通貨膨脹的特征精選(九篇)

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第1篇：通貨膨脹的特征范文

關(guān)鍵詞：通脹持久性；動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型；系統(tǒng)GMM

一、引言

深入分析我國總體價(jià)格水平的動態(tài)特征對于我國貨幣政策的制定與實(shí)施是至關(guān)重要的。對于總體價(jià)格水平的運(yùn)行特征的刻畫，文獻(xiàn)中通常從其波動聚集性、預(yù)期不確定性、“長記憶性”和持久性等幾個(gè)方面進(jìn)行研究，前三方面國內(nèi)研究已經(jīng)相對豐富，對于通貨膨脹持久性的研究相對較少，而且，通貨膨脹的持久性與貨幣政策的實(shí)施效果密切相關(guān)，因此本文將研究通貨膨脹的持久性這一特征。

通貨膨脹持久性（Inflation Persistence），也稱通貨膨脹慣性，是指通貨膨脹在遭受隨機(jī)擾動因素沖擊后，通貨膨脹偏離其均衡狀態(tài)所持續(xù)的時(shí)間長度。通貨膨脹持久性越高，貨幣政策的滯后時(shí)間就越長，此時(shí)貨幣政策對越難物價(jià)波動發(fā)揮作用。在這種情況下，央行在穩(wěn)定產(chǎn)出波動和控制通貨膨脹這兩個(gè)目標(biāo)時(shí)賦予控制通貨膨脹更高的權(quán)重，政府要達(dá)到既定政策目標(biāo)的社會成本就會越大（Fuhrer，1995）。

二、數(shù)據(jù)與模型設(shè)定

（一）數(shù)據(jù)

代表通貨膨脹程度的指標(biāo)通常有居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）和商品零售價(jià)格指數(shù)（RPI）。本文選取2000年第一季度至2011年第一季度的季度CPI與RPI同比數(shù)據(jù)，季度數(shù)據(jù)采用的是月度數(shù)據(jù)的平均數(shù)。本文運(yùn)用31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。同時(shí)對數(shù)據(jù)進(jìn)行了X-12季節(jié)調(diào)整。數(shù)據(jù)來源于中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設(shè)定

國內(nèi)對于通貨膨脹持久性的研究大部分是基于非結(jié)構(gòu)化的通貨膨脹持久性模型，為了與以往的研究相一致并且跟以往的研究比較，本文設(shè)定通貨膨脹持久性的模型為：

πit=α1+ρπit-1+■φkΔπit-k+uit2≤t≤T

{1}

其中Δπit-k＝πit-k-πit-k-1，ρ即為通貨膨脹持久性。

本文采用系統(tǒng)GMM估計(jì)通貨膨脹持久性的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，不過參數(shù)估計(jì)是否有效依賴于工具變量的選擇是否有效，本文根據(jù)兩種方法來識別模型設(shè)定的有效性：（1）檢驗(yàn)擾動項(xiàng)是否序列自相關(guān)，其零假設(shè)為差分后的殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)，如果不能拒絕零假設(shè)即AR（2）的值大于0.1，則說明估計(jì)是有效的；（2）用Hansen檢驗(yàn)識別工具變量的有效性，其零假設(shè)為過度識別檢驗(yàn)是有效的，若不能拒絕零假設(shè)就意味著工具變量的設(shè)定是恰當(dāng)?shù)摹?/p>

三、通貨膨脹持久性的實(shí)證估計(jì)

本文采用系統(tǒng)GMM法對31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)的CPI數(shù)據(jù)與RPI數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。

系統(tǒng)GMM估計(jì)的結(jié)果顯示我國通貨膨脹的CPI與RPI序列的持久性分別為0.8200和0.8532。與我國學(xué)者（張成思（2007）；楊碧云等（2009））的研究結(jié)論相一致，即我國的通貨膨脹持久性相對較高。模型設(shè)定的有效性有兩種檢驗(yàn)結(jié)果：AR（2）的值均大于0.1，不能拒絕差分后的殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)的零假設(shè)，說明隨機(jī)擾動項(xiàng)uit不存在序列自相關(guān)；Hansen檢驗(yàn)的值表明不能拒絕過度識別檢驗(yàn)是有效的零假設(shè)，說明工具變量的設(shè)定是恰當(dāng)?shù)?，這表明本文的模型的設(shè)定是有效的。

四、結(jié)論

本文運(yùn)用我國31個(gè)省、直轄市、自治區(qū)的動CPI與RPI數(shù)據(jù)建立動態(tài)面板回歸模型，采用SGMM的方法估計(jì)我國的通貨膨脹持久性，結(jié)果顯示，我國的通貨膨脹無論是CPI還是RPI均表現(xiàn)出較高的持久性（相對于Pivetta&Reis（2007）；Vaona&Ascari（2007）等的研究）。

Benigno（2004）的研究指出，央行在制定貨幣政策時(shí)，應(yīng)該根據(jù)通貨膨脹持久性在穩(wěn)定產(chǎn)出與控制通貨膨脹之間賦予不同權(quán)重，高通脹持久性時(shí)賦予控制通貨膨脹更大的權(quán)重，而低通脹持久性是應(yīng)適當(dāng)降低控制通貨膨脹權(quán)重，從而避免社會福利損失。這一觀點(diǎn)是很好理解，因?yàn)槿绻胄胁豢紤]通脹持久性水平而對不同時(shí)期采取同樣的貨幣政策，那么高通脹持久性的時(shí)受到貨幣政策的沖擊的影響就會持續(xù)更久，而低通脹持久性時(shí)則正好相反。因此本文的研究結(jié)果表明我國央行在制定貨幣政策時(shí)需要考慮不同時(shí)期的通脹持久性差異。這樣才能使貨幣政策能更好的調(diào)節(jié)國內(nèi)經(jīng)濟(jì)情況。

參考文獻(xiàn)：

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

2、楊碧云,易行建,周義.中國通貨膨脹持續(xù)性估計(jì)及其貨幣政策啟示[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯,2009(5).

3、蘇芳.中國通貨膨脹持續(xù)性時(shí)變特征及其來源分析[J].云南財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào),2010(5).

4、張成思,劉志剛.中國通貨膨脹率持久性變化研究及政策含義分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2007(3).

第2篇：通貨膨脹的特征范文

關(guān)鍵詞:貨幣政策框架;通貨膨脹目標(biāo)制;東亞地區(qū)

中圖分類號:F83

文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)09-0164-02

1 通貨膨脹目標(biāo)制概述

1.1 通貨膨脹目標(biāo)制的概念

“通貨膨脹定標(biāo)是指,中央銀行直接以通貨膨脹為目標(biāo),并對外公開通貨膨脹目標(biāo),以此規(guī)劃貨幣政策操作的貨幣政策制度”(錢小安,2002)。通貨膨脹目標(biāo)制是一種貨幣政策框架。許多國家的貨幣政策目標(biāo)是保持低通貨膨脹水平。

1.2 通貨膨脹目標(biāo)制的本質(zhì)特征

通貨膨脹目標(biāo)是某一經(jīng)濟(jì)體貨幣政策最根本的目標(biāo),這一特征使通貨膨脹目標(biāo)制政策框架與僅宣布要實(shí)現(xiàn)某一通貨膨脹目標(biāo)區(qū)分開來。后者的貨幣管理當(dāng)局沒有責(zé)任制定政策保證所宣布的通貨膨脹目標(biāo)實(shí)現(xiàn),尤其在這樣做可能有損其他宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)時(shí)更會在通貨膨脹目標(biāo)上妥協(xié)。通貨膨脹目標(biāo)制并不僅以通貨膨脹水平作為目標(biāo),許多采用通貨膨脹目標(biāo)制的國家采用了彈性通貨膨脹目標(biāo)制度,這種制度框架下就業(yè)和產(chǎn)出在決策中起到了很重要的作用。即使在嚴(yán)格的通貨膨脹制下,對產(chǎn)出的考量也具有非常重要的影響力,因?yàn)楫a(chǎn)出對于未來通貨膨脹水平扮演了重要的角色,產(chǎn)出在中央銀行的反應(yīng)函數(shù)中總是起著重要作用。產(chǎn)出和就業(yè)受重視的程度受通貨膨脹制彈性的影響,這兩個(gè)目標(biāo)被重視的程度將影響到通貨膨脹目標(biāo)制設(shè)計(jì)的特征。

1.3 選擇通貨膨脹目標(biāo)制的原因

因?yàn)閿?shù)量目標(biāo)(包括基礎(chǔ)貨幣和廣義貨幣)的貨幣政策框架存在嚴(yán)重缺點(diǎn),貨幣需求呈現(xiàn)較大波動性,并頻繁出現(xiàn)結(jié)構(gòu)性變化,使貨幣供給與政策目標(biāo)之間存在不確定性。盡管貨幣數(shù)量作為中介目標(biāo)已失去了重要性,但仍然可以作為一種有效的宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)。

1.4 實(shí)施通脹目標(biāo)制的基本前提

被普遍認(rèn)可的通貨膨脹目標(biāo)制的四個(gè)實(shí)施前提:第一,中央銀行應(yīng)該具有使用政策工具的獨(dú)立性,能自由運(yùn)用貨幣政策工具實(shí)現(xiàn)貨幣政策最終目標(biāo)。第二,中央銀行應(yīng)該具有有效的貨幣政策工具,這種工具應(yīng)與通貨膨脹高度相關(guān)。第三,中央銀行的獨(dú)立性應(yīng)與不斷提高的責(zé)任性相聯(lián)系,中央銀行要定期向公眾作關(guān)于貨幣政策的報(bào)告,公開有關(guān)宏觀經(jīng)濟(jì)形勢分析。第四,通貨膨脹目標(biāo)制要與公眾進(jìn)行良好的溝通,以提高政策透明度保證公眾對通貨膨脹目標(biāo)制的認(rèn)識,提高中央銀行的公信力,引導(dǎo)通貨膨脹的合理預(yù)期,并將其作為工資與價(jià)格制定的錨。

2 東亞經(jīng)濟(jì)體實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制的可行性研究

2.1 Masson等人(1997)的否定觀點(diǎn)

Masson, Savastano and Sharma (1997)認(rèn)為絕大多數(shù)發(fā)展中國家并不適合實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制。他們認(rèn)為大多數(shù)發(fā)展中國家不具備實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制的前提。其一是執(zhí)行獨(dú)立貨幣政策的能力,其二是如何在通貨膨脹目標(biāo)制的政策框架下實(shí)行匯率目標(biāo)管理。另外,他們指出在新興市場經(jīng)濟(jì)體實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制存在技術(shù)方面的問題,尤其是預(yù)測通貨膨脹的困難,通貨膨脹過程的易變性,以及缺乏貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的信息。

2.2 Guy Debelle(2001)的肯定觀點(diǎn)

Guy Debelle(2001)評價(jià)了通貨膨脹目標(biāo)制在新興市場經(jīng)濟(jì)體是否適應(yīng),實(shí)行通貨膨脹目標(biāo)制的方面對其成功實(shí)施是否重要,他得出了肯定的結(jié)論。

采用通貨膨脹目標(biāo)制必須滿足一定的必要條件。對于東亞經(jīng)濟(jì)體來說,最重要的是中央銀行應(yīng)具有追求通貨膨脹目標(biāo)的獨(dú)立性以及不受財(cái)政控制的束縛。第二點(diǎn)是應(yīng)該由中央銀行及其上級機(jī)構(gòu)對通貨膨脹目標(biāo)進(jìn)行承諾。沒有政府的支持,制度的公信力將被削弱,并且中央銀行實(shí)現(xiàn)通貨膨脹目標(biāo)的能力也會打折。

實(shí)施障礙。缺少精確的預(yù)測和分析框架不能被視作望而卻步的障礙。Guy Debelle(2001)認(rèn)為Masson等人提到的問題在應(yīng)用絕大多數(shù)貨幣政策框架時(shí)都存在,并非僅在采用通貨膨脹目標(biāo)制才出現(xiàn);而且他們所描述的技術(shù)問題同樣在許多發(fā)達(dá)國家最初實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制時(shí)同樣存在。對于亞洲大多數(shù)新興市場經(jīng)濟(jì)體來說,通貨膨脹目標(biāo)制是可行的貨幣政策框架,尤其是通貨膨脹已處于較低水平的經(jīng)濟(jì)體。

Guy Debelle(2001)認(rèn)為當(dāng)前應(yīng)該是一個(gè)適合東亞經(jīng)濟(jì)體采用通貨膨脹目標(biāo)制的時(shí)機(jī)。通貨膨脹已處于低位,反通脹成本已下降。在沒有明確界定的貨幣政策框架下,這些經(jīng)濟(jì)體在過去曾成功地使通貨膨脹保持在較低的水平。由于為將來鎖定了低利率環(huán)境,通貨膨脹目標(biāo)制看來是一種可行的貨幣政策框架。不過,他亦指出采用通貨膨脹目標(biāo)制并不能立刻治愈通貨膨脹問題。

3 東亞經(jīng)濟(jì)體采用通貨膨脹目標(biāo)制的實(shí)踐研究

從1998年開始,韓國、印度尼西亞、泰國和菲律賓四國先后開始正式實(shí)行或宣布即將實(shí)行通貨膨脹目標(biāo)制。

3.1 韓國:最早實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制

1997亞洲金融危機(jī)后,韓國在東亞地區(qū)最早采用通貨膨脹目標(biāo)制。

確定通貨膨脹的衡量指標(biāo)。韓國通貨膨脹目標(biāo)制最早使用公眾消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)(headline CPI)。受信貸萎縮、經(jīng)濟(jì)低迷影響到,韓國物價(jià)持續(xù)走低,1999年的通貨膨脹率低于l%。通貨膨脹目標(biāo)制實(shí)施兩年后,韓國銀行結(jié)合本國的實(shí)際情況對其進(jìn)行修訂完善。經(jīng)征詢政府同意,韓國銀行于2000年宣布使用核心通貨膨脹率(Core Inflation)代替原指標(biāo),核心通貨膨脹率補(bǔ)充定義為“剔除了非谷類農(nóng)產(chǎn)品和石油類產(chǎn)品因素的消費(fèi)者價(jià)物價(jià)指數(shù)”。

設(shè)定通貨膨脹目標(biāo)的程序。每年年末,韓國銀行咨詢政府的意見,共同制定下一年的通貨膨脹目標(biāo)。韓國銀行的貨幣政策委員會制定和實(shí)施具體的貨幣政策。

通貨膨脹目標(biāo)數(shù)值或區(qū)間。韓國1998年的通貨膨脹目標(biāo)為9%,1999為3%,目標(biāo)區(qū)間寬度為士1%,1998年實(shí)際通貨膨脹率為7.5%,2001年、2002年和2003年均為3%。2000年的實(shí)際通貨膨脹率為1.8%,2001年為4.2%,突破了目標(biāo)區(qū)間,韓國銀行對此的解釋是,與長期貸款相關(guān)的貨幣政策過于寬松,以及公共設(shè)施價(jià)格上升;2002年的核心通貨膨脹率為3%,2003年為3.1%。與此同時(shí),2003年韓國的公眾消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)突破了目標(biāo)區(qū)間,但是核心通脹率一直保持在目標(biāo)區(qū)間之內(nèi)。

目標(biāo)時(shí)長。韓國設(shè)定通貨膨脹目標(biāo)的時(shí)長為一年。根據(jù)韓國銀行的分析報(bào)告,短期利率的改變對物價(jià)產(chǎn)生影響大約需要7到8個(gè)月的時(shí)間,并且其后續(xù)效果一直會持續(xù)到2年之后。因此,韓國的目標(biāo)時(shí)長是否合適值得考量。

3.2 印度尼西亞:非完全意義的通貨膨脹目標(biāo)制

印度尼西亞于2000年1月開始采用通貨膨脹目標(biāo)制。此前,印尼于1999年5月通過了一項(xiàng)新的中央銀行法案,明確規(guī)定貨幣政策的目標(biāo)是實(shí)現(xiàn)物價(jià)水平的穩(wěn)定,并賦予中央銀行“印度尼西亞銀行”獨(dú)立性。印尼采用的貨幣政策框架不能被視為真正意義上的通貨膨脹目標(biāo)制。因?yàn)樵谄湄泿耪呖蚣芾餂]有責(zé)任條款約束央行對通貨膨脹目標(biāo)負(fù)責(zé)。因此當(dāng)通貨膨脹目標(biāo)未實(shí)現(xiàn)時(shí),中央銀行不必承擔(dān)責(zé)任。責(zé)任性的缺乏導(dǎo)致公信力喪失,公信力的喪失使通貨膨脹目標(biāo)無法引導(dǎo)公眾的通脹預(yù)期,從而也無法作為工資和價(jià)格制定的錨,減損中央銀行的貨幣政策效力。

