(1)
其中:πt=第t年的实际通货膨胀率
πet=在第(t-1)年对第t年通货膨胀率的预期
UNt=第t年的实际失业率
Un=第t年的自然失业率
ut=随机误差
由于πet不能直接获得，所以用πt-1替代，这样带入(1)得:
（2）
其中:
不难发现，通过对式(2)的估计，不但可以获得附加预期菲利普斯曲线，还可以得到自然失业率Un。
2.经验趋势下的倒数模型设定:
通过我国失业率与通货膨胀率的关系来看，二者之间似乎存在一种双曲线的性质，所以有必要对倒数模型做一定的分析。
倒数模型:
(3)
其中:
3.利用1992年～2004年中国的数据对模型的估计
通过分析检验，含有附加预期的线性模型和倒数模型均在统计上不显著，这说明，近十年来，中国经济中预期通货膨胀没有足够的力量来和失业率发生关系。下面是去掉附加预期通货膨胀率后的估计结果：
线性模型：
πt=31.757-7.859UNt
[10.879][3.296]
(2.919)(-2.384)
R值0.0140.036
R2=0.341adjustedR2=0.281
结果表明，模型通过了5%的显著性检验，但是R2很小，解释力度不强，同时发现，失业率下降一个百分点，通货膨胀率平均上升7.9个百分点。根据估计结果，计算得出的自然失业率为Un=4.04%，经济学家认为自然失业率介于5%与6%之间，而美国的这一数字据布兰查德估计为6.06%。可以看出，中国的失业率在自然失业率附近波动，这个结果也能够支撑中国目前失业主要原因来自于经济转型过程中的摩擦性失业和结构性失业。
倒数模型：
倒数模型的估计结果并不理想，相比起来没有线性模型好。
四、结论
从上面的分析发现，短期内中国经济中通货膨胀与失业率之间是符合菲利普斯曲线。根据估计结果，计算得出的自然失业率为，经济学家认为自然失业率介于5%与6%之间，而美国的这一数字据布兰查德估计为6.06%。可以看出，中国的失业率在自然失业率附近波动，这个结果也能够支撑中国目前失业主要原因来自于经济转型过程中的摩擦性失业和结构性失业。
因此，政府不应该过分的干预改革过程中高失业率，应该致力于合理稳定的经济发展，用有效的经济发展来解决高失业的存在。
不应该把通货膨胀看成经济的蛀虫，在没有出现高的通货膨胀率前(这里指通货膨胀不足以导致经济出现严重衰退之前)，宏观经济目标的侧重点不应该放在控制通货膨胀之上，而是合理的影响国内需求以及投资等，使经济发展所需的资金和动力得到保证。当然，我们也不能全然不顾通货膨胀成本，合理的预警系统的必要的，宏观政策所要做的仅仅是把通货膨胀控制在不至于导致经济衰退的水平之前，而不是一味的追求消除通货膨胀，这一点中国近十年的实际经验能够充分说明，政府在处理这个问题上也做的非常到位。
参考文献:
[1]古扎拉蒂:计量经济学基础（第四版）[M].中国人民大学出版社,2005
【关键词】M0M1M2CPIVAR模型
一、引言
我国自改革开放以来经历了多次货币政策的改革和调整，当前实行稳健的货币政策，对货币供给和通货膨胀的研究一直是我国宏观经济关注的焦点。目前对于货币供给量和通货膨胀率之间关系的研究，主要分为两种观点，一是通货膨胀率与货币供给量之间存在稳定的显著的相关关系；二是两者不一定有长期稳定的关系。
传统观点认为通货膨胀的原因是纸币发行量超过商品流通中的实际需要量而引起货币贬值，货币供应量会直接对通货膨胀产生影响。然而现阶段部分研究指出通货膨胀会通过贷款或生产环节反作用于货币供应量。因此本文将在已有研究的基础上，选取1996年1月至2015年7月的CPI、MO、M1和M2月度数据，利用VAR模型，研究货币供应量及通货膨胀之间是否具有稳定的双向传导关系。本文在借鉴前人研究成果的基础之上，从长期和短期两种状态下研究三个层次货币供应量对通货膨胀的影响情况，具有现实意义。
二、货币供应量与CPI传导理论分析
在货币主义经济学中，通货膨胀产生原因为：当市场上货币流通量增加，人民的货币所得增加，购买力上升，影响物价之上涨，造成通货膨胀。该理论被总结为一个非常著名的方程费雪方程：MV=PT，通过变换可以能到如下关系式：π=m―y+v（π为通货膨胀率，m为货币增长率，v表示流通速度变化率，y为产量增长率），表明通货膨胀来源于三个方面：货币流通速度的变化、货币增长和产量增长，也就是说，货币供给的增加是通货膨胀的基本原因。
三、实证分析
（一）数据采集和预处理
本文选择M0、M1和M2分别作为货币供应量，这三项指标从不同的统计口径和货币流通的层次充分反映了货币供应量的变化，对分析和预测有着重要的现实意义。通货膨胀采用居民消费物价指数CPI进行评价。
选取1996年1月-2015年7月月度数据进行分析，数据来自万得数据库，在数据分析前已对数据进行对数处理。
（二）货币供应量与通货膨胀长期传导机制分析
1.数据平稳性检验
本文采用ADF方法对数据的平稳性进行检验。LNM0、LNM1和LNCPI在1%置信水平下非平稳，LNM2数据非平稳。将各组数据进行一阶差分之后再次检验，各组数据平稳，因此通货膨胀率和各层次货币供给量是同阶单整数据，因而可以对其进行进一步协整分析。
2.滞后期的确定
根据AIC等信息准则来确定该如何选择滞后期。需要选择AIC、SC等指标中的数值最小值所对应的滞后期的最大值。且满足模型的平稳性检验，由此确定LNM2与LNCPI、LNM1与LNCPI的滞后阶数为2，LNM1与LNCPI滞后阶数为1。
3.协整检验
CPI与M0、M1、M2都是一阶单整序列，所以可以采用Johansen协整检验。经反复试验，在Eviews中得出的Johansen检验结果总结如下：
从上表得知，LNM2与LNCPI由于假设统计量23.81大于检验统计量15.49，即在5%的显著水平下拒绝没有协整方程的原假设，说明至少有一个协整方程；由于假设统计量2.40小于检验统计量3.84，即在5%的显著水平下不拒绝至多一个协整方程的原假设，表明至少有一个协整方程。同理得出LNM1与LNCPI至少有一个协整方程；LNM0与LNCPI至少有两个协整方程。
4.VAR模型估计
（1）VAR模型建立
根据模型估计结果我们可以写出三组标准型VAR模型的估计结果，分别为：
a.LNM2与CPI的VAR模型如下：
LNM2=-0.98+1.65LNM2t-1-0.66LNM2t-2+0.03LNCPIt-1
+0.2LNCPIt-2+e1t
LNCPI=0.27+0.02LNM2t-1-0.02LNM2t-2+1.05LNCPIt-1
-0.11LNCPIt-2+e2t
b.LNM1与CPI的VAR模型如下：
LNM1=-1.44+1.45LNM1t-1-0.46LNM1t-2+0.26LNCPIt-1
+0.08LNCPIt-2+e1t
LNCPI=0.25+0.02LNM1t-1-0.02LNM1t-2+1.04LNCPIt-1
-0.11LNCPIt-2+e2t
c.LNM0与CPI的VAR模型如下：
LNM0=-2.83+0.96LNM0t-+0.70LNCPIt-1++e1t
LNCPI=0.16+0.0003LNM0t-1+0.96LNCPIt-1+e2t
（2）脉冲响应函数
LNCPI与LNM2的VAR模型脉冲响应函数输出结果如下：