確定通貨膨脹的衡量指標(biāo)。用剔除了如電力價(jià)格和傭人薪酬等管制商品價(jià)格的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)衡量通貨膨脹水平。因兩年的目標(biāo)區(qū)間均被突破,2002年印尼轉(zhuǎn)為采用公眾更熟悉的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)作為衡量手段。

通貨膨脹目標(biāo)數(shù)值或區(qū)間。設(shè)定2000年通貨膨脹目標(biāo)為3%-5%,2001年為4%-6%。2002年為9%-10%(新衡量指標(biāo)),同時(shí)宣布中期目標(biāo)在2002―2006年間使通貨膨脹水平降到6%-7%。2002年印尼實(shí)際通脹為10%,與目標(biāo)區(qū)間上限持平。印尼2003年的通貨膨脹目標(biāo)設(shè)定為9%,波動區(qū)間為士%l,中期目標(biāo)維持不變。IMF要求印尼將基礎(chǔ)貨幣作為政策工具。3.3 泰國:貨幣政策制度的透明度

泰國于2000年5月引入通貨膨脹目標(biāo)制,寄望于通貨膨脹目標(biāo)制能為貨幣政策提供一個(gè)有效的名義錨,并提高貨幣政策的透明度和政策工具的有效性。

確定通貨膨脹的衡量指標(biāo)。泰國銀行采用季度核心通貨膨脹率作為通脹水平的衡量手段。季度核心通貨膨脹率是“剔除了初級食品(rwafood)和能源類產(chǎn)品價(jià)格因素的標(biāo)題通貨膨脹率”。這一指標(biāo)保留了公眾消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)中約75%的價(jià)格信息,能夠較好地反映出泰國通貨膨脹趨勢。核心通貨膨脹率由獨(dú)立的政府機(jī)構(gòu)―商務(wù)部計(jì)算,以提高公信力。

泰國通貨膨脹目標(biāo)區(qū)間為0-3.5%;主要貨幣政策工具是14天回購利率;通貨膨脹目標(biāo)的時(shí)長為兩年。泰國的核心通脹率基本處于目標(biāo)區(qū)間內(nèi),產(chǎn)出波動較小,實(shí)現(xiàn)了低而穩(wěn)定的通貨膨脹率。

提高透明度。泰國銀行通過完善信息披露制度加強(qiáng)信息披露,采用先進(jìn)的預(yù)測方法提高預(yù)測水平,不斷提高貨幣政策的透明度。

3.4 菲律賓:精心設(shè)計(jì)通貨膨脹目標(biāo)制

菲律賓中央銀行于2002年1月實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制。菲律賓的通貨膨脹目標(biāo)制包含遠(yuǎn)近兩重目標(biāo),即央行同時(shí)宣布未來兩年的通貨膨脹目標(biāo),保證貨幣政策在波動較大的環(huán)境中仍然具有較強(qiáng)的連續(xù)性,以穩(wěn)定金融市場運(yùn)行,并合理引導(dǎo)公眾預(yù)期。貨幣政策工具以隔夜回購利率主。

確定通貨膨脹的衡量指標(biāo)。菲律賓采用公眾消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)作為通貨膨脹目標(biāo)的衡量手段。通貨膨脹目標(biāo)數(shù)值或區(qū)間。菲律賓的通貨膨脹目標(biāo)由菲律賓中央銀行與政府共同制定。實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制時(shí),菲律賓通貨膨脹率降到了4%左右。2002年通貨膨脹目標(biāo)為5%-6%,實(shí)際水平為3.1%(以CPI衡量),比通脹目標(biāo)區(qū)間的下限低2%,主要因?yàn)榧Z食和能源價(jià)格較低;當(dāng)年的GDP增長率超過3%。2003年為4.5%-5.5%,實(shí)際通脹率也為3.1%,GDP增長4.5%。

免責(zé)條款。菲律賓中央銀行目前的免責(zé)條款主要包括:(1)未加工食品的價(jià)格波動;(2)石油相關(guān)產(chǎn)品的價(jià)格波動;(3)政府政策的重大變化對物價(jià)產(chǎn)生的直接影響,如稅收結(jié)構(gòu)、稅收優(yōu)惠、稅收補(bǔ)貼的變化;(4)對經(jīng)濟(jì)影響較廣的自然因素。通過免責(zé)條款增強(qiáng)政策的靈活性,以更好地應(yīng)對外部沖擊。

3.5 東亞四國通貨膨脹目標(biāo)制的特點(diǎn)及效果

首先,東亞四國建立通貨膨脹目標(biāo)制的初始條件并不理想,但通貨膨脹目標(biāo)制的框架內(nèi)容基本完整。表1和表2分別總結(jié)了東亞四國通貨膨脹目標(biāo)制基本特征和實(shí)施效果等內(nèi)容。

第二,通貨膨脹目標(biāo)制的引入提高了貨幣政策的透明度以及央行的責(zé)任性。貨幣政策透明度的提高有助于加強(qiáng)與公眾的交流,引導(dǎo)公眾關(guān)于通貨膨脹的預(yù)期;強(qiáng)化中央銀行的責(zé)任性,促進(jìn)央行獨(dú)立性的進(jìn)一步增強(qiáng)。

第三,東亞四國結(jié)合各自的實(shí)際情況,設(shè)計(jì)適合本國的制度,使通貨膨脹目標(biāo)制不僅在發(fā)達(dá)國家也在發(fā)展中國家較順利實(shí)施,并達(dá)到了降低、保持低通脹的目的,助力經(jīng)濟(jì)發(fā)展,回答了關(guān)于通貨膨脹目標(biāo)制能否在發(fā)展中國家實(shí)施的問題,還為其他的新興市場經(jīng)濟(jì)體采用這種貨幣政策框架提供了經(jīng)驗(yàn)。

綜上所述,通貨膨脹目標(biāo)制在東亞四國的實(shí)踐取得了初步的成功,各經(jīng)濟(jì)體建立了制度要素基本健全的貨幣政策框架,使東亞四國在亞洲金融危機(jī)后控制通貨膨脹水平,穩(wěn)定物價(jià),促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

4 結(jié)論

通貨膨脹目標(biāo)制對東亞國家提出了一些實(shí)施障礙。不過,在許多案例中,東亞經(jīng)濟(jì)體并不比那些早在九十年代就采用這種制度的經(jīng)濟(jì)體所面臨的障礙更大。

缺少精確的預(yù)測和分析框架不能被視作望而卻步的障礙。從十來年的通貨膨脹目標(biāo)制經(jīng)驗(yàn)中學(xué)習(xí)能讓現(xiàn)在采用通貨膨脹目標(biāo)制的中央銀行比十年前的同行們實(shí)施得更好。然而,采用通貨膨脹目標(biāo)制并不能立刻治愈通貨膨脹問題。

在實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制的實(shí)踐過程中,應(yīng)該結(jié)合本國實(shí)際情況精心設(shè)計(jì)通貨膨脹目標(biāo)制,并借鑒發(fā)達(dá)國家的成功經(jīng)驗(yàn)。

在采用通貨膨脹目標(biāo)制時(shí)必須滿足一定的必要條件。最重要的是中央銀行應(yīng)具有追求通貨膨脹目標(biāo)的獨(dú)立性以及不受財(cái)政控制的束縛。第二點(diǎn)是應(yīng)該由中央銀行及政府對通貨膨脹目標(biāo)進(jìn)行承諾。沒有政府的支持,制度的公信力將被削弱,并且中央銀行實(shí)現(xiàn)通貨膨脹目標(biāo)的能力也會打折。

參考文獻(xiàn)

第3篇：通貨膨脹的特征范文

[關(guān)鍵詞]外匯儲備；通貨緊縮；通貨膨脹；中央銀行

一、引言

2015年第三季度我國GDP同比增長6.9%，2015年第四季度為6.8%，連創(chuàng)6年來新低。低于7%的經(jīng)濟(jì)增長速度表明當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)面臨著較大的下行壓力。在此情形下，我國通貨膨脹水平也在連年降低。國家統(tǒng)計(jì)局的數(shù)據(jù)顯示，我國的居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)近兩年一直在較低水平徘徊，甚至在2015年1月跌至0.8%。中國人民銀行行長周小川在2015年博鰲亞洲論壇上表示，“中國的通貨膨脹也是在下降，因此我們必須要謹(jǐn)慎、警惕看一下通貨膨脹趨勢是不是會繼續(xù)持續(xù)下去，是不是會出現(xiàn)這種通貨緊縮的情況?！倍殡S著通貨膨脹水平的不斷下降，我國外匯儲備也在2015年出現(xiàn)了連續(xù)十個(gè)月下降的局面。2015年12月，我國外匯儲備余額為33303.62億美元，較上月再度“縮水”1079億美元，是我國后金融危機(jī)時(shí)期單月最大降幅。在當(dāng)前我國面臨著經(jīng)濟(jì)下行、通貨膨脹不斷收縮的局面下，央行結(jié)構(gòu)性減儲行為對于我國通貨膨脹水平有何作用，是否會進(jìn)一步加劇我國通貨膨脹收縮的不利形勢，這將是本文研究的重點(diǎn)。

對于通貨膨脹與外匯儲備之間的關(guān)聯(lián)，國外學(xué)者主要從長期的角度進(jìn)行研究。Heller分別從發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家、固定匯率和浮動匯率兩個(gè)維度進(jìn)行了實(shí)證研究，他發(fā)現(xiàn)外匯儲備和通貨膨脹之間存在正相關(guān)性，并且兩者互為格蘭杰原因。Bahmani-Oskooee和Alse通過大量數(shù)據(jù)證實(shí)兩者之間僅存在長期協(xié)整關(guān)系，而且互為因果關(guān)系。Monacelli和Sala利用英、法、美、德四國從1991-2004年的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，研究了國際因素對一國通貨膨脹的動態(tài)影響，實(shí)證結(jié)果顯示國際因素對通貨膨脹的影響達(dá)到15%～30%。從以上的研究可以看出，國外學(xué)者比較集中的觀點(diǎn)是基于長期的角度外匯儲備對于通貨膨脹具有正向影響效應(yīng)。

國內(nèi)學(xué)者對于通貨膨脹與外匯儲備之間的關(guān)聯(lián)主要有以下兩種觀點(diǎn)。第一種，外匯儲備對于通貨膨脹具有正向影響效應(yīng)。曲強(qiáng)等基于貨幣數(shù)量論構(gòu)建了SVAR模型。他們的實(shí)證研究表明，中國的外匯儲備變動對于通貨膨脹具有顯著的正向影響效應(yīng)?；輹苑搴屯踯皾櫷ㄟ^構(gòu)建VAR模型，深入研究了外匯儲備、貨幣供給量與通貨膨脹這三者之間的相互關(guān)聯(lián)。研究發(fā)現(xiàn)，外匯儲備每變化1%會引起通貨膨脹同向變動0.048%，對通貨膨脹的貢獻(xiàn)程度為19.697%，且存在2期最大滯后；此外，外匯儲備與貨幣供給互為格蘭杰因果，且三者之間的相互關(guān)聯(lián)存在顯著的階段性特征。王三興等采用狀態(tài)空間模型以及協(xié)整分析的方法，發(fā)現(xiàn)外匯儲備、貨幣供給量、匯率以及匯率制度是通貨膨脹的格蘭杰原因。第二種，外匯儲備對于通貨膨脹沒有任何影響，兩者不存在顯著的關(guān)聯(lián)。高瞻通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，外匯儲備對于我國通貨膨脹的影響是微弱的，盡管外匯儲備可以通過貨幣供給進(jìn)而引起通貨膨脹，但外匯儲備對于通貨膨脹的沖擊影響是非常小的?？梢钥闯?，國內(nèi)學(xué)者比較側(cè)重基于短期視角來研究外匯儲備與通貨膨脹之間的關(guān)聯(lián)，并且對于這兩者之間的關(guān)聯(lián)并沒有形成統(tǒng)一的結(jié)論。

基于上述相關(guān)研究的結(jié)論與推斷，本文將從理性預(yù)期假設(shè)的視角出發(fā)，推導(dǎo)開放經(jīng)濟(jì)下的盧卡斯總供給模型，并結(jié)合外匯儲備與匯率之間的關(guān)系以及中央銀行的社會福利方程，獲取我國外匯儲備對通貨膨脹影響的計(jì)量模型。進(jìn)一步通過門限模型分析我國當(dāng)前外匯儲備對于通貨膨脹的非線性作用機(jī)制，以此針對現(xiàn)階段我國對于通貨膨脹的管理與調(diào)控給出相應(yīng)的政策意見。

二、外匯儲備對于通貨膨脹影響機(jī)制的理論模型分析

根據(jù)Barro和Gordon、Lin和Wang的相關(guān)研究，本文采用盧卡斯總供給方程來刻畫總產(chǎn)出變動。具體方程形式如下：

yt=a（πt-πet）+b（St+πft-πt）+εt （1）

其中：yt為總產(chǎn)出增長率；πt為通貨膨脹率；πet為通貨膨脹率預(yù)期；πft為國外通貨膨脹率；St為匯率變化率；εt是實(shí)際產(chǎn)出沖擊。

在方程（1）中，有兩個(gè)因素將對產(chǎn)出增長率產(chǎn)生影響。第一個(gè)因素是“貨幣驚異效應(yīng)”。它是指如果實(shí)際通貨膨脹率高于預(yù)期通貨膨脹率，那么實(shí)際工資水平就將低于預(yù)期工資水平，而按照預(yù)期工資提供的勞動將促使實(shí)際產(chǎn)出提高，因此對應(yīng)的系數(shù)滿足約束條件：a>0。第二個(gè)因素是“匯率效應(yīng)”，描述匯率對勞動力市場和產(chǎn)品市場的影響機(jī)制。Gourinchas的實(shí)證研究表明，匯率對就業(yè)和產(chǎn)出具有顯著影響。然而，“匯率效應(yīng)”并不能完全由本國控制，因此通常將其視為外生變量，這導(dǎo)致“匯率效應(yīng)”的系數(shù)符號也無法事先確定。

假設(shè)中央銀行對匯率的調(diào)節(jié)是通過外匯市場操作進(jìn)行的，將中央銀行對外匯儲備的干預(yù)表示為：

St=k?FRt （2）

其中，F(xiàn)Rt是中央銀行的外匯儲備變化率。中央銀行通過購買外匯使外幣升值同時(shí)令本國貨幣貶值，因此k>0。

將中央銀行政策操作的損失函數(shù)表示為如下的二次函數(shù)形式：

其中：y是產(chǎn)出目標(biāo)增長率；λ1，λ2表示產(chǎn)出增長率波動和匯率波動的影響強(qiáng)度。將方程（1）和（2）代入方程（3），并求解損失極小化的通貨膨脹率：

這里，如果аπt/аFRt>0，央行就可以通過降低外匯儲備來降低國內(nèi)通貨膨脹率；倘若аπt/аFRt

對方程（5）進(jìn)行化簡，我們可以得到新的方程形式：

πt=β1+β2FRt+β3πft+et （7）

其中：

在對于我國通貨膨脹與外匯儲備之間關(guān)聯(lián)的研究中，不少專家、學(xué)者通過研究發(fā)現(xiàn)這兩者之間的關(guān)聯(lián)存在顯著的非線性特征?；輹苑搴屯踯皾櫷ㄟ^研究發(fā)現(xiàn)，盡管外匯儲備、貨幣供給量與通貨膨脹三者之間存在正向相關(guān)關(guān)聯(lián)，但是這三者之間的關(guān)聯(lián)存在顯著的階段性特征，具體表現(xiàn)為在2008-2011年全球金融危機(jī)時(shí)期，外匯儲備、貨幣供給量與通貨膨脹這三者之間的相關(guān)關(guān)聯(lián)變得十分不顯著，這也就意味著金融危機(jī)大大削弱了外匯儲備對于通貨膨脹的拉動效應(yīng)。因此，本文認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)周期的不同階段，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機(jī)制將會發(fā)生顯著的變化。本文接下來將針對式（7）進(jìn)行擴(kuò)展，在模型中引入非線性特征。具體而言，本文選取經(jīng)濟(jì)增長率與通貨膨脹率作為本文研究的門限變量，這樣處理有利于深刻揭示在經(jīng)濟(jì)周期的不同階段外匯儲備對于通貨膨脹的作用機(jī)制將會發(fā)生怎樣的變化。如下所示：

這里，Ii（gt，πt），i=1，2，3，4代表示性函數(shù)，當(dāng)其滿足括號內(nèi)的約束條件時(shí)Ii（gt，πt）=1；反之，Ii（gt，πt）=0。gt與πt代表門限變量，其中g(shù)t是經(jīng)濟(jì)增長率，為第一門限變量，而πt是通貨膨脹率，為第二門限變量，γ1，γ2，γ3分別代表相應(yīng)的門限值。et為獨(dú)立同分布的殘差項(xiàng)，其均值為0，方差為σ2e。

如果通過計(jì)算得出第一門限值的門限效應(yīng)顯著時(shí)，本文可以通過第一門限值將樣本進(jìn)行分割，并在每一個(gè)子樣本內(nèi)繼續(xù)計(jì)算得出第二門限值，估計(jì)原理相同，因此本文在此僅針對式（8）中經(jīng)濟(jì)增長的門限效應(yīng)給出門限值的估計(jì)方法，并對假設(shè)檢驗(yàn)的方法進(jìn)行說明。式（8）中經(jīng)濟(jì)增長的門限效應(yīng)表示如下：

本文主要參照Chan和Hansen提出的格柵搜索法來估計(jì)門限值。具體而言，將樣本按照門限變量的升序排列，依次選取門限變量觀測值中間的80%作為潛在門限值，并代入式（9）求出殘差平方和，則門限值的一致估計(jì)量就是使得殘差平方和最小的門限值。將殘差平方和表示成S1（Y1），則門限值的一致估計(jì)量Y1，由下式給出：

γ1=argminS1（γ1） （10）

式（9）作為非線性方程存在一個(gè)問題，那就是很可能存在偽回歸的現(xiàn)象，因此本文要針對式（9）中是否存在門限效應(yīng)進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，如果存在，則需檢驗(yàn)門限效應(yīng)的顯著程度。傳統(tǒng)的假設(shè)檢驗(yàn)方法在這里并不適用，這是因?yàn)樵诓淮嬖陂T限效應(yīng)零假設(shè)的前提下，門限變量是無法被識別的。因此，傳統(tǒng)方法所要構(gòu)建的統(tǒng)計(jì)量大樣本分布不再服從卡方分布，這便意味著構(gòu)建的統(tǒng)計(jì)量不再漸進(jìn)有效。因此，本文參照Hansen拉格朗日乘數(shù)法（Lagrange Multiplier）先對假設(shè)檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量進(jìn)行轉(zhuǎn)換，再通過自舉樣本法（Bootstrap）得到構(gòu)建統(tǒng)計(jì)量的值。Hansen證明了通過拉格朗日乘數(shù)法以及自舉樣本法得到的值是漸進(jìn)有效的。因此本文采用上述方法檢驗(yàn)門限效應(yīng)是否存在。具體而言：

針對式（9），如果經(jīng)濟(jì)增長的門限效應(yīng)不存在，其對應(yīng)的零假設(shè)為：

H0：αi1=αi2，i=1，2，3 （11）

相應(yīng)的備擇假設(shè)為：

H0：αi1≠αi2，i=l，2，3 （12）

令S0和S0分別為在零假設(shè)H0及備擇假設(shè)H1的條件下式（9）的殘差平方和，則本文構(gòu)建檢驗(yàn)門限效應(yīng)是否存在的統(tǒng)計(jì)量為如下形式：

Hansen通過研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)門限效應(yīng)存在時(shí)，門限變量的估計(jì)值γ1與現(xiàn)實(shí)中門限變量值γ2是一致的，但是門限變量估計(jì)值的F統(tǒng)計(jì)量并不服從標(biāo)準(zhǔn)的正態(tài)分布。因此Hansen采用極大似然比法推導(dǎo)出F統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布，并滿足如下似然比檢驗(yàn)：

三、通貨膨脹與外匯儲備之間非線性關(guān)聯(lián)機(jī)制的計(jì)量分析

（一）變量的數(shù)據(jù)來源及處理方式

本文選取了我國1995年第一季度至2015年第三季度的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)作為樣本，國外通貨膨脹率使用國際貨幣基金組織公布的世界通貨膨脹率數(shù)據(jù)，其他數(shù)據(jù)來源為中國經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。相關(guān)變量均通過Eviews 6.0軟件中X12季節(jié)調(diào)整模塊的乘法模型進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。具體變量數(shù)據(jù)說明如下：（1）通貨膨脹率（πt）。本文通貨膨脹率根據(jù)消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（CPI）數(shù)據(jù)計(jì)算得到。具體做法是：首先根據(jù)月度同比消費(fèi)物價(jià)指數(shù)，將季度內(nèi)每個(gè)月份的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)進(jìn)行算術(shù)平均，并將平均值作為季度的消費(fèi)物價(jià)指數(shù)；然后通過季節(jié)調(diào)整得到季度CPI；最后根據(jù)公式πt=（CPI-1）×100%計(jì)算得出季度通貨膨脹率。（2）外匯儲備增長率（FRt）。本文首先將外匯儲備的季度值進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，通過季節(jié)調(diào)整過的外匯儲備計(jì)算出外匯儲備的季度同比增長率。（3）國外通貨膨脹率（πft）。本文的國外通貨膨脹率根據(jù)國際貨幣基金組織公布的世界通貨膨脹率數(shù)據(jù)計(jì)算得出，國外通貨膨脹率同樣經(jīng)過了季節(jié)調(diào)整。（4）經(jīng)濟(jì)增長率（gt）。本文選取GDP的實(shí)際增長率作為經(jīng)濟(jì)增長的變量。具體而言，本文以1994年的價(jià)格為基期，分別計(jì)算出每季度的實(shí)際GDP，將每季度的實(shí)際GDP通過季節(jié)調(diào)整后計(jì)算得出實(shí)際季度GDP同比增長率。

（二）平穩(wěn)性檢驗(yàn)

為了避免在回歸分析中出現(xiàn)偽回歸的問題，本文需要針對門限模型中的每一個(gè)變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)。Hansen提出的檢驗(yàn)門限效應(yīng)是否存在的假設(shè)檢驗(yàn)方法具有一個(gè)重要的前提假設(shè)，即模型中的相關(guān)變量必須是平穩(wěn)的，不包含單位根。因此，為了保證采用門限模型來研究通貨膨脹與外匯儲備之間的關(guān)聯(lián)是適宜的，本文采用ADF單位根檢驗(yàn)法與Phillips-Perron單位根檢驗(yàn)法對模型中所涉及的相關(guān)變量進(jìn)行平穩(wěn)檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果由表1給出。表1的結(jié)果顯示，所有的經(jīng)濟(jì)變量均在10%的顯著水平下拒絕了零假設(shè)，這說明模型中所有的變量都通過了平穩(wěn)性檢驗(yàn)。因此，本文采用門限模型來研究通貨膨脹與外匯儲備之間的門限效應(yīng)具有適宜性。

（三）實(shí)證結(jié)果

本文選取了我國1995年第一季度至2015年第三季度的季度數(shù)據(jù)作為研究樣本，共包含了83個(gè)樣本容量，通過經(jīng)濟(jì)增長率將總樣本分割得到的兩個(gè)子樣本的容量分別為49與34。由于在經(jīng)濟(jì)增速較慢的區(qū)制內(nèi)樣本容量為34，因此出于統(tǒng)計(jì)學(xué)有效性的角度，本文在經(jīng)濟(jì)增速較慢的區(qū)制內(nèi)不再選取通貨膨脹率進(jìn)行第二次樣本分割。在此，本文將式（8）進(jìn)行了相應(yīng)的變換，如下所示：

式（15）便是本文研究的模型。表2給出了我國經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果的LM檢驗(yàn)值與漸進(jìn)p值，從表2的估計(jì)結(jié)果中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果的LM檢驗(yàn)值為22.7734，對應(yīng)的p值為0.003，即在1%的水平下拒絕了零假設(shè)，這也就意味著在1%的水平下本文認(rèn)為我國通貨膨脹與外匯儲備之間確實(shí)存在經(jīng)濟(jì)增長的門限效應(yīng)。通貨膨脹門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果的LM檢驗(yàn)值為21.8614，對應(yīng)的p值為0.008，即在1%的水平下拒絕了零假設(shè)，這也就意味著在1%的水平下本文認(rèn)為當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于高速增長時(shí)期時(shí)，我國通貨膨脹與外匯儲備之間確實(shí)存在通貨膨脹的門限效應(yīng)。此外，表2還給出了相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長的門限值為9.0929%，通貨膨脹的門限值為3.2421%。

接下來，本文給出了檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長門限效應(yīng)是否存在的統(tǒng)計(jì)量的圖像與95%的置信區(qū)間的圖像。圖1是檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長門限效應(yīng)是否存在的統(tǒng)計(jì)量圖像，圖2是經(jīng)濟(jì)增長的95%的置信區(qū)間的圖像。圖3是檢驗(yàn)通貨膨脹門限效應(yīng)是否存在的統(tǒng)計(jì)量圖像，圖4是通貨膨脹的95%的置信區(qū)間的圖像。圖中，實(shí)線分別表示的是經(jīng)濟(jì)增長率與通貨膨脹率的標(biāo)準(zhǔn)化似然比序列，虛線分別表示的是經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹的95%的置信區(qū)間。從圖2中可以看出，經(jīng)濟(jì)增長的門限估計(jì)值使得標(biāo)準(zhǔn)化似然比序列達(dá)到了最小，此時(shí)對應(yīng)的經(jīng)濟(jì)增長率的門限估計(jì)值為0.09029。進(jìn)一步從圖2中可以看出，虛線下方的實(shí)線部分表示的是經(jīng)濟(jì)增長率95%的置信區(qū)間，通過計(jì)算本文可以得到經(jīng)濟(jì)增長率的95%的置信區(qū)間為г*=[0.085368，0.092743]。同樣，根據(jù)圖4的顯示，本文計(jì)算出通貨膨脹率的95%的置信區(qū)間為г*=[0.031425，0.032681]。這樣的結(jié)果表明，本文有充分的證據(jù)來證明在原先的樣本區(qū)間內(nèi)我國通貨膨脹與外匯儲備增長之間確實(shí)可以通過經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹進(jìn)行區(qū)制劃分，這也充分證明了本文關(guān)于我國通貨膨脹與外

本文接下來將針對我國外匯儲備對于通貨膨脹的作用機(jī)制進(jìn)行深入分析，并依據(jù)經(jīng)濟(jì)增長將樣本進(jìn)行了第一次樣本分割，并分別在總樣本與三個(gè)子樣本中進(jìn)行最小二乘回歸，這樣處理是為了便于比較分析不考慮門限效應(yīng)與考慮門限效應(yīng)時(shí)我國通貨膨脹與外匯儲備關(guān)聯(lián)性之間的差異。具體的估計(jì)結(jié)果由表3給出。

從表3的估計(jì)結(jié)果中可以看出，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機(jī)制在不同的經(jīng)濟(jì)增長區(qū)制與通貨膨脹區(qū)制內(nèi)是大相徑庭的。當(dāng)不考慮經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹的門限效應(yīng)時(shí)，外匯儲備對于通貨膨脹的貢獻(xiàn)度為0.0582，表明外匯儲備同比增長率每上升1%，便會引起通貨膨脹率上升0.0582%。此時(shí)，整個(gè)模型的R2為0.7431，擬合程度較為理想?？梢钥闯?，在全樣本范圍內(nèi)，我國的通貨膨脹與外匯儲備之間呈現(xiàn)出一種正向相關(guān)關(guān)聯(lián)，這與從盧卡斯總供給模型推導(dǎo)出的通貨膨脹率與外匯儲備增長率之間的相互關(guān)聯(lián)是吻合的。當(dāng)考慮到經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹的門限效應(yīng)時(shí)，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機(jī)制發(fā)生了很大的變化。

1.針對區(qū)制1的情況，可以從表3的結(jié)果中看出，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機(jī)制發(fā)生了顯著的變化。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長率小于門限值時(shí)，無論是外匯儲備對于通貨膨脹的系數(shù)-0.0061，還是整個(gè)樣本的擬合程度R2為O.0993均不顯著，這表明當(dāng)經(jīng)濟(jì)處于緊縮期時(shí)，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機(jī)制是十分不顯著的，此時(shí)外匯儲備對于通貨膨脹不再具有拉動效應(yīng)。

2.針對區(qū)制2的情況，當(dāng)我國處于高速經(jīng)濟(jì)增長、低通貨膨脹的理想經(jīng)濟(jì)階段時(shí)，外匯儲備對于我國的通貨膨脹同樣不存在顯著的拉升效應(yīng)，這表明當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)增速較高、通貨膨脹較低時(shí)，我國外匯儲備增長率對于通貨膨脹的貢獻(xiàn)程度是較小的，此時(shí)我國的通貨膨脹成因主要來自于其他方面，從盧卡斯總供給模型推導(dǎo)出的通貨膨脹率與外匯儲備增長率之間的相互關(guān)聯(lián)不再適用于我國經(jīng)濟(jì)的實(shí)際狀況。

3.針對區(qū)制3的狀況，當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)處于高速增長階段、高通貨膨脹時(shí)，外匯儲備對于通貨膨脹具有顯著的拉動效應(yīng)，外匯儲備與通貨膨脹之間的系數(shù)為0.0986，與之前全樣本以及區(qū)制1與區(qū)制2外匯儲備對于通貨膨脹的系數(shù)表現(xiàn)出顯著的提升。以2011年第二季度為例，我國外匯儲備增長率為26.7285%，通貨膨脹率為5.7105%，而通貨膨脹率中有2.6354%是來自于外匯儲備的增加，因此外匯儲備的增加對當(dāng)期實(shí)際通貨膨脹的貢獻(xiàn)程度高達(dá)46.2%。

以上數(shù)據(jù)表明，當(dāng)我國處于高速經(jīng)濟(jì)增長、高通貨膨脹時(shí)期，我國的通貨膨脹主要來源于外匯儲備增長率，是典型的國際輸入型通貨膨脹，外匯儲備的增加促使貨幣當(dāng)局過量發(fā)行貨幣進(jìn)而導(dǎo)致了較為顯著的通貨膨脹。而此時(shí)，貨幣當(dāng)局通過調(diào)節(jié)外匯儲備來實(shí)現(xiàn)對通貨膨脹的控制與管理是十分有效的。

圖5給出了我國自1995-2015年的通貨膨脹與外匯儲備的走勢。

1.從圖5中可以清晰地看出，總體上我國通貨膨脹率與外匯儲備增長率保持了同向的變動，表明在全樣本范圍內(nèi)從盧卡斯總供給模型推導(dǎo)出的通貨膨脹率與外匯儲備增長率之間的相互關(guān)聯(lián)是吻合的。

2.本文發(fā)現(xiàn)當(dāng)我國處于高增長、高通脹的區(qū)制內(nèi)時(shí)，我國的外匯儲備與通貨膨脹均處于相鄰時(shí)期內(nèi)的較高水平，并且二者走勢趨于一致，表明我國外匯儲備與通貨膨脹之間存在高度的正向相關(guān)關(guān)聯(lián)，此時(shí)我國較高的通貨膨脹率大部分來自于外匯儲備的增長，屬于典型的國際輸入型通貨膨脹。

3.從圖5中還發(fā)現(xiàn)，1998-2002年以及2012年之后，我國進(jìn)入了低速增長時(shí)期，這兩段時(shí)期外匯儲備增速的走勢與通貨膨脹率的變動趨勢產(chǎn)生了顯著的差異，表明當(dāng)我國處于低速增