上图中，图ResponseofLNCPItoLNM2是LNCPI向LNM2实施冲击，CPI的响应函数时间路径，响应路径一直为正，第1期后逐期上升，在第5期之后趋于稳定，说明CPI的变动会引起后面各时期M2的变动，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定的规律；图ResponseofLNM2toLNCPI是M2对CPI实施冲击，响应函数一直为正，且呈现先小幅缓慢上升的趋势，说明M2的变动会引起后面各时期CPI的变动。同理得到结论，CPI的变动会引起后面各时期M1的变动，且增长的弹性系数呈现变大后趋于稳定，M1的变动会逐渐引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动对后面各时期M0的变动影响并不显著，M0的变动会引起后面各时期CPI的变动。
5.Granger因果关系检验
从检验结果看，LNCPI不是LNM2的Granger原因的概率是0.011，说明通货膨胀对M2的有着很大的推动作用；LNM2不是LNCPI的Granger原因的概率是0.107，说明M2对通货膨胀有着一定的推动作用，但是这种作用并不是很明显。同理得出结论通货膨胀对M1产生很大的影响；M1对通货膨胀有着一定的推动作用；通货膨胀对M0的有着很大的推动作用；M0对通货膨胀没有显著影响。
（三）货币供应量与通货膨胀短期传导
1.脉冲响应
本文选取2010年―2011年两年的月度数据，对货币供应量与通货膨胀短期传导机制进行分析，首先通过对数据的平稳性检验可知四组时间序列数据均为同阶单整，经过协整检验后建立三组VAR模型，得到三组脉冲响应结果：短期CPI的变动会小幅度引起后面各时期M2的反向变动，M2的变动会小幅度引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动只会小幅度引起后面各时期M1的变动，M2的变动会小幅度引起后面各时期CPI的变动；CPI的变动对后面各时期M0的变动影响并不显著，M0对CPI实施冲击，在第一期至第三期响应函数一直为负，第二期后且呈现稳定上升的趋势，在三期滞后为正，第五期达到峰值，后趋于平稳。
2.Granger因果检验
从短期Granger检验结果看，M0、M1和M2均不是CPI的Granger原因，说明在短期货币供给不会产生通货膨胀。值得关注的是LNCPI不是LNM0的Ganger原因的概率为0.0061，表明M0有很大程度上收到CPI的影响，也就是说在短期情况下CPI会反作用于M0。
四、结论
货币供应量和通货膨胀变动的长期均衡实证分析表明，在长期状态下，我国M0与通货膨胀并不存十分显著的长期均衡关系。M1与M2会对通货膨胀产生一定影响。同时CPI也会反作用于M0、M1和M2，因此可以说M1、M2与通货膨胀之间存在双向因果关系。在长期分析中这可能是我国货币政策产生的效果。从脉冲响应分析来看，对CPI产生的冲击，M1会早于M2作出反应。货币供应量和通货膨胀短期均衡实证分析表明，在短期状态下，我三个层次的货币供给量都不存在稳定的均衡关系，但CPI的变动会对M0产生显著影响。
参考文献：
[1]马方方，田野.中国货币供给量与通货膨胀关系的理论和实践[J].金融理论与实践，2011，09.
[2]冷松，徐美银.货币供给量与通货膨胀关系的实证分析[J].商业时代，2011，31.
正如Lucas（1976）所指出，宏观经济变量的计量模型参数并不是一成不变的。现有研究发现，在过去的几十年里欧美国家通货膨胀的动态路径发生了显著的变化。这些变化不仅表现在通货膨胀水平上，而且还表现在通货膨胀的持久性上（Kim，2000）。因此，预测通货膨胀率以及对通货膨胀建模也变得越发困难。通货膨胀的复杂性不仅体现在上述的结构性变化中，而且由于通货膨胀等宏观经济变量与经济周期密切相关，这使得通货膨胀动态变化中还包含了经济扩张与衰退的非线性特征（BeaudryandKoop，1993；PesaranandPotter，1997）。货币政策的变化、需求与供给的冲击以及通货膨胀预期的变化也都可能引起通货膨胀的非线性。因此，在对通货膨胀建模时，可能需要同时考虑结构性变化与非线性等特征。然而，到目前为止，关于通货膨胀的所有研究都还是孤立地考察上述特征的某一方面，如，Evans和Watchtel（1993）基于机制转换模型发现，美国通货膨胀在20世纪70年代中期和80年代中期发生了两次较大的结构性变化。Burdekin和Siklos（1999）使用Perron和Vogelsand（1992）的结构断点检验法发现美国通货膨胀在1979年出现了较大的结构断点。另外，Enders和Hum（2002）使用门槛自回归TAR模型发现澳大利亚的通货膨胀率存在明显的非线性和非对称性。Martin和Milas（2004）基于平滑转换STAR模型研究发现英国货币政策对通货膨胀率的反应存在非线性，其强度取决于离通货膨胀目标值的距离。
同样，国内学者也对我国通货膨胀的运动特征展开了研究，但也都是孤立地考察通货膨胀的结构性变化或非线性。其中，关于我国通货膨胀结构性变化的研究较少：刘金全等（2006）运用参数稳定性检验法，发现我国通货膨胀序列自1984年以来出现了两次高通货膨胀区间。张成思（2008）运用结构断点检验法考察了1981-2007年我国月度通货膨胀的动态变化，结果显示我国的通货膨胀路径在20世纪90年代中期发生了显著的结构性变化。而关于非线性研究的文献有：龙如银等（2005）运用Markov机制转换模型揭示出我国通货膨胀率存在两个区间，即高通货膨胀率区间和低通货膨胀率区间。赵留彦、王一鸣和蔡婧（2006）运用改进的Markov机制转换模型发现我国的通货膨胀率与通货膨胀不确定性间存在非线性性。王少平和彭方平（2006）运用ESTAR模型也发现我国通货膨胀和通货紧缩间存在非线性指数转换特征。张屹山和张代强（2008）在TAR模型的基础上研究我国通货膨胀的特点，实证结果表明，我国通货膨胀率是局部单位根的门槛自回归过程，在高通货膨胀下，通货膨胀率是平稳自回归过程；在低通货膨胀下，通货膨胀率是单位根过程。
如果通货膨胀的动态过程中确实存在结构性变化与非线性调整这两种特征，只孤立地考察通货膨胀运动的某一特征将不能很好地揭示通货膨胀的真正本质。那么是否可以通过样本数据来内生地判定通货膨胀路径中是否同时存在结构性变化与非线性这两种特征，或者只存在其中一种特征，或者两种特征都不存在，这样就能避免模型的误设问题。Lundbergh等（2003）提出的时变平滑转换自回归（TV-STAR）模型能够很好地用来解决上述问题。该模型不仅能同时考察经济变量的结构性变化与非线性调整，并且能通过模型设定检验来区分这两种不同特征。另外，许多宏观经济变量的机制变化是逐步过程，Markov机制转换以及TAR模型等均假设机制间的转换较突然，因而不能描述机制的渐进变化过程。TV-STAR模型由于能通过转换参数来控制转换速度的大小，所以不仅能够刻画较突然的机制变化，也能刻画渐进形式的机制变化。正因为TV-STAR模型具有以上许多优良性质，因此被广泛用于研究经济、金融变量的运动特征，如Franses和Dijk（2005）比较了各类线性与非线性模型的预测效果，发现TV-STAR模型在长期中的预测效果要优于其他模型。Sollis（2008）使用TV-STAR模型检验了17个以美元为基础的经济发达国家汇率变动特征，发现一些国家的汇率变动中以结构性变化为主，而另一些国家的汇率变动中同时存在结构性变化与非线性调整。Hasanov等（2010）对土耳其的通货膨胀与产出间关系即菲利普斯曲线的研究表明，两者间存在明显的结构性变化与非线性调整。
鉴于此，本文将通过引入TV-STAR模型来考察我国通货膨胀的动态特征，在统一框架下探索我国通货膨胀中的结构性变化与非线性调整。基于该模型的研究具有重要的经济与政策意义：我国的通货膨胀是否同时存在结构性变化与非线性？如果的确存在这两种特征，那么结构性变化发生的时间点在哪里，在结构性变化前后，通货膨胀的非线性特征是否也发生了变化？不同状态和结构下的我国通货膨胀持久性有何不同？正、负向外来冲击的影响也呈现非对称性吗？另外，我国通货膨胀与通货紧缩间的临界值是多少？对上述问题的研究将有助于加深对我国通货膨胀本质的了解，从而为治理通货膨胀提供一定的理论支持。本文将基于TV-STAR模型的实证分析结果来回答上述问题。余下部分安排为：第二部分为数据与模型；第三部分为实证分析；第四部分为结论与政策建议。
二、数据性质与模型设定
（一）数据性质与平稳性检验
本文使用商品零售价格同比指数增长率的月度数据来研究我国通货膨胀率的特征，样本范围从1983年1月至2011年3月，共计339个样本，数据来源于中经网数据库①。由于我们采用同比增长率，通货膨胀序列中已消除了季节因素的影响。图1给出了我国通货膨胀的动态路径图。总体来讲，从1983年1月至2011年3月的这段时间内，我国通货膨胀的变化呈现两种不同态势，在20世纪90年代中期之前，我国处在从计划经济向市场经济的转轨时期，经济运行极不稳定，通货膨胀的波动较大。从表1可以明显看出，1998年之前的通货膨胀无论从均值、标准差、最大值以及一、二阶自相关系数上，都明显要相对高于1998年之后的通货膨胀，并分别在1985年底、1989年初以及1994年底出现三次较大的峰值，后两次的通货膨胀率甚至超过了25%。在90年代中后期，由于市场价格形成机制的初步建立，我国经济成功实现了软着陆”，在保持经济快速增长的同时，通货膨胀的波动区间也开始减小。但2008年次贷危机之后，随着各经济发达国家中央银行采用量化宽松”的货币政策缓解市场流动性、刺激经济，世界范围的通货膨胀已经形成，通货膨胀预期明显增强。我国政府也实施了积极的财政政策和适度宽松的货币政策，但其结果是从2010年下半年开始，我国消费者价格指数一路攀升，截至2011年第一季度，我国CPI同比指数升至5.0%，治理通货膨胀再次成为全年经济的重中之重。
许多基于ADF单位根的检验结果对我国通货膨胀率是否具有平稳性存在较大分歧，如赵留彦等（2005）发现我国通货膨胀率在某一时域内具有平稳性，而在另一时域内具有非平稳性；王少平和彭方平（2006）发现我国通货膨胀率是平稳的；而刘金全和隋建利（2010）发现我国通货膨胀率是非平稳的。出现上述分歧的可能原因是，传统线性模型的ADF单位根检验法由于存在功效（power）问题，会过度地接受原假设，从而使得检验结果不可靠（Taylor，2001）。另外，我国通货膨胀的持久性中可能存在非线性特征，传统检验法很难在线性单位根与非线性平稳序列间作出判别。为此，我们引入Kapetanios等（2003）提出的KSS非线性单位根检验法，该方法比ADF检验法更具有稳健性，并能检测出所有线性与非线性单位根过程：
这时，可通过构造统计量来检验：δ=0以及：δ＜0，从而判断通货膨胀序列中是存在单位根还是具有非线性平稳特征。表2同时给出了ADF以及KSS的单位根检验结果，考虑到数据生成过程的各种可能，我们分别使用带常数以及带趋势的单位根检验。为了使得检验结果稳健，滞后阶数分别取4、8、12三个不同数值。KSS检验中10%和5%的渐近临界值摘自于Kapetanios等（2003），其分别为-2.66和-2.93。表2显示ADF检验的结果取决于滞后长度以及模型的具体设定形式，不能一致地判断我国通货膨胀率是否存在单位根；而KSS检验的所有结果均在5%水平上拒绝存在单位根。通过比较可以发现，ADF检验由于线性假设以及较低的功效，对我国通货膨胀率单位根的检验是无能为力的。而KSS检验能得出一致的检验结果。本质上我国通货膨胀率是平稳的非线性均值回归过程。
（二）模型设定与检验
TV-STAR模型是两机制STAR模型的一种推广，为了更好地了解TV-STAR模型的性质，我们首先介绍STAR模型。自从Terasvirta（1994）提出STAR模型以来，该模型就被广泛地用于研究宏观经济和金融变量的非线性动态特征，两机制STAR模型可描述为：
1.确定AR（p）模型中的滞后阶数p，以及确定STAR、TV-STAR模型中的延迟参数d。
由于上述建模步骤中涉及不可识别参数与，将使得假设检验变得复杂。处理这类问题的通常做法是，在原假设下对平滑转换函数进行一阶泰勒展开：
（三）非线性脉冲响应函数分析
另外，我们可通过脉冲响应函数来分析通货膨胀运动在外来冲击下的反应特征。传统脉冲响应函数不依赖于过去历史信息，在同等幅度的正负向冲击下具有对称性。但STAR、TV-STAR等非线性模型明显地依赖于过去历史路径，并且在不同机制状态下，其运动特征也不尽相同。因此，在非线性模型中使用传统脉冲响应函数将产生偏差。为此，Koop等（1996）提出了广义脉冲响应函数（GIRF），其脉冲响应不仅取决于历史状态、现期冲击的大小、正负方向还取决于未来时期的冲击。该函数以历史信息为条件，是包括初始冲击δ与不包括初始冲击δ的两期望值之差：
三、实证结果分析
首先，基于线性AR（p）模型对通货膨胀率进行建模。通过自相关、偏自相关图以及结合AIC信息准则，我们选择AR（2）模型来刻画通货膨胀差分序列的动态过程。表3（见下页）显示，基于AR（2）模型的回归结果，我们发现残差部分具有非正态尖峰、厚尾等性质。另外，基于滞后4、8阶的Lung-Box检验虽未发现残差中存在自相关，但怀特检验发现残差中存在异方差效应。因此，从残差的诊断结果来看，AR（2）模型不是最优的，这可能是线性自回归模型不能捕捉通货膨胀中的非线性与结构性变化。
为此，我们按照从特殊到一般再到特殊”的过程来选择最优模型。基于TV-STAR模型，我们首先进行线性假设检验，即检验在TV-STAR模型与AR（2）模型之间，哪个能更好地描述我国通货膨胀率的运动过程。由于在模型的构建中，我们并没有考虑通货膨胀引起的异方差效应，其结果是，拉格朗日乘数（LM）检验在异方差下将可能过度拒绝或接受原假设。因此，我们同时给出了Wooldridge（1990）的具有异方差稳健性的LM检验统计量。通过使用普通的与稳健的LM检验将使得模型的估计和选择结果更加可靠。这里选取作为平滑转换变量的备选变量。对于选择上述不同的转换变量，所有普通与稳健的检验的p值都较小，并且在时取得最小值，其在1%的显著水平上拒绝了模型的线性假设。
虽然上述检验明显地拒绝了我国通货膨胀运动的线性假设，但我们仍不确定其运动过程是表现为非线性还是结构性变化，或是兼具两者特征。因此，我们开始在TV-STAR模型框架内检验我国通货膨胀的运动中是否只存在结构性变化而不存在非线性，即检验TV-AR模型是否能完全刻画我国通货膨胀的动态路径。TV-AR模型的回归结果显示（见表3），我国通货膨胀率约在1994年底至1995年初期间发生了较大的结构性变化。相对于线性模型，其标准差下降了5.9%，另外，偏度、峰度以及正态性也都有所改善，但异方差效应没有任何减少。从AIC和BIC信息准则上来看，TV-AR模型的拟合效果显然优于线性AR（2）模型。同样，基于普通与稳健的模型设定性检验也在5%的水平上拒绝了TV-AR模型。因此，只单独考察我国通货膨胀的结构性变化是不合适的。