通過分析發(fā)現(xiàn)，在我國1998-2002年期間，我國經(jīng)濟(jì)增長大幅度下滑，隨之而來的是我國出現(xiàn)了輕微的通貨緊縮局面，這主要是受東南亞金融危機(jī)的影響。我國政府為了保證香港外匯市場以及資本市場的穩(wěn)定，斥資1000億港元平準(zhǔn)基金采取了救市行動。這使得我國外匯儲備增速在短期內(nèi)急劇下降，并導(dǎo)致外匯儲備對通貨膨脹的影響方向也發(fā)生了相應(yīng)改變，此時(shí)，通貨膨脹與外匯儲備間的作用機(jī)制與固定系數(shù)“盧卡斯總供給方程”的描述相悖。具體表現(xiàn)為：外匯儲備增速的下降對于通貨膨脹率不再具有顯著的影響，這兩者之間不存在任何顯著的相關(guān)關(guān)聯(lián)。這主要是因?yàn)椋和鈪R儲備的負(fù)增長會顯著降低一國對國際金融風(fēng)險(xiǎn)的抵御能力，同時(shí)使我國的國際購買力水平下降，這會引起短期內(nèi)的供給不足，造成通貨膨脹率不再與外匯儲備增速同方向的變動，這兩者之間便不存在顯著的相關(guān)關(guān)聯(lián)。東南亞金融危機(jī)平復(fù)后，外匯儲備對通貨膨脹的正向影響效應(yīng)穩(wěn)步上升，形成了持續(xù)增強(qiáng)的拉動效應(yīng)。然而，在2008年美國次貸危機(jī)爆發(fā)過后，我國外匯儲備增速與通貨膨脹之間的依存機(jī)制再度發(fā)生轉(zhuǎn)變，尤其是在2012年之后，外匯儲備增速大幅度下降，而通貨膨脹率的變動則較為平穩(wěn)。這些事實(shí)表明我國經(jīng)濟(jì)在遭遇外部沖擊時(shí)，外匯儲備增長對于通貨膨脹的作用機(jī)制發(fā)生了顯著的改變。通過以上分析本文認(rèn)為，我國當(dāng)前面臨著產(chǎn)能過剩的不利局面，屬于典型的需求約束型經(jīng)濟(jì)，而外匯儲備的下降不會對于我國當(dāng)前持續(xù)低水平的通貨膨脹產(chǎn)生顯著的下拉效應(yīng)。因此，我們應(yīng)理性看待當(dāng)前央行的結(jié)構(gòu)性減儲行為，不必過分擔(dān)心央行的結(jié)構(gòu)性減儲行為對于我國當(dāng)前通貨膨脹收縮局面所產(chǎn)生的不利影響。

四、結(jié)論

本文選取我國1995年第一季度至2015年第三季度的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，深入研究了我國通貨膨脹與外匯儲備之間的非線性關(guān)聯(lián)，主要得出以下幾方面的結(jié)論。首先，在全樣本范圍內(nèi)，外匯儲備增長率能夠?qū)е峦ㄘ浥蛎浰降奶嵘?，表明由盧卡斯總供給模型所推出的通貨膨脹與外匯儲備增長率之間的相互關(guān)系與我國實(shí)際的經(jīng)濟(jì)運(yùn)行狀況是高度吻合的。其次，我國通貨膨脹與外匯儲備之間存在顯著的經(jīng)濟(jì)增長門限效應(yīng)。具體而言，當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)高速增長時(shí)外匯儲備增長率對于通貨膨脹的貢獻(xiàn)程度要顯著高于不考慮經(jīng)濟(jì)增長門限效應(yīng)與經(jīng)濟(jì)低速增長時(shí)外匯儲備增長率對通貨膨脹的貢獻(xiàn)程度，這表明當(dāng)我國處于高速經(jīng)濟(jì)增長時(shí)我國的通貨膨脹主要是國際輸入型通貨膨脹，外匯儲備的增加促使貨幣當(dāng)局過量發(fā)行貨幣進(jìn)而導(dǎo)致了較為顯著的通貨膨脹，此時(shí)，貨幣當(dāng)局通過調(diào)節(jié)外匯儲備來實(shí)現(xiàn)對于通貨膨脹的控制與管理是十分有效的。但是當(dāng)我國經(jīng)濟(jì)低速增長時(shí)，外匯儲備增長率對于通貨膨脹的作用機(jī)制發(fā)生了顯著的變化，外匯儲備增長率與通貨膨脹之間不存在任何顯著的相關(guān)關(guān)聯(lián)。最后，當(dāng)我國處于高速經(jīng)濟(jì)增長時(shí)期，我國通貨膨脹與外匯儲備之間存在顯著的通貨膨脹門限效應(yīng)。具體而言，當(dāng)我國通貨膨脹水平較高時(shí)，外匯儲備增長率對于通貨膨脹的影響要顯著高于通貨膨脹水平較低時(shí)外匯儲備增長率對于通貨膨脹的影響，較高的通貨膨脹主要是來自于外匯儲備的增長，即外匯儲備的增加促使貨幣當(dāng)局過量發(fā)行貨幣進(jìn)而提升通貨膨脹水平；但是當(dāng)通貨膨脹水平較低時(shí)，外匯儲備增長率對于通貨膨脹的作用機(jī)制不再顯著。

我國現(xiàn)階段外匯儲備下降的趨勢已然形成。隨著經(jīng)濟(jì)全球化的加深，人民幣國際化進(jìn)程也在不斷加快，我國對他國儲備貨幣的需求將會大幅下降。同時(shí)，全球資本配置格局也出現(xiàn)了新變化：外國直接投資和國際游資都將出現(xiàn)凈流出狀態(tài)，從而帶動我國外匯儲備凈額持續(xù)下降。在外匯儲備大幅度減少的情況下，外界開始擔(dān)心中國要為人民幣匯率的穩(wěn)定和遏制外資出逃付出巨大的代價(jià)，并且認(rèn)為外匯儲備的持續(xù)下降是導(dǎo)致我國現(xiàn)階段經(jīng)濟(jì)增速下滑、通貨膨脹收縮的主要原因。但是通過本文的研究結(jié)果可以看出，外匯儲備的持續(xù)性下降對我國當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增速下滑、通貨膨脹收縮的影響仍處于可控范圍。事實(shí)上，無論中國外匯儲備減少的趨勢是否持續(xù)，我國外匯儲備的規(guī)模都足以保障當(dāng)前國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)運(yùn)行以及人民幣匯率的相對穩(wěn)定。

第4篇：通貨膨脹的特征范文

關(guān)鍵詞： 通脹慣性；通貨膨脹的波動性; 杠桿效應(yīng); CPI

中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號：1003-7217(2012)02-0008-06

一、引 言

由于通貨膨脹對宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和金融市場發(fā)展都有重要影響，因此，國內(nèi)外學(xué)者對它進(jìn)行了廣泛研究，得出一系列成果。蔡純（2010）利用條件異方差模型分析了2007年次債危機(jī)以來主要大宗商品價(jià)格變動情況，研究表明不同商品期貨市場的有效性略有差異，主要商品收益波動均具有積聚效應(yīng)與杠桿效應(yīng)［1］。張成思（2008）分析了1980~2007年中國通貨膨脹情況，研究表明在低通脹環(huán)境下我國通貨膨脹仍然呈現(xiàn)相當(dāng)高的慣性特征［2］。李敏、王相寧（2008）研究了1987~2008年我國通貨膨脹率的動態(tài)波動路徑，研究結(jié)果表明我國的通脹慣性在低通脹區(qū)制時(shí)弱，在溫和、高通脹區(qū)制時(shí)強(qiáng)［3］。艾慧（2010）認(rèn)為通貨膨脹理論的核心部分是傳導(dǎo)機(jī)制，而治理通脹的根本途徑是采取措施調(diào)控貨幣需求和削弱通脹預(yù)期的影響，以改變微觀主體行為［4］。

Fuhrer，Jeffrey（1995）研究認(rèn)為，通貨膨脹慣性強(qiáng)與弱對貨幣政策的滯后效果有決定性的影響［5］。

Engle（1982）提出ARCH 模型，并且認(rèn)為該模型集中反映了金融數(shù)據(jù)時(shí)間序列方差波動特點(diǎn)［6］。Bollerslev（1986）證明廣義自回歸條件異方差模型，即GARCH 族模型能夠更好地刻畫收益序列殘差項(xiàng)的異方差性［7］。Nelson，Daniel （1991），Black（1976）從理論和經(jīng)驗(yàn)兩方面闡明了利好消息與利空消息對股市的不對稱影響［8，9］。Nelson，Daniel（1991）也首次提出了非對稱波動性的EGARCH 模型［9］。Engle（1993）比較了允許利好消息和利壞消息對未來的波動性有不同影響的非對稱波動性模型［10］。

雖然國內(nèi)外學(xué)者就通貨膨脹的形成、慣性、演化機(jī)制等問題從不同側(cè)面和角度進(jìn)行了有成效的研究，但是這些研究在整體上缺乏對通貨膨脹特征的關(guān)注，而這個(gè)問題對幫助貨幣當(dāng)局就通貨膨脹治理建立一個(gè)理性的期望、選擇有效的政策著力點(diǎn)是至關(guān)重要的。為此，本文在借鑒上述研究的基礎(chǔ)上，擬采用條件異方差模型結(jié)合我國1994年1月~2009年12月的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對中國通貨膨脹的動態(tài)演化特征情況進(jìn)行研究，以期揭示中國通貨膨脹的演化機(jī)制及其內(nèi)在規(guī)律并提出相應(yīng)的政策建議。

二、模型的選擇與分析思路

1.ARMA模型。ARMA（p,q)表達(dá)式為:

ut=c+∑pi=1φiut－1+εt+∑qj=1θjεt－j（1）

其中ut為平穩(wěn)時(shí)間序列，ut－1為滯后隨機(jī)變量，誤差項(xiàng)εt為白噪聲，c為常數(shù)項(xiàng)，φi、θj為參數(shù)。

2.ARCH模型。ARCH（p)條件方差函數(shù)為：

σ2t=ω+∑pi=1αiu2t－j（2）

ARCH模型通過對過去p期非預(yù)期回報(bào)ut的平方的方差的移動平均來捕獲回報(bào)序列的條件異方差。該模型是由Engel于1982提出。

3.GARCH模型。GARCH(p,q)表達(dá)式為:

εt=σtet et～i.i.d.N(0,1)

σ2t=ω+∑qj=1βjσ2t－j+∑pi=1αiu2t－j（3）

其中σ2t=E(u2tFt－1)，F(xiàn)t－1為t時(shí)刻以前的全部信息。當(dāng)q=0時(shí)，GARCH模型即為ARCH(P)模型。GARCH(p，q)過程是平穩(wěn)過程的充要條件是α(1)+β(1)＜1，當(dāng)p=q=1，α(1)+β(1)=1時(shí)，GARCH(1，1)即轉(zhuǎn)化為IGARCH(1，1)模型。

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

4.TARCH模型。其條件方差方程表達(dá)式為：

σ2t=ω+∑qj=1βjσ2t－j+∑pi=1αiu2t－j+

∑rk=1γku2t－kI－t－k（4）

當(dāng)ut＜0時(shí)，I－t=1，說明壞消息有一個(gè)更大的沖擊，即(αt+γt)倍的沖擊；ut>0時(shí)，I－t=0，說明好消息的沖擊要小，只有αt倍；當(dāng)γk＜0時(shí)，則表明市場對壞消息的反應(yīng)更強(qiáng)。該模型是由Zakoian于1990年提出。

5.EGARCH模型。其條件方差方程表達(dá)式為：

log(σ2t)=ω+∑qj=1βjlog (σ2t－j)+

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

等式左邊是條件方差的對數(shù)，說明杠桿影響是指數(shù)的，該模型是由Nelson于1991年提出的。當(dāng)γk＜0并且通過顯著性檢驗(yàn)，則表明市場存在非對稱效應(yīng)，即杠桿效應(yīng)。

首先,把CPI指數(shù)隨時(shí)間推移而形成的數(shù)據(jù)序列看作是一個(gè)隨機(jī)序列，利用ARMA模型可以挖掘CPI指數(shù)序列自身變動規(guī)律。其次,把CPI指數(shù)序列看成一個(gè)均值為零，方差隨時(shí)間變化的正態(tài)分布，利用ARCH模型可以把CPI指數(shù)序列的波動集群性表現(xiàn)出來。然后,利用GARCH模型可以反映出CPI指數(shù)序列的長期記憶性質(zhì)。最后,利用TARCH、EARCH模型可以把好、壞消息對CPI指數(shù)序列影響的非對稱效應(yīng)表現(xiàn)出來。

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐(雙月刊)2012年第2期2012年第2期(總第176期)王祥兵，嚴(yán)廣樂等：中國通貨膨脹的波動性與杠桿效應(yīng)研究基于條件異方差模型的實(shí)證分析

三、中國通貨膨脹特征的實(shí)證分析

1.樣本選取與數(shù)據(jù)處理。

本文數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站所公布月度數(shù)據(jù)，樣本選自1994年1月~2009年12月的月度CPI指數(shù)，樣本容量192個(gè)。以Y代表CPI月度指數(shù)，先采用X-12方法對Y進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，調(diào)整后數(shù)據(jù)減去100記作X，對X一階差分記作DX。文中所用工具為Eviews6.0.

表1中的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，序列X有尖峰厚尾的分布特征(序列呈現(xiàn)偏態(tài)、峰度系數(shù)大于3)，Jarque-Bera檢驗(yàn)顯示非正態(tài)性，這些初步表明，序列X可能存在ARCH現(xiàn)象。

3.X序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。

如果采用非平穩(wěn)序列來建立各種統(tǒng)計(jì)模型，就會出現(xiàn)虛假回歸問題，因此，在進(jìn)行ARCH、GARCH等效應(yīng)檢驗(yàn)之前，需要對X、DX序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（見表2），本文采用的方法為擴(kuò)大的迪克-福勒檢驗(yàn)(ADF檢驗(yàn))。

由表2可知：在顯著性水平為1%的條件下，序列X的ADF 檢驗(yàn)值大于相應(yīng)的臨界值，說明序列X是非平穩(wěn)；而序列DX通過檢驗(yàn)，拒絕存在單位根的原假設(shè)，說明DX序列是平穩(wěn)的，從而序列X是一階單整的，即是I(1)，ADF檢驗(yàn)法有效。

4.建立ARMA模型。

DX時(shí)間序列是平穩(wěn)的，因而建立ARMA模型是合適的。考慮建立ARMA(1，1)、AR(1，12)、AR(1)、MA (1)模型。通過計(jì)算和比較四個(gè)模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)模型AR(1，12)的值較?。ㄒ姳?），根據(jù)AIC準(zhǔn)則，以及DX時(shí)間序列的自相關(guān)、偏相關(guān)函數(shù)分析圖，初步確定建立以下方程：

DXt=α1DXt－1+α12DXt－12+εt（6）

借助于Eviews6.0軟件，可得序列DX 擬合的函數(shù)表達(dá)式為:

DXt=0.3581DXt－1－0.289DXt－12+εt

T-Statistic (5.403) (-4.585)

R2=0.1975 DW=2.083

以上模型表明：

(1)序列DX的均值方程有滯后期為12的滯后項(xiàng)，這表明我國的CPI指數(shù)的當(dāng)前走勢對未來一年的CPI指數(shù)走勢都會產(chǎn)生影響。

(2)本模型的計(jì)量結(jié)果也說明我國的通貨膨脹一旦受到外部沖擊偏離預(yù)期目標(biāo)，通常一般需要一年或更長時(shí)間才能返回到預(yù)期水平。

(3)由于序列DX的均值方程有滯后期為12的滯后項(xiàng)，表明我國的通貨膨脹影響持續(xù)的時(shí)間很長，通貨膨脹對政策變化的反應(yīng)速度較慢，即我國的通脹慣性很強(qiáng)，因而在這種情況下，我國的貨幣政策的效果必然存在著極大的滯后效應(yīng)。

5.ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)。

圖1是DX的殘差圖，觀察DX的殘差圖可以初步判斷有波動集現(xiàn)象存在于序列DX中: 較大或較小幅度的波動后會相應(yīng)地緊隨著較大或較小幅度的波動，這說明誤差項(xiàng)可能具有條件異方差性。對序列DX的回歸方程殘差序列進(jìn)行滯后階數(shù)為1的ARCH-LM檢驗(yàn)。F統(tǒng)計(jì)量值為5.354，R2值為0.0295，其中：