我们再考察通货膨胀中是否只存在非线性变化而不存在结构性变化，即检验STAR模型是否能完全刻画我国通货膨胀的动态变化特征。在的原假设下，可得两机制的STAR回归方程。两机制STAR模型由于假设不同机制下通货膨胀具有不同的运动特征，从而大大增加了模型的灵活性。STAR模型的回归结果显示，我国通货膨胀呈现明显的两机制运动特征，在高机制（≥5.653）下，通货膨胀具有均值回归特征；而在低机制（＜5.653）下，通货膨胀呈现局部单位根特征。最优转换变量中的d=3表明我国通货膨胀的调整发生在滞后3期，其调整的主要依据取决于通货膨胀是否过高或过低，并且调整的影响在三个月后起作用。相对于线性AR（2）模型来说，STAR模型的标准差降低了15.1%，从AIC与BIC两信息准则上来看，模型的拟合能力比起TV-AR模型也具有一定程度的提高。异方差效应得到了进一步改善，但仍旧不能消除。另外，基于偏度、峰度以及正态性检验的统计值也都有所改善。但表4的模型设定性检验显示，相对于TV-STAR模型，在5%的显著水平上无论是普通的还是稳健的LM统计检验量都拒绝了STAR模型。这表明，STAR模型不能很好地描述我国通货膨胀的运动特征，只单独考察我国通货膨胀中的非线性也是不合适的。
上述和的检验结果显示，TV-AR模型和STAR模型都不能很好地描述我国通货膨胀的运动特征，忽略通货膨胀运动中的结构性变化或非线性都不合理。因此，我们开始在TV-STAR模型的框架内来同时考察我国通货膨胀的结构性变化与非线性运动特征。基于残差检验结果以及AIC和BIC信息准则来看，TV-STAR模型明显优于AR（2）、TV-AR以及STAR模型。特别是在TV-STAR模型下，回归残差的异方差效应已基本消失（见表5）。在转换函数G（，，）中，=21.131表明我国通货膨胀运动具有较快的非线性调整速度，另外，=4.091是我国发生通货膨胀与通货紧缩的临界水平值，这也反映在图2（b）中。相对于STAR模型而言，转换函数中的有所上升，而有所下降，这可能是STAR模型由于未考虑结构变化而使得估计结果存在偏差的原因。由于为单调递增函数，在极端情形下，和分别对应着通货膨胀周期中的通货膨胀与通货紧缩。因此，也刻画了我国通货膨胀与通货紧缩间的非线性调整特征，图2（a）明显地反映了我国通货膨胀运动的这一动态调整路径。结构性变化函数中的=342表明我国通货膨胀的结构性变化较突然，并且该结构性变化点约在=0.423左右，其对应的整个结构性变化样本时间范围约从1994年6月至1995年5月，历时1年左右，这从图2（c）中也可以明显地看出。结构性变化后通货膨胀的波动幅度出现了较大幅度的降低，该结构性变化与20世纪中期的货币政策以及财政政策的成功调整相一致，宏观经济政策的转变改变了模型参数的特征，并最终反映在通货膨胀运动路径的变化上。该发现也与张成思（2008）的结构变化检验法的研究结果相吻合。通过以上分析可以发现，在刻画我国通货膨胀的运动特征时，需同时考虑非线性以及结构性变化。
通货膨胀的持久性反映了通货膨胀的运动惯性特征，其强弱一般是由自回归滞后系数的大小所决定，然而由于TV-STAR中的最大滞后阶数为2，即的最大滞后阶数为3。在滞后阶数大于1时，通货膨胀的持久是由最大特征根决定。因此通过计算不同机制状态下的最大特征根，可用来比较通货膨胀的持久性特征。借助于TV-STAR模型，我们给出四个主要机制状态下的特征根，而通货膨胀的具体运动特征可视为在这四种状态下的转换组合。通过对最大特征根的比较不难发现，在过去二十多年时间里，我国通货膨胀的运动路径发生了明显变化：在1995年之前处在通货紧缩机制下即时，最大特征根为0.804，这时通货紧缩的发生只是短期现象，会很快恢复到正常水平；而1995年之前发生通货膨胀即时，最大特征根为0.929，该状态下的通货膨胀持久性要强于通货紧缩下的持久性，但影响仍旧会随时间而消去。与上述特征相反的是，在通货膨胀发生结构性变化之后，无论是处于通货膨胀还是通货紧缩机制下，持久性较结构性变化前都出现了上升。特别是当处于通货紧缩机制下即时，最大特征根为1.013，这时πt基本表现为一单位根过程，通货紧缩具有非常强的持久性，甚至呈爆炸式扩张；而发生通货膨胀即时，最大特征根为0.932，此时的通货膨胀虽也表现出较强的持久特征，但该状态仍属于平稳状态，通货膨胀率会以较慢速度恢复至正常水平。总之，虽然结构变化后的通货膨胀的变动范围有较大下降，但通货膨胀和通货紧缩的持久性却明显上升。
上述我国通货膨胀运动特征的这一变化也可通过进一步考察TV-STAR的确定性主干部分（不考虑随机冲击影响）来更深刻认识。如果模型确定性主干的外推开始于结构性变化之前（G（t/T，，）=0），在初始值≤4.091时，该模型将收敛于均衡点2.949；在初始值＞4.091时，该模型将收敛于均衡点13.985。这表明结构性变化之前的通货膨胀虽具有全局稳定性，但具有局部非稳定性。相对而言，处于低均衡点2.949附近的运动基本不存在通货膨胀或通货紧缩的压力，即使出现通货紧缩压力，也很快能恢复至正常水平。而处于高均衡点13.985附近的运动，很难恢复至低均衡点，一旦处在高均衡点，通货膨胀将会一直维持较高水平，这也是1995年之前通货膨胀持续走高的原因。另外，如果模型确定性主干的外推开始于结构性变化之后（G（t/T，，）=1），无论初始值开始于何点，该模型都将最终收敛于全局唯一均衡点4.185，即收敛于临界值附近，这与稳健货币政策与积极财政政策的实施是密不可分的，特别是最近几年，中央政府把防止通货膨胀作为经济工作的重要任务之一，强化了货币政策特别是利率政策对通货膨胀预期的导向作用，从而使得通货膨胀率变动的不确定性下降。
我们借助于广义脉冲响应函数，并基于结构性变化之前（G（t/T，，）=0）、结构性变化之中（G（t/T，，）=0.5）以及结构性变化之后（G（t/T，，）=1）的三个STAR模型来分别考察处于通货膨胀机制为主（G（，，）＞0.5）和通货紧缩机制为主（G（，，）＜0.5）时的我国通货膨胀运动对外来冲击的反应。这里冲击初始值设定为一单位的标准差即，冲击期长h=1，2，…，40，基于历史信息和初始冲击的GIRF值可通过（6）式计算而得，期望值通过5000次的重复抽样计算而得。图3中的横坐标表示h，纵坐标表示。通过对比图3的（a）、（b）与（c），不难发现以下特征：首先，与结构性变化之前相比，结构性变化后的冲击影响幅度降低。当π处于通货膨胀机制下时，冲击效应几乎降低了50%之多，相对而言，当处于通货紧缩机制下，冲击效应下降幅度相对较小。同时，冲击的传导效率上升。在通货膨胀机制下，冲击的最大反应期由结构变化前的第8期提前至第3期；而在紧缩机制时，变化最大的是负向冲击，其最大反应期由第15期提前至第2期。这种传导效率的极大提高从某方面也说明了我国市场体制改革的成功和资源配置方式转变的成功，使得各种来自于需求、供给以及货币的冲击能很快反映到价格的变化上来。由于传导效率的提高，任何的通货膨胀与通货紧缩迹象都能在较短时间内反映到作为市场信号的价格变化上，从而使得我国政府能依据价格信号对将要发生的通货膨胀与通货紧缩采取相应的经济措施，依据通货膨胀或通货紧缩的发展态势，综合应用汇率、利率以及其他货币政策手段对经济进行干预，因此的波动幅度也明显降低。其次，正向、负向冲击对通货膨胀的影响存在明显的非对称性，在多数情况下，正向冲击的影响更大，也更持久。而且通货膨胀机制下的冲击影响在短期内要明显强于通货紧缩机制下同等冲击的影响，但从长期来开，通货紧缩机制下的冲击效应更持久。在结构性变化之后，这种非对称效应也更加显著。这意味着我国更容易发生通货膨胀现象，即使出现了通货紧缩现象，但由于通货紧缩机制下的正向冲击更持久，而且作用也较强，因此，只要适当刺激经济，采取宽松货币政策，通货紧缩将很快消失。当在通货膨胀机制下，由于负向冲击的作用较小，而且持续时间较短，这就意味着，一旦发生通货膨胀，即使采取与通货紧缩机制下相反的同等强度的政策措施，但对抑制通货膨胀的效果不如通货紧缩机制下摆脱通货紧缩的效果好。通货膨胀与通货紧缩的这种非对称性特点使得治理通货膨胀的成本要远高于治理通货紧缩的成本。
基于通货膨胀与通货紧缩的临界值=4.091，可以看出从2010年10月开始，我国存在明显的通货膨胀压力，由于此时通货膨胀机制下的最大特征根为0.932，因此高通货膨胀率将持续一段时间。此次通货膨胀与我国改革开放以来的历次通货膨胀均不同，其特点是：资产价格与普通商品价格的全面上涨，而且是由需求和供给两方面的因素共同推动而造成的。这些因素包括货币供应量过大而造成的流动性过剩、房价的泡沫化、能源价格、农产品价格的上涨。从图3（c）可知，由于通货膨胀机制下的正向冲击效应明显强于负向冲击，这也就是说，如果目前治理通货膨胀的力度不足，那么反通货膨胀的各种政策很可能被来自正向冲击如石油价格上涨、房价上涨等各种外部冲击效应抵消，而且由于同等的正向冲击效应更强也更持久，那么要降低当前的物价水平就非常困难。因此，我国政府在为控制通货膨胀而采取宏观调控政策的同时，需提防其他外来冲击而引发的对冲效应。
四、结论及政策建议
本文使用TV-STAR模型在统一框架内同时考察了我国通货膨胀的非线性调整与结构性变化，研究发现：
首先，我国通货膨胀与通货紧缩之间存在明显的非线性转换，其临界水平为4.091，这种非线性调整具有非对称性，在不同的机制状态下具有不同的调整速度。由于20世纪80年代至90年代中期的经济体制转轨，货币政策、财政政策以及其他宏观经济政策也相应地经历了转变，这些调整使得我国的通货膨胀的路径在1994年下半年至1995年上半年间发生了结构性改变，结构性变化后的通货膨胀的波动幅度虽有较大幅度下降，但通货膨胀的持久性明显上升。
其次，在结构变化前的通货膨胀路径中，存在高低两个局部均衡点，分别为13.985与2.949。当初始值＞4.091时，该模型将收敛于高均衡点；而当初始值＜4.091，该模型收敛于低均衡点。一旦通货膨胀的运动处于高通货膨胀机制下，通货膨胀将会在高均衡点附近运动，从而通货膨胀一直会维持在较高水平，这就解释了1995年之前持续发生高通货膨胀的原因。而结构性变化之后的通货膨胀路径中只存在唯一均衡点4.185，这就意味着1995年之后不再会发生持久的高通货膨胀或通货紧缩现象，通货膨胀变得更具有温和性，但持久性比结构变化前要更强。
最后，结构性变化之后，通货膨胀的运动对外部冲击的反应幅度下降，但对冲击的反应速度上升，在某种程度也说明了市场的信息传递效率上升以及宏观调控政策的更加有效性。另外，在不同的机制下，同等程度的正负冲击对通货膨胀的影响存在明显的非对称性，在多数情况下，正向冲击要比负向冲击的影响更强、更持久。结构性变化之后，这种冲击的非对称效应也更明显。冲击的非对称效应使得治理通货膨胀的成本要高于治理通货紧缩的成本。
在当前形势下，我国经济又处于高通货膨胀机制下，由于通货膨胀的持久性较强，而且来自石油价格上升、房价泡沫化以及美元快速贬值等压力的不确定性冲击，治理通货膨胀的难度较以往更大。因此，一方面我国要继续实施紧缩性货币政策，并严厉控制热钱的流入、逐步对人民币升值、扭转贸易顺差局面；另一方面，要加强财政政策与货币政策的协调配合，更多地发挥财政政策对结构调整、保障民生、促进就业等方面的支持力度，并逐步降低各种税率，降低企业的生产成本与投资成本。
感谢匿名审稿人富有建设性的意见，但文责自负。
注释：
论文关键词：通货膨胀率,食品供给,刚性需求,翘尾因素
引言
2008年的金融危机给全球各国的经济增长带来致命的打击，中国经济也面临了前所未有的不利冲击，中国政府适时采取宽松的货币政策和积极的财政政策，在政府空前力度的经济刺激政策的实施下，我国经济在逆势中步步向好，2009年呈现出令世人惊叹的V”型回升。货币供给和金融机构信贷超常扩张是经济迅速回升增长的强大驱动力。2009年我国狭义货币M1和银行信贷这两个指标年增长率达到25%左右。M1和银行信贷如此天量增长也给经济发展带来负面影响，市场上对通货膨胀的预期不断加大，对于是否引发未来通货膨胀争议不断，但对于加大经济系统的通货膨胀压力这一观点达成共识。随着2010年1-5月份宏观经济数据的陆续出台，市场对于通货膨胀的讨论甚嚣尘上，因此理性分析当前通货膨胀形势无论是对个人认清当前的宏观经济情况还是对于未来货币政策的制定和实施都具有切实的指导意义。
现有研究成果的简单回顾
通货膨胀本质上就是一种货币现象，是货币供给大于货币实际需求，而引起的一段时期内物价持续而普遍地上涨现象。长期以来，学术界关于通货膨胀的研究从来没有停止过。主要分为两类分析，一类是研究通货膨胀与其他经济变量的关系；刘霖、靳云汇（2005）以1978-2003的年度数据构建经济增长率、货币增长率、通货膨胀率三变量VAR模型，研究显示，从长期看价格水平上升时，未来货币供给增长率下降，这一规律可能与中央银行利用货币政策工具对付通货膨胀的行为有关。另一类是专门研究我国通货膨胀的特性如成因、类型、惯性特征等；陈彦斌（2008）通过对2003-2007年我国通货膨胀的研究发现，2003以来的通货膨胀具有结构性、非平衡性、温和性等特点；同时具有需求拉动通货膨胀和成本推动通货膨胀的特征，流动性过剩对居民消费价格上涨的影响还不明显。本文在前人研究的基础上，运用当前的最新数据、以比较说明的方法为主，分析当前我国经济的通货膨胀形势。
当前物价上涨的主要原因
自居民消费价格指数（CPI）同比增长率由负增长扭转为正增长以来，CPI同比增长率不断攀升，1月份为1.5%，5月份攀升到3.1%，创19个月新高，首破通货膨胀警戒线。市场的通胀预期愈演愈烈，通货膨胀真的来临了吗？
事实上，仔细分析居民消费价格指数的构成部分可知：食品和居住这两大类的价格上涨是拉动居民消费价格指数上涨的最主要动力。（见表1）从表中可直观看出，食品类和居住类的同比上涨率均高于CPI的同比上涨率，其中食品类的上涨率往往是CPI上涨率的两倍之高。又由于在我国CPI构成中，我们赋予食品和居住这两大类的权重相对比较高，综合这两方面的因素，可以认为当前我国居民消费价格指数上涨主要是由食品和居住这两大类拉动起来的。以4月份为例，食品价格上涨5.9%。居住价格上涨4.5%，占2.8%同比涨幅的93%。由此可知，当前CPI的上涨很大程度上是结构性因素造成的，并不是全面的价格上涨。
表12010年1-5月份CPI分类别同比上涨率单位：%
月份
类别
1月份
2月份
3月份
4月份
5月份
CPI同比上涨率
1.5
2.7
2.4
2.8
3.1
食品类同比上涨率
3.7
6.2
5.2
5.9
6.1
居住类同比上涨率
2.5
3.0
3.3
关键词：通货膨胀；社会福利；成本
一、引言
通货膨胀一直以来都是衡量一国宏观经济运行是否稳定和健康的重要指标。其福利成本的研究是货币经济学的一个重要内容，但通货膨胀的成本较为隐蔽。对于现金货币持有人来说，持有现金货币是有收益和成本的，其收益主要是通过货币的持有、使用获得交易的便利、降低交易成本，其成本是因持有现金货币而损失掉的名义利息收入。根据费雪效应，通货膨胀的增加会引起名义利率的上升，增加持有现金货币的成本，从而减少人们持有货币获得的收益，造成福利损失。但通货膨胀福利成本的衡量难以解决，经济学家对此已经进行了大量的研究。