F=5.354＞F0.05(1,178－1－1)=3.84

LM=TR2=178×0.0295

=5.255＞x20.05(1)=3.841

F和LM統(tǒng)計(jì)量所對應(yīng)的概率值都小于0.05，可知F和LM的值都落在相應(yīng)臨界值的右邊，因此拒絕原假設(shè)，說明DX殘差的平方序列存在1階自相關(guān)，即DX的回歸方程殘差序列存在ARCH效應(yīng)。如果對DX的回歸方程殘差序列進(jìn)行滯后階數(shù)為12的ARCH-LM檢驗(yàn)，序列DX也可通過檢驗(yàn)，說明序列DX存在高階ARCH效應(yīng)（GARCH效應(yīng)），于是考慮建立GARCH模型。

6.建立GARCH模型。

由于序列DX的回歸方程殘差序列存在高階的ARCH效應(yīng)，可對序列DX建GARCH(1，1)、IGARCH(1，1)模型。通過計(jì)算和比較兩個(gè)模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)IGARCH(1，1)的值較?。ㄒ姳?），根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，可對序列DX建立如下IGARCH(1，1)模型：

均值方程：

DXt=0.3927DXt－1－0.3052DXt－12+εt

Z-Statistic (9.358) (-7.252)

方差方程：

2t=－0.03082t－1+1.03082t－1

Z-Statistic (-36.87) (1233.513)

R2=0.196對數(shù)似然值=-171.75

AIC=1.95 SC=2.006

以上模型表明：

(1)序列DX的方差方程中也有滯后項(xiàng)，進(jìn)一步表明中國CPI指數(shù)的當(dāng)前走勢會對未來的走勢產(chǎn)生影響。這種信息沒有及時(shí)被市場獲取，反映在當(dāng)期的DX序列中，符合本文的自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，DX序列的自相關(guān)性也很強(qiáng)。

(2) 序列DX的方差方程中:α+β=1，表明在經(jīng)濟(jì)開放和轉(zhuǎn)型條件下，外部經(jīng)濟(jì)沖擊對中國CPI指數(shù)有持續(xù)的影響，并且沖擊對條件方差也產(chǎn)生持久影響。

(3)運(yùn)用IGARCH(1，1)模型后，再對方程進(jìn)行ARCH－LM檢驗(yàn)已經(jīng)不再顯著。

7.非對稱ARCH模型的建立。

中國的通貨膨脹不僅具有波動集群性，而且具有非對稱性，即杠桿效應(yīng)。下面通過建立非對稱的GARCH模型的進(jìn)行實(shí)證研究。利用Eviews6.0軟件進(jìn)行估計(jì)可得序列DX 的TARCH、EGARCH模型。通過計(jì)算和比較兩個(gè)模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)模型EARCH(1，1)的值較?。ㄒ姳?），為有效說明中國的通貨膨脹的非對稱性，根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，可對序列DX建立如下EGARCH(1，1)模型：

均值方程：

DXt=0.4308DXt－1－0.3231DXt－12+εt

Z-Statistic (7.012) (-7.053)

方差方程：

ln (2t)=－1.568+0.591t－1t－1－

Z-Statistic (-6.534) (2.959)

0.231(t－1t－1)－0.203ln (2t－1)

(2.015) (-0.793)

R2=0.191對數(shù)似然值=-168.21

AIC=1.946S C=2.053

以上模型表明：

(1)序列DX的方差方程中杠桿效應(yīng)項(xiàng)γ=－0.231，且顯著不等于零，說明中國的通貨膨脹的具有顯著非對稱性效應(yīng)。

(2)序列DX的方差方程中α=0.591，當(dāng)ut－1>0時(shí)，該信息沖擊的條件方差的對數(shù)有一個(gè)0.591+(－0.231)=0.36倍的沖擊；當(dāng)ut－1＜0時(shí)，它給條件方差的對數(shù)帶來一個(gè)0.591+(－0.231)×(－1)=0.822倍的沖擊。

(3)對于序列DX，負(fù)的沖擊（使物價(jià)上漲的因素）所產(chǎn)生的波動性要遠(yuǎn)大于正的沖擊（使物價(jià)下降的因素）的波動性。

四、實(shí)證結(jié)果的分析及其經(jīng)濟(jì)機(jī)制

由于宏觀總量總是由微觀個(gè)量組成，因而宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象不可能離開其微觀基礎(chǔ)而存在，對宏觀貨幣經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的調(diào)控也必然要依賴于其現(xiàn)實(shí)的微觀基礎(chǔ)和制度條件?；诖?，下面將從理論分析視角討論中國通貨膨脹特征的微觀機(jī)制和政策價(jià)值。

1.通脹慣性。在以上的AR(1，12)、IGARCH(1，1)、EGARCH(1，1)模型中，均值方程、方差方程中都含有滯后項(xiàng)，特別是均值方程有滯后12期的滯后項(xiàng)，這說明中國CPI指數(shù)的當(dāng)前走勢對未來的走勢會產(chǎn)生影響。因而我國居民的通貨膨脹預(yù)期受實(shí)際通貨膨脹及其滯后序列的影響較大。當(dāng)期實(shí)際通貨膨脹的波動會對下一期的通貨膨脹預(yù)期產(chǎn)生正的影響，且這種影響會持續(xù)1年左右的時(shí)間，即消費(fèi)者在形成通貨膨脹預(yù)期時(shí)，會考慮一年以來的通貨膨脹歷史情況。模型AR(1，12)的計(jì)量結(jié)果也說明，我國的通貨膨脹有很強(qiáng)慣性特征①。由于我國物價(jià)指數(shù)序列DX的均值方程有滯后期為12的滯后項(xiàng)，說明我國的通貨膨脹影響持續(xù)的時(shí)間很長，通貨膨脹慣性很強(qiáng)，即通貨膨脹對政策變化的反應(yīng)速度較慢，在這種情況下，我國的貨幣政策的效果必然存在著極大的滯后效應(yīng)。因而我國貨幣當(dāng)局在進(jìn)行反通貨膨脹的貨幣政策時(shí)，應(yīng)充分考慮我國通脹慣性強(qiáng)的特征，對通貨膨脹抬頭趨勢的適度警覺，以應(yīng)對強(qiáng)通脹慣性環(huán)境下的貨幣政策滯后效應(yīng)［2］。

2.波動集群性。

在IGARCH(1，1) 方差方程中，β表示系統(tǒng)波動的記憶性， β越大說明系統(tǒng)記憶性越強(qiáng)，當(dāng)β為正則說明系統(tǒng)會通過非線性機(jī)制放大其前期的波動；α表示系統(tǒng)外部沖擊對系統(tǒng)波動的影響，當(dāng)α為正且較大時(shí),表明外部沖擊對波動影響較大，而當(dāng)α為負(fù),表明外部沖擊有助于系統(tǒng)穩(wěn)定；(α+β)表示通脹波動的持續(xù)性，當(dāng)(α+β)＜0，則說明模型收斂，波動對條件方差的影響有限；如果(α+β)=1,則說明外部沖擊對條件方差影響持久［11］。根據(jù)IGARCH(1，1)模型對中國通貨膨脹的估計(jì)，β=-1.0308＞1, 這表明我國經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有放大其前期價(jià)格波動特性，因而我國價(jià)格系統(tǒng)運(yùn)行不具有自穩(wěn)定功能，僅依靠市場的力量難以達(dá)到價(jià)格穩(wěn)定，必須依靠非市場的政策干預(yù)才能實(shí)現(xiàn)中國價(jià)格系統(tǒng)的平穩(wěn)運(yùn)行，這也說明經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和開放條件下的中國市場經(jīng)濟(jì)還不是很成熟，不具有內(nèi)生最優(yōu)演化性［11］。其次α=-0.0308＜0，說明我國經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中前期外部沖擊能降低本期通脹波動，因而我國的經(jīng)濟(jì)干預(yù)政策具有穩(wěn)定價(jià)格系統(tǒng)運(yùn)行功能，這也從實(shí)證上說明我國相關(guān)經(jīng)濟(jì)政策的有效性，為我國政府的經(jīng)濟(jì)干預(yù)提供理論和實(shí)證依據(jù)。同時(shí)我國通貨膨脹波動的持續(xù)性(α+β)=1,表明外部經(jīng)濟(jì)沖擊對價(jià)格波動產(chǎn)生了持久影響，這與我國通貨膨脹慣性較長特征一致。

3.杠桿效應(yīng)。

在EGARCH(1，1)中，在方差方程中的系數(shù)γ顯著異于0，且為負(fù)值，反映了中國通貨膨脹波動的杠桿效應(yīng)。負(fù)的γ值表明負(fù)的沖擊（即使物價(jià)上漲的因素）和正的沖擊（即使物價(jià)下降的因素）對市場價(jià)格產(chǎn)生影響是不對稱的，負(fù)沖擊(0.822倍)對市場價(jià)格的影響往往要比相同規(guī)模的正沖擊(0.36倍)強(qiáng)烈多。這種杠桿效應(yīng)主要?dú)w咎于市場客體的心里預(yù)期即通貨膨脹預(yù)期。其過程一般包括以下三個(gè)方面:（1）消費(fèi)決策。當(dāng)消費(fèi)者形成通脹預(yù)期時(shí)，為了保值增值，他們會增加耐用消費(fèi)品或可增值的金融產(chǎn)品，從而使貨幣需求減少、貨幣超常供給。（2）企業(yè)投資決策。通脹預(yù)期下，企業(yè)的投資成本降低，在短期內(nèi)，由于企業(yè)投資的增加將導(dǎo)致總需求增加，從而通脹壓力進(jìn)一步加大。（3）生產(chǎn)要素供需環(huán)節(jié)。當(dāng)生產(chǎn)要素供給者通脹預(yù)期形成時(shí)，在簽約時(shí)供給者會提高生產(chǎn)要素的報(bào)酬率，當(dāng)生產(chǎn)要素需求者同意提高時(shí)，被提高的生產(chǎn)要素的報(bào)酬率部分會通過生產(chǎn)轉(zhuǎn)嫁到產(chǎn)品價(jià)格中，從而形成下一輪的成本推動型通脹；當(dāng)生產(chǎn)要素需求者不同意提高時(shí)，要素需求者減少生產(chǎn)要素的購買，導(dǎo)致總供給減少，這也會使新的通脹壓力形成。當(dāng)通脹預(yù)期一旦形成，上述三種途徑就會疊加成為新一輪物價(jià)上漲的非均衡力量，從而產(chǎn)生更強(qiáng)大的通脹壓力，導(dǎo)致物價(jià)上漲的“羊群負(fù)效應(yīng)”。而一旦市場價(jià)格下降時(shí)，由于市場客體的通貨膨脹預(yù)期的粘性和市場價(jià)格的粘性，則會使市場價(jià)格向下的趨勢變得平緩的多。因此，中國通貨膨脹的杠桿效應(yīng)較為明顯。

五、結(jié)論與政策建議

以上研究表明，我國通貨膨脹具有波動集群性、通脹慣性強(qiáng)、杠桿效應(yīng)等特征。

波動集群性特征說明外部經(jīng)濟(jì)沖擊對我國價(jià)格波動影響持久，并且經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)自身會放大其前期的波動，因而經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不可能依靠市場的力量達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)，只有靠外部力量的政策干預(yù)才能實(shí)現(xiàn)中國價(jià)格系統(tǒng)的平穩(wěn)運(yùn)行，這也說明中國貨幣當(dāng)局進(jìn)行政策干預(yù)價(jià)格波動的必要性和重要性。通脹慣性強(qiáng)的特征說明我國通貨膨脹對其治理政策變化的反應(yīng)速度較慢，貨幣當(dāng)局必須保持對通貨膨脹抬頭趨勢的適度警覺，加強(qiáng)對貨幣政策時(shí)滯的管理，以減少貨幣政策滯后效應(yīng)。杠桿效應(yīng)說明通脹預(yù)期對物價(jià)上漲的“羊群負(fù)效應(yīng)”起著很重要的推動作用，因而在物價(jià)上漲時(shí)，我國公眾的通脹預(yù)期并非完全理性，貨幣當(dāng)局應(yīng)該加強(qiáng)通脹預(yù)期管理和積極引導(dǎo)公眾形成良好的、穩(wěn)定的通脹預(yù)期，前瞻性地做好宏觀微調(diào)準(zhǔn)備，以減少高通脹預(yù)期對宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和貨幣政策傳導(dǎo)的的影響。通過對中國通貨膨脹特征分析，可以看出中國通貨膨脹特征有深刻政策含義，對通貨膨脹治理、通脹預(yù)期管理、貨幣政策安排等都具有相當(dāng)重要的指導(dǎo)意義和價(jià)值：

1.我國通脹慣性強(qiáng)的特征要求增強(qiáng)貨幣政策的前瞻性，減少貨幣政策滯后效應(yīng)。措施如下：首先，應(yīng)提高貨幣政策的時(shí)效性、增強(qiáng)貨幣政策的彈性和靈活性，減少貨幣政策沖擊對產(chǎn)出的滯后性。其次,要根據(jù)經(jīng)濟(jì)形勢的演化，適當(dāng)控制貨幣供給增長率，減少流動性，同時(shí)要合理搭配其他政策工具降低通貨膨脹受貨幣供給量的顯著滯后影響。最后,提高中央銀行的獨(dú)立性，縮短貨幣政策內(nèi)部決策時(shí)滯；提高微觀經(jīng)濟(jì)主體的敏感性，防止貨幣政策被扭曲，縮短貨幣政策外部時(shí)滯。

2.杠桿效應(yīng)說明公眾一旦形成了長期高通貨膨脹預(yù)期，政府就需要花大量精力去改變這種預(yù)期，而且宏觀經(jīng)濟(jì)還會面臨長期滯脹的風(fēng)險(xiǎn)。因而政府應(yīng)加強(qiáng)通脹預(yù)期管理，利用經(jīng)濟(jì)政策與措施影響遠(yuǎn)期，以期改變公眾通貨膨脹預(yù)期，讓公眾確信政府能解決通貨膨脹問題，以減少羊群負(fù)效應(yīng)。措施如下：首先,政府應(yīng)該加強(qiáng)各種信息和政策的披露和共享，增加政策的透明度和可信度、降低公眾獲取真實(shí)信息的成本、提高公眾信息的對稱性，從而正確引導(dǎo)和調(diào)整公眾的預(yù)期。其次,當(dāng)通貨膨脹出現(xiàn)時(shí)，各經(jīng)濟(jì)決策部門可以通過協(xié)同行動、多種政策協(xié)調(diào)操作協(xié)調(diào)來疏導(dǎo)公眾的通脹預(yù)期心理。

3.本輪通脹是從2010年7月份開始，2011年前四個(gè)月的CPI上漲是5.1，5月份達(dá)到5.5。本輪通脹是2008年11月以來較長時(shí)期貨幣供應(yīng)過多的直接結(jié)果，過多的貨幣供應(yīng)強(qiáng)化了中國經(jīng)濟(jì)的粗放擴(kuò)張，惡化了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，特別是最終消費(fèi)和居民消費(fèi)比例在2010年降到最低點(diǎn)，因而形成了強(qiáng)大的通貨膨脹壓力，同時(shí)產(chǎn)品成本增加積累以及國際市場大宗商品上漲進(jìn)一步強(qiáng)化了通脹壓力。中國通貨膨脹特征對本輪通脹治理的啟示：(1)政府較早承認(rèn)通貨膨脹的出現(xiàn)，確認(rèn)控制物價(jià)上漲是宏觀調(diào)控首要任務(wù)，這是一個(gè)強(qiáng)烈的信號，表明中國政府治理通脹的決心和信心，有利于疏導(dǎo)的公眾通脹預(yù)期心理。(2)本輪通貨膨脹率不斷攀升，主要因?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品，特別是食品價(jià)格上漲所導(dǎo)致的，也有房地產(chǎn)價(jià)格上漲因素。因而要治理中國的通貨膨脹，就應(yīng)針對這兩個(gè)最主要的源頭進(jìn)行，盡量平衡農(nóng)產(chǎn)品與房地產(chǎn)市場長期的供求。(3)由于通貨膨脹預(yù)期具有很強(qiáng)的自我實(shí)現(xiàn)性，政府可以通過動用農(nóng)產(chǎn)品的儲備和提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)力來降低通貨膨脹的預(yù)期；通過提供保值債權(quán)，顯示政府治理通貨膨脹的決心，改變公眾對通貨膨脹的預(yù)期。(4)政府應(yīng)為公眾提供可靠的防通脹工具，讓公眾不必通過購買商品來避風(fēng)險(xiǎn)；也可利用人民幣升值的優(yōu)勢和降低關(guān)稅來增加進(jìn)口，以增加預(yù)期的國內(nèi)供給，從而使低通脹自我實(shí)現(xiàn)。(5)貨幣當(dāng)局通過不斷提高商業(yè)銀行的法定存款準(zhǔn)確金率，可有效降低總體的流動性。到目前我國已經(jīng)出現(xiàn)16個(gè)月的實(shí)際存款利率是負(fù)的，這會導(dǎo)致中國商業(yè)銀行的存款流出，可以通過提高長期固定存款的利率，讓實(shí)際存款利率朝正向發(fā)展以減少存款的流出。

綜上所述，我國通貨膨脹治理過程必須充分考慮我國通貨膨脹特征的影響，在其治理政策的制定和實(shí)施中要密切關(guān)注我國通貨膨脹特征各關(guān)鍵因素變化，加強(qiáng)重要消費(fèi)品供求情況和價(jià)格的跟蹤與分析工作，及時(shí)采用調(diào)控措施消除那些與市場制度邏輯不一致的政策傳導(dǎo)條件以及對政策信號不能作出理性反應(yīng)的市場因素。只有這樣，才能穩(wěn)定價(jià)格水平，合理引導(dǎo)物價(jià)走勢，保持我國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)、快速的發(fā)展。

注釋:

①通脹慣性是指通貨膨脹在受到隨機(jī)擾動因素沖擊后偏離其均衡狀態(tài)的趨勢所持續(xù)的，因而通脹慣性的強(qiáng)弱決定了通貨膨脹對政策變化的反應(yīng)速度。

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

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

(Management school，Shanghai University of Science and Technology，Shanghai 200093，China )

第5篇：通貨膨脹的特征范文

關(guān)鍵詞：后金融危機(jī)；通貨膨脹；成因；對策

一、引言

2008年下半年后，全球金融危機(jī)開始爆發(fā)，為此世界各國的經(jīng)濟(jì)都陷入了低迷狀態(tài)。在經(jīng)濟(jì)全球一體化程度不斷加深、國內(nèi)市場與國際市場聯(lián)系更加密切、外匯儲備及外商直接投資不斷增加的背景下，為了保持我國的經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健、激勵(lì)經(jīng)濟(jì)增長，我國實(shí)施了積極的財(cái)政政策和適度寬松的貨幣政策，這些政策幫助我國抵御了金融危機(jī)、從而率先實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇。然而在經(jīng)濟(jì)逐漸改善的同時(shí)也引發(fā)了一些問題，當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)增速逐步放緩，但物價(jià)卻不斷上漲，誘發(fā)通貨膨脹的相干因素不斷積聚，并最終致使了最近一輪傳播范圍廣且延續(xù)時(shí)間長的通貨膨脹，如圖1所示我國2007年-2013年3月的通貨膨脹率，這就是后金融危機(jī)時(shí)代的通貨膨脹。惡性通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是具有破壞性的。為了使經(jīng)濟(jì)朝著健康穩(wěn)定的方向發(fā)展，我國要在溫和通貨膨脹時(shí)期采取一定措施防止通貨膨脹進(jìn)一步惡化，從而防范惡性通貨膨脹的發(fā)生。當(dāng)前我國通貨膨脹率在3%左右，正處于溫和通貨膨脹時(shí)期，因此深入研究后金融危機(jī)時(shí)代我國通貨膨脹的特殊成因具有重要意義。同時(shí)我國必須采取一定措施來解決在保持經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)控制物價(jià)上漲的問題。

二、通貨膨脹的理論研究

1.通貨膨脹定義查閱文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，關(guān)于通貨膨脹沒有明確統(tǒng)一的定義。西方經(jīng)濟(jì)學(xué)家對通貨膨脹的定義主要有三點(diǎn)：物價(jià)總水平的持續(xù)上漲、貨幣量的過度增長、生產(chǎn)成本增加；國內(nèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)家普遍認(rèn)為通貨膨脹是指在一定時(shí)期內(nèi)，一般物價(jià)水平持續(xù)上漲的過程。2.通貨膨脹度量一般來說，通貨膨脹可以用居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)、工業(yè)品出廠價(jià)格指數(shù)、商品零售價(jià)格指數(shù)、國內(nèi)生產(chǎn)總值GDP平減指數(shù)、原材料、燃料和動力購進(jìn)價(jià)格指數(shù)來度量。3.通貨膨脹成因通貨膨脹成因的理論一般包括：貨幣因素型；需求因素型；成本因素型；混合因素型；結(jié)構(gòu)因素型；輸入因素型；預(yù)期因素型。4.通貨膨脹程度劃分通貨膨脹按照程度可以劃分為溫和的通貨膨脹、奔騰的通貨膨脹、惡性的通貨膨脹。其中溫和的通貨膨脹是指年通貨膨脹率在3%~6%之間，普遍認(rèn)為溫和通貨膨脹是經(jīng)濟(jì)允許的、合理的通貨膨脹；奔騰通貨膨脹指在較長時(shí)期內(nèi)，物價(jià)水平出現(xiàn)較大幅度的持續(xù)上升，年通貨膨脹率一般在兩位數(shù)以上，甚至高達(dá)百分之幾十，一般認(rèn)為對經(jīng)濟(jì)發(fā)展是不利的；惡性的通貨膨脹是指月通貨膨脹率在50%以上的通貨膨脹，表現(xiàn)為貨幣購買力急劇下降，物價(jià)水平的上漲以加速度增長，許多經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為這對一個(gè)國家的政治、經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定是破壞性的，甚至還會現(xiàn)社會動蕩。

三、后金融危機(jī)時(shí)代我國通貨膨脹的狀況及特征

1.國際大宗商品價(jià)格傳導(dǎo)效應(yīng)增強(qiáng)國際農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格主要通過對期貨市場和一些貿(mào)易依存度高的農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格影響來影響我國國內(nèi)的價(jià)格。例如，在2010年7月后，國內(nèi)大連、鄭州的商品交易所的糧食期貨價(jià)格指數(shù)全面上漲，而這一定程度上是受芝加哥的商品交易所糧食期貨價(jià)格上漲影響，這又帶動了國內(nèi)相關(guān)商品現(xiàn)貨的價(jià)格上漲。并且，國際原材料價(jià)格的迅速上漲對國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的成本有不利影響，進(jìn)而導(dǎo)致了國內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品的價(jià)格上漲。2.商品價(jià)格上漲為主由圖2可知，CPI與PPI變動基本趨于一致，說明以生產(chǎn)資料投資為主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長是引發(fā)近期通貨膨脹的主要原因?，F(xiàn)實(shí)生活中食品價(jià)格上漲是推動通貨膨脹發(fā)生的主要因素，研究表明食品價(jià)格上漲對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)貢獻(xiàn)率在不同時(shí)期有所不同。我國通貨膨脹經(jīng)歷了四個(gè)時(shí)期，1994年-1997年、2003年-2004年、2007年-2008年、2009年至今，而期間食品價(jià)格對居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)貢獻(xiàn)率分別為51%、88.5%、85%和70.2%。所以可以看出，近年的通貨膨脹主要是由食品價(jià)格上漲推動，而最早時(shí)期的通貨膨脹是由食品與非食品價(jià)格上漲推動。食品價(jià)格一直以來都保持著較快的增長，而不同時(shí)期影響食品價(jià)格上漲的因素也是不同的：前期的推動因素主要是量時(shí)價(jià)格上漲，而2009年至今的推動因素主要是豬肉、肉禽的價(jià)格上漲。3.外匯儲備過度增加我國是一個(gè)貿(mào)易大國，長期以來一直實(shí)行出口導(dǎo)向型的貿(mào)易政策，出口額與日俱增，貿(mào)易順差總額曾一度達(dá)到前所未有的巨額數(shù)字。在2011年我國外匯儲備額位居世界首位，超過3萬多億美元。而為了維持匯率的穩(wěn)定，維護(hù)我國的固定匯率制度，我國需要增加貨幣供給量。而如果中央銀行沒有實(shí)現(xiàn)有效的應(yīng)對措施，就會引起我國貨幣供給量過度擴(kuò)張從而增加我國通貨膨脹壓力。4.虛擬經(jīng)濟(jì)的膨脹后金融危機(jī)時(shí)代我國通脹率不斷上升的主要原因可以歸結(jié)為當(dāng)前資產(chǎn)價(jià)格和房地產(chǎn)價(jià)格的快速上漲。在最近一輪通貨膨脹中，我國證券資產(chǎn)價(jià)格和房價(jià)的漲幅，遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于其真實(shí)商品價(jià)格的漲幅。隨著國內(nèi)資金不斷向房地產(chǎn)和資本市場等虛擬經(jīng)濟(jì)的流向，直接導(dǎo)致實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展受阻，引發(fā)了社會資源分配不合理、社會生產(chǎn)受阻礙等一系列問題，從而不能達(dá)到有效供給。而資產(chǎn)價(jià)格和房地產(chǎn)價(jià)格不斷的升高，使人們產(chǎn)生財(cái)富效應(yīng)，同時(shí)增加消費(fèi)需求，從而導(dǎo)致社會總需求大于總供給，抬高了消費(fèi)品價(jià)格總水平，最終發(fā)生通貨膨脹。

四、后金融危機(jī)時(shí)代我國通貨膨脹形成機(jī)制

1.流動性過剩金融危機(jī)爆發(fā)后，我國實(shí)行了寬松的貨幣政策來達(dá)到刺激消費(fèi)和擴(kuò)大內(nèi)需，使經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展。同時(shí)增加信貸投放力度這一舉措放松了貸款要求，讓以前一些達(dá)不到貸款要求的企業(yè)如今很容易可以獲得貸款審批。然而在實(shí)體經(jīng)濟(jì)不景氣情況下，一些企業(yè)把貸款的錢用來投機(jī)房地產(chǎn)業(yè)并從中獲取利潤。這樣就導(dǎo)致了在在增加社會流動性的同時(shí)，房地產(chǎn)市場迅速發(fā)展，房價(jià)節(jié)節(jié)升高，直接導(dǎo)致貨幣釋放途徑可能發(fā)生變異。一些資金被用來進(jìn)行期貨投機(jī)，對經(jīng)濟(jì)的發(fā)展帶來不利后果。2.低端勞動力工資上漲后金融危機(jī)時(shí)代成本推動是我國通貨膨脹的重要因素。由于在外生活成本的不斷上升，城市吸引力降低，人們素質(zhì)不斷提升等因素，導(dǎo)致在外務(wù)工人員數(shù)量相比以前數(shù)量有大量減少，一度出現(xiàn)勞動力空缺現(xiàn)象。因此企業(yè)要想招募勞動力必須提高個(gè)人工資水平，引起生產(chǎn)成本上升，再把成本轉(zhuǎn)移到消費(fèi)者身上，導(dǎo)致物價(jià)上漲；而物價(jià)水平上升必然引起生活水平上升，人們又會要求提高工資水平來應(yīng)對生活負(fù)擔(dān)，從而形成惡性循環(huán)，導(dǎo)致通貨膨脹的不斷發(fā)生。3.通貨膨脹國際聯(lián)動性增強(qiáng)我國初期的通貨膨脹發(fā)生都是由國內(nèi)因素引發(fā)的，而隨著全球經(jīng)濟(jì)一體化程度的加深，近幾年發(fā)生的通貨膨脹除了國內(nèi)自身因素還需要考慮國際市場價(jià)格及主要貿(mào)易伙伴國國內(nèi)價(jià)格水平變動的影響，即國內(nèi)外綜合作用。2009年以來，通貨膨脹也在許多新興市場國家和發(fā)展中國家發(fā)生。金融危機(jī)爆發(fā)以后，發(fā)展中國家的月平均通脹率達(dá)到4.45%，其中，巴西、印度和俄羅斯、中國“金磚四國”的通貨膨脹特別嚴(yán)重，分別為5%、12%和6%、5%。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，我國居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與新興市場國家居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的相關(guān)系數(shù)在金融危機(jī)爆發(fā)前后由0.38上升到0.59，這充分表明我國與世界其他國家通貨膨脹的聯(lián)動性不斷增強(qiáng)，如今我國通貨膨脹的發(fā)生是由國內(nèi)外因素共同推動。

五、后金融危機(jī)時(shí)代我國反通貨膨脹的對策

1.化解國際大宗商品價(jià)格影響首先，采取“引進(jìn)來”與“走出去”相結(jié)合的戰(zhàn)略。國際大宗商品市場不是完全競爭的市場，而是寡頭壟斷的市場。我國資源儲備充足的情況下可以具有較強(qiáng)的討價(jià)還價(jià)能力，因此實(shí)施“引進(jìn)來”戰(zhàn)略，可以利用拿到國際大宗商品價(jià)格較低的有利機(jī)會來擴(kuò)大國內(nèi)資源戰(zhàn)略儲備；實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，可以具有國際眼光，通過收購境外資源類公司等形式在海外建立國際大宗商品戰(zhàn)略資源儲備基地。其次，增強(qiáng)國內(nèi)廠商在國際貿(mào)易中的談判能力，在國際貿(mào)易中努力獲取國際大宗商品的定價(jià)權(quán)。2.健全房地產(chǎn)金融市場健全房地產(chǎn)金融市場是預(yù)防通貨膨脹，保證經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定發(fā)展的必要措施。首先要建立多元化房地產(chǎn)融資體系，除了目前房地產(chǎn)金融市場資金主要來源房地產(chǎn)開發(fā)企業(yè)融資、個(gè)人住房貸款以及部分企業(yè)自有資金、銀行貸款以外，還可以通過信托公司、發(fā)行企業(yè)中短期票據(jù)、私募基金甚至委托貸款等多渠道為房地產(chǎn)企業(yè)融資。其次，提高房地產(chǎn)稅，如增值稅、所得稅等。人們之所以進(jìn)行房地產(chǎn)投機(jī)，是由于通過房地產(chǎn)產(chǎn)權(quán)的買賣活動從而獲取的高額利潤，因此提高房地產(chǎn)增值稅，可以有效的管制房地產(chǎn)投機(jī)活動。3.加強(qiáng)外匯儲備的調(diào)控首先，政府應(yīng)選擇合適的貨幣對沖政策，其中包括對沖工具和對沖數(shù)量的選擇。當(dāng)前我國只通過發(fā)行中國人民銀行票據(jù)的方法來對沖外匯儲備上升造成的流動性增加，對沖工具過于單一而使調(diào)控效果不佳，因此可以通過擴(kuò)大沖銷工具的范圍來解決這一問題。其次，利用外匯儲備對國內(nèi)外進(jìn)行投資來提高外匯儲備的使用效率，鼓勵(lì)企業(yè)“走出去”，增加對海外的戰(zhàn)略投資，加強(qiáng)我國企業(yè)的市場競爭能力，同時(shí)減小了外匯儲備的沖銷壓力，解決了外匯儲備過度增加的弊端，使得外匯儲備量與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平相適應(yīng)。

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第6篇：通貨膨脹的特征范文

摘要：本文通過對2010-2013年間14個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析和因子分析，探究該階段引發(fā)我國通貨膨脹的主要因素，并提出相關(guān)的政策建議。

關(guān)鍵詞：通貨膨脹；因子分析

一、 引言

通貨膨脹是一國總體物價(jià)水平持續(xù)上漲的宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象，它通過改變商品和生產(chǎn)要素的相對價(jià)格，影響社會生產(chǎn)、交換與消費(fèi)，從而影響宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，嚴(yán)重的通貨膨脹甚至引發(fā)社會危機(jī)。因此經(jīng)濟(jì)社會的通貨膨脹與人民生活息息相關(guān)，同時(shí)也是各國政策制定者制定經(jīng)濟(jì)政策時(shí)考量的重要因素。近年來我國的物價(jià)持續(xù)攀升，通貨膨脹趨勢明顯，對社會的生產(chǎn)生活產(chǎn)生顯著影響。2010年以來我國的通貨膨脹是繼2008年金融危機(jī)之后又一輪顯著通脹。從成因來看與以往通貨膨脹有所不同。