国外学者Bailey（1956）基于消费者剩余首先建立了估算通货膨胀福利损失的理论方法。Lucas（2000）运用变异补偿方法以及消费者剩余法估算了美国1900-1994年间通货膨胀的福利损失。SerletisandYavari（2004）采用Bailey的消费者剩余方法和Lucas的变异补偿方法，估算美国和加拿大在1948-2001年通货膨胀的福利损失。而后，Serletis和Yavari（2005）采用近乎相同的方法，分析了意大利1861-1996年间的通货膨胀的福利损失，得到的估算结果与他们对美国和加拿大的估算结果接近。
国内学者陈利（2003）在一个引入消费攀比的框架中讨论通货膨胀的福利损失。欧俊和李花（2006）采用Bailey的定义性质的方法对我国通货膨胀福利成本进行了初步的探索研究。陈彦斌、马莉莉（2007）中分别用消费者剩余、MIU模型及CIA模型对我国通货膨胀的福利成本进行了计算，得出通货膨胀对我国经济的影响比对美国经济的影响更为显著。郑文风（2007）指出，利用消费者剩余方法估计的通货膨胀福利成本与Lucas用双对数货币需求函数估计到的美国通货膨胀福利成本的结果相近。从上述研究通货膨胀福利成本度量问题的相关文献可以看出，现有研究主要是基于发达经济国家的数据进行分析，讨论我国通货膨胀福利成本的文献相对较少。
二、消费者剩余方法下我国通货膨胀福利成本的度量
Bailey认为通货膨胀就像是对货币征税，其福利损失就是位于货币需求曲线下方，生产货币的社会成本上方之间的面积。故他将通货膨胀的福利成本定义为：名义利率从i下降到0时，货币需求函数的逆函数曲线下方区域的面积，即"福利三角形"。本文将在此基础上估算我国通货膨胀的福利成本。
（一）数据选取
货币供给：采用M1度量中国的货币供给（Lucas）
名义GDP：采用支出法计算的GDP
利率：1996年6月以后，银行同业拆借利率根据市场资金供求情况由拆借双方决定，中央银行不做任何干预，拆借利率日益市场化。因而，全国银行间同业拆借利率能较充分地反映社会资金供求状况，较为符合市场利率的要求。因此，我们采用银行7天同业拆借利率度量我国的利率水平。数据是根据中国人民银行公布的各月数据加权平均得到
通货膨胀率：根据CPI计算得到的
（二）模型构建
将Bailey福利三角形用数学表达式可表示如下：记货币需求函数为m（i），其逆函数为o（m），则通过积分求解可得福利成本函数：
w（i）=o（x）dx=m（x）dx-im（i）
（三）估计结果
根据Lucas的方法，要考虑两种类型的货币需求函数：一个是log-log型货币需求函数m（i）=Ai-`，其中m指总的真实余额除以产出，i为名义利率，A和`是待估计的参数；另一个是semi-log型货币需求函数m（i）=Be-_。log-log型货币需求函数表示名义利率每增长一个百分点，真实余额需求会减少`个百点；semi-log型货币需求函数表示名义利率每增长一个百分点，真实余额需求会增长g个百分点。
1.log-log货币需求函数下的估计
影响货币需求函数的因素很多，也很复杂。不但包括收入、利率、通货膨胀预期，还包括很多随机因素。考虑到本文研究的目的，只将收入，利率等纳入货币需求函数中来。
设货币需求函数满足如下形式：m（i）=Ai-`，其中m（i）=M/Py，`为货币需求的利率弹性系数，M为名义货币供给量，P为价格水平，y为实际GDP，因此Py可以由名义GDP代替。则货币需求函数的反函数为：o（m）=（Am）
根据福利成本函数，通货膨胀的福利成本为：w（i）=Ai1-`
两边取对数：in（m（i））=lnA+（-`）lni
可将线性回归模型标准化为如下形式：yi=[0+[1xi+ui
其中，u为随机扰动项，代表了影响货币需求的随机因素。
对于线性回归模型使用Eviews进行估计，可以得到：
ln（m（i））=-1.3990+（-0.2216）lni
则A=e-1.3990=0.2468，`=0.2216
从而，货币需求函数为m（i）=0.2468i-0.2216。
则福利成本函数可以表示为：w（i）=0.07026i0.7784
2.semi-log货币需求函数下的估计
设货币需求函数满足如下形式：m（i）=Be-gi，_为货币需求函数的利率弹性。
由福利成本函数可以得到：w（i）=[1-（1+gi）e-gi]
两边取对数得到lnm=inB-gi
则线性回归模型标准可化为如下形式：yi=[0+[1xi+ui
对于线性回归模型使用Eviews进行估计，可以得到：
ln（m（i））=-0.4685+（-4.0393）i
则B=e0.4685=1.5976，g=4.0393
从而，货币需求函数为m（i）=1.5976e-4.0393i。
则福利成本函数可以表示为：w（i）=0.3955[1-（1+4.0393i）e-4.0393i]
19950.1710.1260.014010.03675
19960.0830.11970.013460.04863
19970.0280.10780.012410.05497
1998-0.0080.06270.008140.02886
1999-0.0140.03710.005410.01446
20000.0040.02410.003870.00813
20010.0070.02470.003940.01032
2002-0.0080.02150.003540.00952
20030.0120.02260.003680.01224
20040.0390.02260.003680.01414
20050.0180.01730.002990.00994
20060.0150.02220.003630.01770
20070.0480.03040.004630.03420
20080.0590.030.004580.03702
2009-0.0070.01280.002360.00905
由上表可知，名义利率明显滞后于通货膨胀率的变化趋势，且在2004年后出现通货膨胀率高于名义利率的现象。
四、政策建议
通货膨胀率与经济增长率存在十分密切的关系。如果经济增长较快，社会总需求大于总供给，造成原材料价格上升，劳动成本上升等都会造成通货膨胀。因此通货膨胀的存在是无法消除的。根据前述分析，当通货膨胀率水平较低时，政府可以采取容忍的态度，以提高就业，促进增长为目标。而在通胀水平较高时，政府可以以消除通货膨胀，稳定物价水平为目标，这样社会公众才能获得更多的福利收益。
此外，从历次我国对通货膨胀进行宏观调控的效果来看，为降低通货膨胀水平付出了经济增长速度放慢的代价，而这会影响人们生活水平的提高。为使人们的福利水平最大化，政府可以在进行宏观调控的同时关注经济增长速度。
参考文献：
[1]Bailey.TheWelfareCostsofInflationaryFinance[J].JournalofPoliticalEconomy，1956.
[2]RobertE.Lucas.Inflationandwelfare[J].Econometrica，2000（02）.
[3]龚六堂等著.通货膨胀与社会福利损失[J].财经问题研究，2005（08）.
[4]欧俊，李花.中国通货膨胀福利成本计量初探[J].商场现代化，2006（12）.
[5]景睿，付代军.通货膨胀福利成本的研究脉络与启迪[J].西南金融，2007（07）.
[6]陈彦斌，马莉莉.中国通货膨胀的福利成本研究[J].经济研究，2007（04）.
[7]郑文风.中国通货膨胀福利成本研究[D].山东大学，2007.