目前，通貨膨脹相關(guān)理論顯示，不同的社會經(jīng)濟(jì)狀況引發(fā)不同類型的通貨膨脹，理清引發(fā)通脹的原因有利于政策制定者對癥下藥，相機(jī)選擇合適的經(jīng)濟(jì)政策緩解通脹，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會平穩(wěn)運(yùn)行。從我國近幾年執(zhí)行的宏觀經(jīng)濟(jì)政策中我們可以看出，抑制通貨膨脹、保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行是政府工作的重要目標(biāo)，不同類型的通貨膨脹需要不同應(yīng)對政策。就成因來看，通貨膨脹可分為需求拉動型、成本推動型、結(jié)構(gòu)型以及外部輸入型。與需求、成本、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、對外投資與貿(mào)易相關(guān)的各種經(jīng)濟(jì)因素都有可能導(dǎo)致總體物價(jià)水平的持續(xù)上漲，因此探究我國通貨膨脹成因需要綜合考慮國內(nèi)各種經(jīng)濟(jì)因素以及其相互關(guān)系。本文通過搜集2010-2013年間中國經(jīng)濟(jì)社會不同領(lǐng)域的多個(gè)經(jīng)濟(jì)指標(biāo)月度數(shù)據(jù)并對其進(jìn)行因子分析，探究各經(jīng)濟(jì)因素與通貨膨脹的關(guān)系，并由此提取出引發(fā)我國該階段通貨膨脹的主要因子，最終提出相關(guān)政策建議。

二、 文獻(xiàn)綜述

通貨膨脹問題由來已久，國內(nèi)外的相關(guān)研究也數(shù)不勝數(shù)，尤其是理論方面，對通貨膨脹成因的研究已經(jīng)相對成熟。而實(shí)證方面，具體研究通貨膨脹動態(tài)發(fā)展的文獻(xiàn)也不在少數(shù)。本文中筆者將概述關(guān)于通貨膨脹成因的相關(guān)理論，并列舉具有一定代表性的實(shí)證研究成果。

貨幣學(xué)派對通貨膨脹的研究較早，貨幣因素引發(fā)通貨膨脹也是最早被認(rèn)可的，貨幣主義的代表學(xué)者費(fèi)雷德曼（1968）提出：通貨膨脹無論何時(shí)何地都是一種貨幣現(xiàn)象。凱恩斯學(xué)派的代表人物凱恩斯（1938）提出：貨幣數(shù)量增加能夠引起總需求增加，不一定引發(fā)通貨膨脹，當(dāng)達(dá)到充分就業(yè)水平以后，需求的繼續(xù)增加引發(fā)通貨膨脹。英國經(jīng)濟(jì)學(xué)家希克斯首先提出結(jié)構(gòu)性通貨膨脹理論，鮑爾默和托賓進(jìn)一步對勞動力成本進(jìn)行研究，提出“勞動合同理論”和“相對工資理論”解釋通貨膨脹的形成。20世紀(jì)70年代蒙代爾總結(jié)發(fā)展輸入性因素導(dǎo)致通貨膨脹的理論。

近年來國內(nèi)學(xué)者在對通貨膨脹的動態(tài)觀測和實(shí)證檢驗(yàn)方面也卓有成效。其中使用因子分析方法研究國內(nèi)通脹成因的文獻(xiàn)就有如下一些。孫曉滿（2011）對2000-2010年我國的通貨膨脹的成因進(jìn)行了實(shí)證分析，得出此階段中國的通貨膨脹主要由貨幣因素和輸入性因素引發(fā)。周沫、張紫鵬、周宗安（2012）對2010-2011年我國的通貨膨脹成因進(jìn)行研究，得出政策因素、結(jié)構(gòu)性因素和輸入性因素等綜合引發(fā)該階段的通貨膨脹。徐曉麗、夏成孝（2012）對22種因素進(jìn)行降維分析，最終得出2000-2011年成本因素最大程度引發(fā)通貨膨脹。由此可見，國內(nèi)學(xué)者通過選取不同數(shù)據(jù)對中國特定時(shí)期的通貨膨脹的成因進(jìn)行實(shí)證研究，得出不同時(shí)期通貨膨脹形成的主導(dǎo)因素不同的結(jié)論。

三、 研究方法與數(shù)據(jù)選取

本文的研究目的在于探究2010-2013四年間我國通貨膨脹形成的主因，研究方法是因子分析。因子分析的主要作用在于給數(shù)據(jù)降維，找出主因子，以此分析得出引發(fā)通脹的主要。根據(jù)以往理論，通貨膨脹形成的有不外乎貨幣因素、需求拉動、成本推動、結(jié)構(gòu)性因素、輸入性因素以及公眾預(yù)期等。

貨幣因素引發(fā)通貨膨脹是由于貨幣當(dāng)局發(fā)行的貨幣超出社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求，該因素一方面是治理通脹的重要手段，另一方面若使用不得當(dāng)會加重通脹危機(jī)，因此貨幣主義主張實(shí)行單一的貨幣政策以避免貨幣超發(fā)帶來的通脹，但目前貨幣政策是我國調(diào)控經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要宏觀經(jīng)濟(jì)政策，國家掌握貨幣發(fā)行以及利率制定權(quán)力，因此在考察我國通貨膨脹形成原因時(shí)，需將貨幣因素納入其中。本文選取的代表貨幣因素的指標(biāo)有M2當(dāng)月同比增長率、M0當(dāng)月同比增長率、社會融資規(guī)模當(dāng)月值、銀行間同業(yè)拆解利率。

總需求包括消費(fèi)需求、投資需求和國外需求。需求拉動型通貨膨脹是由于社會總需求超出社會總供給導(dǎo)致的物價(jià)水平的持續(xù)上漲。就我國目前的經(jīng)濟(jì)狀況來看，國內(nèi)需求不足，投資過熱，國際收支順差是主要特點(diǎn)。國內(nèi)投資過熱帶動貨幣市場、股債市場以及房地產(chǎn)市場的的發(fā)展，并由此帶動利率等貨幣因素。而固定匯率制度下的國際收支順差會導(dǎo)致貨幣增發(fā)，因此國家的外匯儲備規(guī)模是考察國外需求對國內(nèi)通脹作用的重要指標(biāo)。本文選取的總需求指標(biāo)有社會消費(fèi)品零售總額同比增長率、房地產(chǎn)投資累計(jì)增長率、固定資產(chǎn)累計(jì)增長率、外匯儲備規(guī)模。代表總供給的指標(biāo)采用規(guī)模以上工業(yè)增加值當(dāng)月同比。

成本推動的通貨膨脹是由于生產(chǎn)要素價(jià)格上漲或者利潤上升帶來的物價(jià)水平的持續(xù)上漲。工資水平和原料價(jià)格的上漲對產(chǎn)成品價(jià)格的推動作用明顯。從我國現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)狀況來看，農(nóng)產(chǎn)品和初級原料產(chǎn)品的價(jià)格上漲能夠直接導(dǎo)致物價(jià)上漲。因此本文選取主要原材料購進(jìn)價(jià)格指數(shù)、工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價(jià)格指數(shù)、PPI生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)等能夠反映生產(chǎn)成本的指標(biāo)作為研究指標(biāo)，探索成本上漲與通貨膨脹之間的關(guān)系。

除國內(nèi)經(jīng)濟(jì)因素直接影響通脹水平，國家價(jià)格體系的沖擊也是重要因素。國外物價(jià)變動以及貨幣增減能夠通過國際投資和匯率傳導(dǎo)至國內(nèi)物價(jià)體系。本文選取我國的外商直接投資、人民幣對美元匯率作為外部傳導(dǎo)指標(biāo)進(jìn)行研究。

上述數(shù)據(jù)均采用月度數(shù)據(jù)，運(yùn)用SPSS17對數(shù)據(jù)因子分析，對于某些指標(biāo)的某些月份數(shù)據(jù)缺失，筆者采用前后數(shù)據(jù)平均值代替。對于本文數(shù)據(jù)收集的不足之處在于有些比較重要的指標(biāo)沒有包含在內(nèi)，而是采用相關(guān)的指標(biāo)進(jìn)行代替，例如以規(guī)模以上工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)代替GDP數(shù)據(jù)，缺失我國近幾年工資狀況數(shù)據(jù)，而PPI作為生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)只能包含一定的勞動力成本的信息。

四、 實(shí)證分析

以CPI作為通貨膨脹指標(biāo)，其他成因類指標(biāo)分別為：廣義貨幣供應(yīng)量M2，、流通中現(xiàn)金M0、社會融資規(guī)模、銀行間同業(yè)拆借利率、外匯儲備、社會消費(fèi)品零售總額、房地產(chǎn)投資累計(jì)增長率、固定資產(chǎn)投資累計(jì)增長率、規(guī)模以上工業(yè)增加值、工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價(jià)格指數(shù)、主要原材料購進(jìn)價(jià)格指數(shù)、生產(chǎn)者物價(jià)指數(shù)PPI、實(shí)際利用外商直接投資、人民幣對美元匯率等14項(xiàng)。

2010-2013年CPI當(dāng)月同比增長率如下圖所示，從圖1可以看出CPI的增長趨勢。CPI同比增長率從2010年開始一路上漲直到2011年7月達(dá)到最高，之后有所降低，于2012年10月達(dá)到最低點(diǎn)，從2013年以來又經(jīng)歷波動上揚(yáng)。

利用主成分分析法對14項(xiàng)成因指標(biāo)進(jìn)行因子分析，首先對所選指標(biāo)進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和巴特利特球體檢驗(yàn)，從下圖可見KMO值在0.8以上，因此可以進(jìn)行因子分析。

利用主成分分析法并依據(jù)特征值提取出兩個(gè)公因子，從圖3碎石圖可看出，前兩個(gè)公因子的特征值滿足提取條件。從圖4的公因子方差可以看出變量多數(shù)變量的方差能被公因子方差解釋，如果以公因子代替變量指標(biāo)，原來變量的信息能夠得到較好保留。但是M0指標(biāo)被解釋的程度較小，信息損失較大。從現(xiàn)實(shí)角度來看，由于電子銀行業(yè)務(wù)的發(fā)展，狹義貨幣的使用與實(shí)際的社會需求相差較遠(yuǎn)，與通貨膨脹的關(guān)系也很松散，因此可以接受公因子替換過程中M0信息的損失。

因子1較大程度解釋了工業(yè)生產(chǎn)者購進(jìn)價(jià)格指數(shù)、固定資產(chǎn)投資累計(jì)增長率、房地產(chǎn)累計(jì)增長率、PPI、人民幣對美元匯率、外匯儲備規(guī)模、社會消費(fèi)品零售總額、外商直接投資、原材料購進(jìn)價(jià)格指數(shù)，這些指標(biāo)都是貨幣因素以為的社會總需求和生產(chǎn)成本相關(guān)的因素，以此把因子1成為實(shí)體經(jīng)濟(jì)因子。因子2較大程度解釋了社會融資規(guī)模和銀行間同業(yè)拆借利率，都是貨幣市場相關(guān)因素，因此稱因子2為貨幣市場因子。

將主成分分析得到的因子值與通貨膨脹指標(biāo)CPI置于同一圖中進(jìn)行對比分析，可以看出實(shí)體經(jīng)濟(jì)因子的變化趨勢與通貨膨脹變化趨勢是一致的，通貨膨脹變化稍有滯后性，但是在通貨膨脹最為嚴(yán)重的時(shí)期，實(shí)體經(jīng)濟(jì)因子的變化并不一致，說明實(shí)體經(jīng)濟(jì)因子能夠解釋2010-2013年相對低通脹的時(shí)期，而對于高通脹的解釋能力不足。

看出貨幣市場因子得分與通貨膨脹指標(biāo)CPI走勢基本一致，且比實(shí)體經(jīng)濟(jì)因子與通貨膨脹的趨勢更為接近，因此能夠更好的解釋這一階段的通貨膨脹原因。該因子主要解釋的原始變量為銀行間同業(yè)拆借利率、社會融資總規(guī)模以及廣義貨幣供應(yīng)量M2。這些指標(biāo)都是國家進(jìn)行宏觀調(diào)控的貨幣政策指標(biāo)，因此要控制通脹，需要控制社會的貨幣發(fā)行與融資。

五、 結(jié)論與建議

通過前述實(shí)證檢驗(yàn)，可以看出影響2010-2013年我國通貨膨脹的因素很多，與社會總需求、生產(chǎn)成本、國際貿(mào)易相關(guān)的各實(shí)體經(jīng)濟(jì)因素對通貨膨脹都有影響，但是與通貨膨脹關(guān)聯(lián)程度最強(qiáng)的還是貨幣市場因素?？梢娯泿胚€是該階段通貨膨脹的直接原因，尤其是高通脹時(shí)期，貨幣因素更是通脹形成的主要原因。

2010-2013四年間中國經(jīng)歷了一個(gè)通脹循環(huán)，目前看來通脹狀況有所緩解?；趯ξ覈罱惠喭浶纬稍虻难芯恳约拔覈?dāng)前的經(jīng)濟(jì)狀況，本文提出相關(guān)政策建議如下。

首先，規(guī)范金融秩序，完善政策體系。國家通過宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控經(jīng)濟(jì)發(fā)展，建立完善的政策體系有利于規(guī)范政府行為。完善政策指標(biāo)，加強(qiáng)對貨幣政策調(diào)控目標(biāo)的檢測，有利于提高貨幣政策的針對性、靈活性以及前瞻性。

其次，繼續(xù)推進(jìn)利率市場化改革。利率市場化的過程是逐步取消政府對存貸利率的直接管制，有利于加強(qiáng)貨幣市場的競爭力，活躍資本市場，從而有利于減少政府通過增發(fā)貨幣進(jìn)行融資的可能性，因而有利于防范惡性通貨膨脹。

第7篇：通貨膨脹的特征范文

【關(guān)鍵詞】通貨膨脹率；股票實(shí)際收益率；波動溢出效應(yīng)；Granger因果檢；BEKK模型

1.引言

從上個(gè)世紀(jì)90年代起，國外學(xué)者就開始研究各金融市場間的波動溢出效應(yīng)。Hamao[1]等采用GARCH-M模型來研究紐約、倫敦、東京各股市間的波動溢出效應(yīng)，他認(rèn)為：1987年世界股市危機(jī)后，紐約到東京、倫敦，倫敦到東京股市間存在波動溢出效應(yīng)；Angela Ng[2]構(gòu)建了波動溢出模型，從規(guī)模和性質(zhì)變化兩方面檢驗(yàn)日本和美國與太平洋海域6個(gè)股票市場之間的波動溢出，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：從區(qū)域到太平洋海域國家的波動溢出遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于世界因素的影響。而國內(nèi)學(xué)者張碧瓊[3]運(yùn)用EGARCH模型來檢驗(yàn)倫敦、紐約、香港、東京、深圳、上海股市之間日收益波動率的流星雨假定。

通貨膨脹與股市的關(guān)系一直是學(xué)者們在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)方面研究的核心問題，Taufiq[4]曾對四個(gè)高通貨膨脹率國家（阿根廷、智利、墨西哥和委內(nèi)瑞拉）的股票收益率和通貨膨脹率之間的關(guān)系進(jìn)行研究，結(jié)果表明：股票實(shí)際收益率對通貨膨脹具有對沖作用，且過去的通貨膨脹影響當(dāng)前股票實(shí)際收益率；Alexandros Kontonikas[5]等運(yùn)用VAR-GARCH模型研究四個(gè)通貨膨脹目標(biāo)制國家（澳大利亞、加拿大、瑞典和英國）的通貨膨脹與股票收益率的動態(tài)關(guān)系，由模型中非對角元素的估計(jì)值表明所研究的四個(gè)國家都存在顯著的股市與通貨膨脹之間波動溢出效應(yīng)；Joel Hinaunye Eita[6]運(yùn)用VECM計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型研究納米比亞國家股票市場價(jià)格的宏觀經(jīng)濟(jì)的決定因素，結(jié)果表明納米比亞國家的股票市場價(jià)格主要由經(jīng)濟(jì)活動、利率、通貨膨脹，貨幣供應(yīng)量和匯率所決定的，股票并不是通貨膨脹的一種對沖，而且通貨膨脹率越高股票價(jià)格越低。國內(nèi)的學(xué)者們也曾對通貨膨脹與股票實(shí)際收益率之間的關(guān)系進(jìn)行了大量的研究，如：董直慶、王林輝[7]運(yùn)用小波變換頻帶分析方法對我國通貨膨脹和證券市場之間的周期波動關(guān)系實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果表明，中周期通貨膨脹與證券市場條件波動之間存在雙向溢出效應(yīng)，但是溢出強(qiáng)度不同，通貨膨脹的條件波動對證券市場的條件波動沖擊效應(yīng)相對較強(qiáng)，而長周期波動只存在通貨膨脹對證券市場的單向溢出效應(yīng)；劉衛(wèi)霞、林勇[8]運(yùn)用分位回歸方法對中國股票收益率和通貨膨脹之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了深入研究，研究說明在經(jīng)濟(jì)運(yùn)行平穩(wěn)階段，股票收益率與通貨膨脹率之間具有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而在經(jīng)濟(jì)波動較大的情況下，受宏觀經(jīng)濟(jì)政策影響，股票收益率與通貨膨脹關(guān)系不顯著；王曉芳、高繼祖[9]運(yùn)用ARDL邊界檢驗(yàn)法和Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)中國通貨膨脹和股市收益之間的關(guān)系，得到結(jié)論：在短期，通貨膨脹率與股票收益正相關(guān)，兩者不構(gòu)成Granger因果效應(yīng)，在長期，股市收益與通貨膨脹率存在長期均衡關(guān)系，兩者存在雙向長久的因果關(guān)系等等。