【关键词】进出口贸易通货膨胀影响
一、通货膨胀的概念及其衡量指标
通货膨胀与进出口贸易是不同的经济范畴，但两者又有一定的联系。通货膨胀是指当一个经济中的大多数商品和劳务的价格连续在一段时间内普遍上涨时，宏观经济学就称这个经济经历着通货膨胀。按照这一说明，如果仅有一种商品的价格上升，这不是通货膨胀，只有大多数商品和劳务的价格持续上升才是通货膨胀。通货膨胀按照价格上升的速度可以分为三类：第一，温和的通货膨胀，指每年物价上升的比例在10%之内。第二，奔腾的通货膨胀，指年通货膨胀率在10%以上和100%以内。第三，超级通货膨胀，指通货膨胀率在100%以上。
通常人们用CPI作为衡量通货膨胀水平的重要指标。那么什么是CPI？CPI即是消费者物价指数，是反映与居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标。如果消费者物价指数升幅过大，表明通货膨胀已经成为经济不稳定因素，央行会有紧缩货币政策和财政政策的风险，从而造成经济前景不明朗。因此，该指数过高的升幅往往不被市场欢迎。一般说来，当CPI>3%的增幅时我们称为通货膨胀；而当CPI>5%的增幅时，我们把他称为严重的通货膨胀。随着世界经济复苏，国外需求增加，近几年来，这种趋势的出现对出口的影响将会因此维持一定时间，并且出口回落对我国总体经济有一定的冲击，也会影响到通货膨胀。
二、我国通货膨胀与进出口贸易现状的分析
1.近年来居民消费价格指数（CPI）居高不下。各种日常生活用品都出现了不同幅度的涨价，虽然物价上涨只是通货膨胀的一个表现形式，物价上涨并不代表中国处于通货膨胀时期。甚至有的专家学者认为，不能因物价上涨，CPI超过3%而认为中国目前存在通货膨胀。他把目前中国的物价疯狂乱涨主要归结于气候原因，而并非按照定义所说的“货币发行过多”导致物价普遍上涨。但如今综合各方面的因素，中国的的确确处于通货膨胀时期。
2.通货膨胀下的货币供给。货币供给被动扩张，通货膨胀预期明显。中国的货币供应量在很长一段时间持续快速增长，远高于GDP的增长速度。目前，银行贷款增速非常高。从货币总供给和总需求的角度分析，出现了微观主体风险偏好上升，投机交易性货币需求旺盛，大量货币追逐有限非货币资产的现象。除货币超额供给的格局外，近年来我国银行存贷差也日益加大，金融机构存款呈现活期化趋势，存款活期趋势增强。外贸顺差和国外资本流入，是导致人民币货币被动扩张的主要因素。货币流通速度持续加快，意味着通胀压力进一步加大。无论是凯思斯主义的货币需求概念，还是费里德紧的货币需求理论都表明，货币流动速度具有顺经济周期变动的特征。
3.通胀下我国汇率的困境。近年来央行十分繁忙。因为一方面，CPI连续创下两年来新高，为管理通胀预期，央行大量回收流动性。另一方面，本土的通胀应该造成外汇市场上的强币变弱，汇率下降。但现实是，对内变弱，对外愈强，二者无论如何也统一不起来。
三、进出口贸易对通货膨胀影响的理论分析
1.货币供给传递路径
当一国的国际收支出现长期、大量的对外贸易顺差，而形成巨额外汇储备时，国内市场会出现以下两种情况：一方面，商品从国内市场被大量输出到国外；但另一方面，为收购出口所得外汇，中央银行要增加货币投放。这样，就会造成流通中货币过多，引发通货膨胀。另外，当国外资本大量流入而引起国际收支顺差过大时，也需要增发大量本国货币用来收购外汇，从而也会导致国内货币供应量过多，引发通货膨胀。其简单的传导机理是：进出口差额——外汇储备——外汇占款——货币供给量——国内通货膨胀水平。
2.国外商品的价格传递路径
当国外出现通货膨胀、价格上涨时，在价格机制的作用下，一方面，由于国外商品的价格上涨会导致该国对外国商品出口的增加，从而增加该国的对外贸易出口需求；另一方面，由于国外商品的价格上涨，又会减少本国居民对国外进口商品的消费，而转为增加对本国商品的消费，由此，一增一减，最终引起整个社会总需求的增加。
近年来，我国对外商品出口连创新高，对外贸易连年出现顺差。究其原因，一个很重要的因素就是由于全球经济复苏而导致的世界各主要经济体如美国、欧盟和日本等国内市场需求的增加。快速增长的对外贸易，不仅提高了我国对出口商品的市场需求，而且也引发了整个社会总需求的膨胀。这种膨胀的社会总需求一旦失控，就会引起通货膨胀。
3.成本传导路径
一国商品和服务的进口形成国家总供给的一部分，出口构成总需求的一部分，在国内供给量和需求量一定情况下，进出口贸易会改变该国总供给—总需求平衡状况，从而促使国内通货膨胀水平发生变化。比如，国际市场上石油、原材料、粮食等价格上涨，导致国内这些基础产品的输入价格增加，从而引起国内的价格上涨，并最终引发成本推动型通货膨胀。
这些年，国际石油价格持续攀高。造成石油价格上涨的原因主要有三个：全球经济增长带来的石油需求增加；由于政治、自然等因素导致的石油供应数量的不确定；各种投资基金等投机商的哄抬物价。我国受石油价格的影响比较明显。首先，我国已经成为世界第二大石油进口国，全年进口量基本接近美国；其次，我国目前对于国际石油价格的变化还缺乏发言权，只能被动的接受国际石油价格的上涨。
参考文献：
[1]成蓉.我国进口贸易发展的整体态势[J].国际贸易，2012，（23）.
关键词:产出缺口;货币缺口;通货膨胀
中图分类号:F822.2文献标识码:A文章编号:1003-3890(2009)12-0018-04
一、引言
通货膨胀是指一般价格水平持续上升的过程,或货币价值持续下降的过程。通货膨胀形成的原因主要是本国货币供应量增长过快和总需求的过度膨胀。关于前者,美国经济学家弗里德曼(Friedman,1970)把货币主义的思想加入到对通货膨胀的定义中:认为通货膨胀在任何时候都是一个货币现象。关于后者,经典宏观经济学理论认为,总供给和总需求的关系是决定价格总水平变动最主要的原因。总供求之间的差距,即产出缺口,等于实际产出与潜在产出之差,它反映了总需求和总供给之间的差异,是观测通货膨胀压力的重要指标。通常情况下,如果出现正的产出缺口,即总供给小于总需求,则会产生通货膨胀压力。反之,如果出现负的产出缺口,即总供给大于总需求的情况,则产生通货紧缩的压力。
本文利用1999-2007年季度时间序列数据,对产出缺口和货币缺口对中国通货膨胀的影响进行了实证分析。
二、基于菲利普斯曲线的产出缺口和通货膨胀的模型
关于产出缺口与通货膨胀的研究,可以追溯到菲利普斯(Philips,1958)所建立的Philips曲线,产出缺口通过菲利普斯曲线影响通货膨胀(Smets,1995;Svensson,1998)。菲利普斯在研究货币工资变化率与失业率之间的关系时,运用英国1861-1913年间的数据发现这两个变量间存在非线性、负相关关系:?棕t=c0+?茁ut+?着t
?棕t是货币工资增长率,ut是失业率,?着t是扰动项,?茁
Friedman(1968)对传统的菲利普斯曲线所代表的政策含义提出批评,指出货币的一次性变化无法使实际经济变量持久改变,即政策无效。他在菲利普斯曲线中引入预期与自然失业率的概念,认为通货膨胀由实际失业率与自然失业率的差及预期通货膨胀决定,预期是指适应性预期,即通货膨胀预期是对过去若干期通货膨胀的加权平均。Friedman(1968)的菲利普斯曲线可以表示为:
?仔t=?仔te+?茁(ut-ut*)+?着t
这里?仔te是通货膨胀预期,ut*是自然失业率。奥肯法则是将产出缺口与通货膨胀率连接的纽带,根据奥肯定律(Okun,1965),可以用产出缺口代替菲利普斯曲线中失业率与自然失业率的差,于是有如下形式的Friedman菲利普斯曲线(赵昕东,2008):
?仔t=?仔te+?茁(Yt-Yt*)+?着t
这里Yt是实际产出,Yt*是潜在产出,Yt-Yt*是产出缺口。附加预期的菲利普斯曲线表明,预期通货膨胀率越高,实际通货膨胀率也越高。通货膨胀率由两部分组成:一部分是通货膨胀预期,另一部分是产出缺口。当存在正的产出缺口时,工资及价格水平将上升,实际通货膨胀率将高于预期通货膨胀率;反之,如果存在负的产出缺口,则意味着失业率的上升,将减少工资和价格的上涨,实际通货膨胀率低于预期通货膨胀率。
对于产出缺口估计的关键是计算出潜在产出。潜在产出一般是指非加速通货膨胀的情况下,现有的劳动力、资本和技术所能实现的生产水平。潜在产出最早的定义来自于美国经济学家奥肯,Okun(1962)认为,潜在产出不是由无限需求决定的最大可能产出,而是在价格稳定和自由市场经济的目标下,总需求水平达到失业率为4%的水平时的最大可能产出。潜在产出和产出缺口的分析之所以重要,是因为它们与失业和通货膨胀是紧密相联的。
一些学者对中国的产出缺口与通货膨胀的关系进行了检验,如王煜(2005)应用HP滤波方法估算了中国的潜在产出与产出缺口,通过基于向量自回归模型的格兰杰因果检验实证分析了产出缺口与通货膨胀率的关系,结果表明中国存在着传统的菲利普斯曲线。许召元(2005)利用Kalman滤波估计了1979-2004年中国的潜在经济增长率和产出缺口,然后检验了中国经济增长与通货膨胀率之间的交替关系。
三、基于H-P滤波方法的产出缺口和货币缺口的衡量
本文的各个变量为:M2为广义货币供应量;GDP为国内生产总值;CPI为消费者价格指数。为了满足对数据样本的要求,同时也为了避免年度数据掩盖了变量在一年内发生的波动,本文采用的数据是从1999年第一季度到2007年第四季度的季度时间序列数据,数据来源于《中国经济景气月报》各期。GDP和货币供应量M2有明显的季节变动的趋势,因此首先对GDP和M2进行了X12乘法季节调整,以消除季节变动对数据的影响。
在宏观经济学中,人们非常关心序列组成成分中的长期趋势,Hodrick-Prescott滤波是被广泛使用的一种方法。该方法在HodrickandPrescott(1980)分析战后美国经济周期的论文中首次使用。本文运用H-P滤波衡量了产出缺口和货币缺口。图1为产出缺口,从中可以看到1999年以来中国宏观经济的波动,其中1999年到2001年第三季度产出缺口为正;2001年第四季度到2005年第三季度,产出缺口为负;从2005年第四季度开始,产出缺口基本上为正值。图2为货币缺口,货币缺口绝对值较大,说明中国货币缺口的波动幅度大且不稳定。
四、产出缺口和货币缺口对中国通货膨胀影响的实证检验
(一)建立VAR模型
本文将利用VAR(向量自回归)模型,而不是静态回归模型。主要是因为:第一,鉴于当前引起中国通货膨胀的因素,除了传统的产出缺口以外,货币供应量的增长过快所引起的流动性过剩,也是通货膨胀的一个重要因素。第二,由于VAR模型不受先验经济理论的限制,直接透过时间序列数据本身的特征进行研究,先验知识只用来考虑及选用纳入模型之经济变量,因此,本文将运用VAR模型直接去考虑产出缺口和货币缺口与中国通货膨胀的动态关系。向量自回归(VectorAutoRegressive,VAR)模型是1980年由西姆斯(Sims)提出来的。这种模型采用多方程联立形成,它是用模型中所有内生当期变量对它们的若干期滞后值进行回归,从而估计全部内生变量的动态关系。
(二)单位根检验
首先对变量的平稳性进行检验,使用ADF法检验产出缺口(hpcyclegdp)、货币缺口(hpcyclem2)、和通货膨胀(cpi)的稳定性,检验结果如表1所示。经过ADF检验可知,这三个变量均是平稳的。
(三)格兰杰因果检验
Granger因果检验要求变量必须是平稳的,经过ADF检验,得知通货膨胀(cpi)、产出缺口(hpcyclegdp)、货币缺口(hpcyclem2)是平稳时间序列,可以进行格兰杰因果检验,根据AIC和SC最小化准则,本文选取滞后期为1,检验结果如表2所示。根据格兰杰因果检验,可以得出如下的结论:
第一,产出缺口和通货膨胀存在单向的格兰杰因果关系,即产出缺口是中国通货膨胀的格兰杰原因,但通货膨胀不是产出缺口的格兰杰原因。第二,货币缺口和通货膨胀存在双向的格兰杰因果关系,即货币缺口是中国通货膨胀的格兰杰原因,且中国通货膨胀也是货币缺口的格兰杰原因。第三,货币缺口和产出缺口存在单向的格兰杰因果关系,即货币缺口是中国产出缺口的格兰杰原因,但产出缺口不是货币缺口的格兰杰原因。
(四)产出缺口、货币缺口与中国通货膨胀的动态关系检验
1.脉冲响应函数。从图3可以看出通货膨胀对产出缺口的脉冲响应呈现正方向的变动,1-2期通货膨胀对产出缺口新息的脉冲响应有较大的上升趋势,以后呈现下降趋势,并在长期内趋于平稳。这说明产出缺口增加在短期内对中国的通货膨胀有着较大的拉动作用,但从长期来看,这种拉动作用有下降的趋势,呈现边际效用递减的趋势。从图4可以看出,通货膨胀对货币缺口的脉冲响应一直是正值,1-3期,通货膨胀对货币缺口的脉冲响应有大幅度的上升趋势,虽然从第3期开始下降,但下降幅度不大。这说明货币缺口与通货膨胀之间存在正方向的变动关系。对比图3和图4,可以看出通货膨胀对货币缺口的脉冲响应远远大于对产出缺口的脉冲响应,这说明货币缺口对中国通货膨胀的影响较大。从图5可以看出,1-3期产出缺口对货币缺口的脉冲响应是正向的变动关系,这说明短期内,货币缺口的增加促使了产出缺口的增加;但从长期来看,产出缺口和货币缺口存在反向的变动关系,且逐渐趋于平稳。
2.方差分解。从表3对通货膨胀(cpi)的方差分解中可以看出,中国通货膨胀的变化中受自身的扰动项的冲击影响的成分越来越少,从第1期的100%逐渐下降到第10期的83.08%;受货币缺口扰动项冲击影响的成分越来越大,到第10期上升为15.78%,货币缺口对中国通货膨胀的贡献呈现上升的趋势,即货币缺口对中国通货膨胀的影响较大;产出缺口扰动项对通货膨胀的冲击一直稳定在1.12%~1.37%之间,说明产出缺口对中国通货膨胀的影响较小、比较平稳,并且远远小于货币缺口波动对通货膨胀波动的贡献。
五、结论
本文利用1999-2007年的季度时间序列数据分析了货币缺口和产出缺口对中国通货膨胀的影响,得出了如下的结论:
第一,货币缺口和通货膨胀存在双向的格兰杰因果关系,即货币缺口是中国通货膨胀的格兰杰原因,并且通货膨胀也是中国货币缺口的格兰杰原因;货币缺口和产出缺口存在单向的格兰杰因果关系,即货币缺口是产出缺口的格兰杰原因,反之不成立;产出缺口和通货膨胀不存在因果关系,即产出缺口不是中国通货膨胀的格兰杰原因,同时通货膨胀也不是产出缺口的格兰杰原因。
第二,货币缺口和产出缺口增加在短期内可能对中国的通货膨胀有着较大的拉动作用,但从长期来看,这种拉动作用有下降的趋势,呈现边际效用递减的趋势。且通货膨胀对货币缺口的脉冲响应远远大于对产出缺口的脉冲响应,产出缺口波动对中国通货膨胀的贡献比较平稳,并且远远小于货币缺口波动对通货膨胀的贡献。
第三,产出缺口通过菲利普斯曲线影响通货膨胀,当产出缺口增加时通货膨胀的压力就会增加,当产出缺口下降时通货膨胀的压力就会下降。正是由于这个原因,所以产出缺口在货币政策实际制定中起着非常重要的作用。在短期,准确地判断产出缺口的方向和大小,可以更有针对性地对当前中国宏观经济进行分析,制定具体宏观调控措施,以调控经济的运行,熨平经济周期的波动。
参考文献:
[1]赵昕东.基于菲利普斯曲线的中国产出缺口估计[J].世界经济,2008,(1).
[2]Okun,A.M.PotentialGNP:ItsMeasurementandSignificance.InProceedingsoftheBusinessandEconomicsStatisticsSection[J].AmericanStatisticalAssociation(Washington,D.C.:AmericanStatisticalAssociation,1962:98-103.
[3]王煜.中国的产出缺口与通货膨胀[J].数量经济与技术经济研究,2005,(1).
[4]许召元.中国的潜在产出、产出缺口及产量通货膨胀交替关系[J].数量经济技术经济研究,2005,(12).
TheAnalysisoftheImpactofOutputGapandCurrencyGaponChina'sInflation
WangKai1,PangZhen2
(1.SchoolofManagementandEconomics,NorthwestUniversity,Xi'an710127,China;
2.SchoolofHumanitiesandArts,Xi'anElectronicsandTechnologyUniversity,Xi'an710071,China)