由上可見，國內(nèi)外很多學(xué)者已對通貨膨脹和股票市場之間的關(guān)系進(jìn)行了研究，但是沒有得到一個(gè)統(tǒng)一的結(jié)論，這其中有諸多原因，如各國的經(jīng)濟(jì)狀況不同、股票市場完善程度不同等等。但根據(jù)不同國家環(huán)境的不同研究此類問題是有現(xiàn)實(shí)價(jià)值的.鑒于目前我國通貨膨脹壓力的增大，股票市場對國內(nèi)經(jīng)濟(jì)的增長作用也日益增強(qiáng)，研究我國股票市場與通貨膨脹之間的波動關(guān)系將再次成為國內(nèi)學(xué)術(shù)界和金融界關(guān)注的焦點(diǎn)

Engle等提出的BEKK模型允許條件方差和協(xié)方差相互影響，病不需要估計(jì)太多參數(shù)，在金融市場研究中使用較為廣泛，如國外學(xué)者Joakim Puusaari[10]運(yùn)用非對稱MV―GARCH―BEKK模型來研究美國的股票市場與石油市場之間的波動關(guān)系，結(jié)果表明：存在股票市場到石油市場的波動溢出效應(yīng)；國內(nèi)學(xué)者趙留彥和王一鳴[11]也曾運(yùn)用向量GARCH―BEKK模型來研究中國A、B兩股市之間的波動溢出與信息傳遞關(guān)系。

因此本文將運(yùn)用BVGARCH―BEKK模型對國內(nèi)近十幾年的通貨膨漲與股票市場的波動溢出效應(yīng)進(jìn)行研究，利用二者之間的波動溢出關(guān)系，可以對通貨膨脹的管控給出有價(jià)值的政策建議。

2.模型介紹

GARCH模型及其同類模型能較好地描述金融時(shí)間序列波動的聚集性和時(shí)變性特征，可以有效地考察各金融市場的條件波動性。但是，這類模型無法描述一個(gè)市場波動對另一個(gè)市場波動的影響，即難以有效地考察不同市場之間的波動溢出效應(yīng)。所以之后單變量ARCH類模型和GARCH類模型逐步拓展到MVGARCH模型(multivariate GARCH，多元GARCH)，這類模型是利用殘差向量的方差―協(xié)方差矩陣所包含的信息，形成條件矩相互影響參數(shù)的估計(jì)值，能夠反映多個(gè)市場之間的波動溢出效應(yīng)。本文在分析中國通貨膨脹與股票市場之間的波動溢出效應(yīng)時(shí)，選擇二元GARCH(BVGARCH)模型，并建立BEKK模型。

首先設(shè)定條件均值方程為：

(1)

其中，t為時(shí)刻，為變量序列，為2×l向量；為長期漂移系數(shù)，也為2×1向量；εt│It-1~N(0，Ht)為市場在t時(shí)刻受到新生變量的沖擊，并具有相應(yīng)的2×2條件方差一協(xié)方差矩陣Ht，It-1為t-1時(shí)刻的信息集。

相應(yīng)地，條件方差一協(xié)方差的BEKK模型為

(2)

(3)

其中，Vt是白噪聲過程，其條件方差一協(xié)方差矩陣為I2；C為2x2的上三角形矩陣；A和B均為2×2的矩陣；C'、A’和B’分別為矩陣C、A和B的轉(zhuǎn)置矩陣。

(4)

其中，h11，t為t時(shí)刻通貨膨脹率序列的條件方差，h22，t為t時(shí)刻上證股票實(shí)際收益率序列的條件方差，h12，t=h21，t為t時(shí)刻兩個(gè)序列的條件協(xié)方差，ε1，t-1和ε2，t-1分別為兩個(gè)序列的滯后一期的殘差項(xiàng)；考察兩序列之間的波動溢出效應(yīng)，主要通過檢驗(yàn)系數(shù)aij和bij(i≠j)是否顯著異于0。條件方差一協(xié)方差矩陣的系數(shù)是參數(shù)矩陣中元素的非線性組合，所以對矩陣元素可以進(jìn)行Wald檢驗(yàn)。若a12=b12=a21=b21=0，則既不存在通貨膨脹對股票市場的波動溢出效應(yīng)，也不存在股票市場對通貨膨脹的波動溢出效應(yīng)時(shí)；若a12=b12=0，則不存在通貨膨脹對匯率市場的波動溢出效應(yīng)；若a21=b21=0，則不存在股票市場對通貨膨脹的波動溢出效應(yīng)。

3.樣本數(shù)據(jù)與統(tǒng)計(jì)描述

通貨膨脹率是貨幣超發(fā)部分與實(shí)際貨幣需要量之比，用來反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度；而價(jià)格指數(shù)則是反映價(jià)格變動趨勢和程度的相對數(shù)。由于消費(fèi)者價(jià)格是反映商品經(jīng)過流通各環(huán)節(jié)形成的最終價(jià)格，它最全面地反映了商品流通對貨幣的需要量，因此，消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)最能充分、全面反映通貨膨脹率。目前，世界各國基本上都采用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)(即居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，CPI）來反映通貨膨脹的程度。因此本文以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來反映通貨膨脹，選取1997年1月至2011年2月共170個(gè)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于證券之星財(cái)經(jīng)頻道網(wǎng)站。

通貨膨脹率：

(5)

其中，代表t期的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。

由于上證指數(shù)和深證指數(shù)具有高度相關(guān)性且上海證券交易所上市的公司規(guī)模比較大，市值也比較高，并且在上交所上市的公司家數(shù)也比較多，因此本文以上證綜合指數(shù)月末收盤價(jià)來計(jì)算股票收益率，選取1997年1月至2011年2月共170個(gè)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于鳳凰網(wǎng)。

股票名義收益率：

(6)

其中代表第t個(gè)月最后交易日上證指數(shù)的收盤價(jià)。

股票實(shí)際收益率由股票名義收益率與通貨膨脹率的差計(jì)算得來，。

由居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)算出的通貨膨脹率和由上證綜合指數(shù)月末收盤價(jià)計(jì)算得到的上證股票實(shí)際收益率的描述性統(tǒng)計(jì)量如下面表1所示：

由表1得到，從均值看，通貨膨脹率平均值的絕對值要大于上證股票實(shí)際收益率的；而從標(biāo)準(zhǔn)差看，上證股票實(shí)際收益率的波動大于通貨膨脹率的；從偏度系數(shù)看，通貨膨脹率為右偏分布，而上證股票實(shí)際收益率均為左偏分布；從峰度看，通貨膨脹率不具有尖峰厚尾性，而上證股票實(shí)際收益率具有尖峰厚尾性。Jarque-Bera統(tǒng)計(jì)量顯示，兩序列都不服從正態(tài)分布。下面圖1和圖2給出兩序列的時(shí)間圖，從圖1可看出，通貨膨脹率在2008年5月份左右達(dá)到最高點(diǎn)，且這個(gè)樣本內(nèi)通貨膨脹率帶有截距項(xiàng)和趨勢相，故ADF檢驗(yàn)為有截距項(xiàng)和趨勢項(xiàng)；從圖2可看出，上證股票實(shí)際收益率存在波動的聚集性，且ADF檢驗(yàn)為有截距項(xiàng)。此外，ADF檢驗(yàn)顯示，通貨膨脹率和上證股票實(shí)際收益率均為平穩(wěn)過程，可以對其直接建立模型。

4.實(shí)證分析

（1）Granger因果檢驗(yàn)

由通貨膨脹率與上證股票實(shí)際收益率的描述性統(tǒng)計(jì)量得知二者均為平穩(wěn)序列，我們可以直接對兩序列進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)。在檢驗(yàn)中為了檢驗(yàn)兩序列是否存在長期關(guān)系，且由易會文[12]對格蘭杰因果檢驗(yàn)用法的討論得知格蘭杰因果檢驗(yàn)是不依賴于滯后項(xiàng)的，即格蘭杰因果檢驗(yàn)的結(jié)果是穩(wěn)健的，故對兩序列選取同樣的滯后期，得到表2。

表2是通貨膨脹率和上證股票實(shí)際收益率分別選取不同的滯后階數(shù)所得到的格蘭杰因果檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出滯后期為1到3時(shí)，只有通貨膨脹率對上證股票實(shí)際收益率存在格蘭杰因果關(guān)系，反之則沒有；從滯后期為4開始，在10%的顯著性水平下，通貨膨脹與上證股票實(shí)際收益率互為格蘭杰因果關(guān)系，滯后到20階互為格蘭杰因果關(guān)系還是顯著的。檢驗(yàn)結(jié)果表明，從短期上，只有通貨膨脹率對上證股票實(shí)際收益率存在格蘭杰因果關(guān)系；從長期上，二者互為格蘭杰原因，此檢驗(yàn)結(jié)果說明：上證股票實(shí)際收益率對通貨膨脹的影響比較緩慢，是慢慢滲透到通貨膨脹序列中，而通貨膨脹序列對上證股票實(shí)際收益率的影響要比較迅速，即通貨膨脹率對上證股票實(shí)際收益率的影響要快于上證股票實(shí)際收益率對通貨膨脹率的影響，且通貨膨脹率對上證股票實(shí)際收益率的影響具有顯著的長期記憶性。

（2）波動溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步說明通貨膨脹率與上證股票實(shí)際收益率的關(guān)系，我們現(xiàn)在來分析二者的波動溢出效應(yīng)。由通貨膨脹率和上證股票實(shí)際收益率的描述性統(tǒng)計(jì)量分析可知，兩序列平穩(wěn)且都服從正態(tài)分布，故我們可以建立BVGARCH-BEKK模型來估計(jì)通貨膨脹和股票市場之間的波動溢出效應(yīng)，模型的估計(jì)是運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件Eviews6.0和Matlab(2009版)（程序見附錄）。模型的參數(shù)估計(jì)結(jié)果見表3。

在表3的方差方程中，a11不顯著，說明通貨膨脹得波動不具有ARCH效應(yīng)，而表示GARCH效應(yīng)的b11=0.0047在1%的水平下是統(tǒng)計(jì)顯著的，說明通貨膨脹波動具有持久性，也就是說當(dāng)前的波動能夠影響到未來。對于中國股票市場，a22和b22都是在1%的水平下統(tǒng)計(jì)顯著的，表明股市具有ARCH效應(yīng)和GARCH效應(yīng)，即股市具有時(shí)變方差特征且波動具有持久性。

表4顯示了通貨膨脹率與上證股票實(shí)際收益率之間波動溢出效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，在1%和10%的的顯著性水平下，兩項(xiàng)檢驗(yàn)都拒絕了原假設(shè)，即我國通貨膨脹率與上證股票實(shí)際收益率之間存在顯著的雙向波動溢出效應(yīng)。結(jié)合表3，系數(shù)a12和b12估計(jì)值的絕對值明顯大于a21和b21估計(jì)值的絕對值，這一結(jié)果說明通貨膨脹率對上證股票實(shí)際收益率的波動溢出效應(yīng)要強(qiáng)于上證股票實(shí)際收益率場對通貨膨脹率的波動溢出效應(yīng)，即通貨膨脹與股票市場之間的波動溢出效應(yīng)具有非對稱性。從某種意義上說，這個(gè)結(jié)果與Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果相一致。

波動溢出效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果和Granger因果檢驗(yàn)的結(jié)果都說明通貨膨脹率與上證股票實(shí)際收益率具有顯著的相互影響，但不具有對稱性，通貨膨脹率對上證股票實(shí)際收益率的影響程度較大，而且這種影響具有顯著的長期記憶性。

5.結(jié)論

本文利用Granger因果檢驗(yàn)與多元GARCH-BEKK模型對中國通貨膨脹與股票市場之間的波動溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證分析，以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)計(jì)算得到的通貨膨脹率來反映我國通貨膨脹情況，以上證股票實(shí)際收益率來代表股票市場，得到以下結(jié)論：

（1）國內(nèi)通貨膨脹對股票市場的影響程度較大，而且這種影響具有顯著的長期記憶性；

（2）國內(nèi)通貨膨脹與股票市場具有顯著的相互影響，但不具有對稱性，通貨膨脹對股票市場的波動沖擊效應(yīng)相對較強(qiáng)。

對此，給出政策性的建議：利用通貨膨脹對股票市場較強(qiáng)的沖擊性，充分發(fā)揮股票市場對經(jīng)濟(jì)景氣的預(yù)測作用。政府可以依據(jù)股票市場的波動規(guī)律及其波動所處階段的認(rèn)識，預(yù)測宏觀經(jīng)濟(jì)未來的波動走勢，以便制定出較優(yōu)的貨幣政策，提前對宏觀經(jīng)濟(jì)采取相應(yīng)對策，適度地抑制經(jīng)濟(jì)波動，以達(dá)到防止通貨膨脹或經(jīng)濟(jì)波動過大的目的。

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第8篇：通貨膨脹的特征范文

關(guān)鍵詞：通貨膨脹目標(biāo)制；目標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)設(shè)計(jì)；目標(biāo)定位；目標(biāo)度量

中圖分類號：F821．5

文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1003―7217(2007)01―0015―05

通貨膨脹目標(biāo)制給正在實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制的國家?guī)砹孙@性的或潛在的利益。那么，這些國家能否獲得最大化或最優(yōu)化利益，關(guān)鍵在于這些國家是否有效地、合理地設(shè)計(jì)和制定通貨膨脹目標(biāo)制的政策框架。在設(shè)計(jì)通貨膨脹目標(biāo)制的基本框架時(shí)，中央銀行要注意一個(gè)關(guān)鍵性的因素就是通貨膨脹目標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)的設(shè)計(jì)，它包括目標(biāo)定位(target posi-tion)、目標(biāo)期限(target horizon)、目標(biāo)測量(mea-sure of inflation)、目標(biāo)偏離(misses Of target)和例外條款(Escape clauses)等一系列問題。由于各國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展路徑不同，其具體目標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)和制度性設(shè)計(jì)也有所區(qū)別。本文對22個(gè)成熟型的通貨膨脹目標(biāo)制國家的目標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)設(shè)計(jì)進(jìn)行了比較分析，以探究通貨膨脹目標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)設(shè)計(jì)特征在各國的異同。

一、通貨膨脹目標(biāo)定位

通貨膨脹目標(biāo)定位是通貨膨脹目標(biāo)制度設(shè)計(jì)的一個(gè)中心問題。中央銀行在設(shè)計(jì)通貨膨脹目標(biāo)時(shí)，是采用點(diǎn)目標(biāo)(point target)定位還是采用目標(biāo)區(qū)間(target range)定位，這關(guān)系到通貨膨脹目標(biāo)制的實(shí)施效果。如果采用點(diǎn)目標(biāo)定位，就會導(dǎo)致可控性問題，即使貨幣政策能有效實(shí)施，也有可能出現(xiàn)較頻繁的目標(biāo)偏離的現(xiàn)象。為了達(dá)到所設(shè)計(jì)的點(diǎn)目標(biāo)，中央銀行將頻繁地修改貨幣政策工具，會造成貨幣政策工具的頻繁變動，從而導(dǎo)致貨幣政策工具的不穩(wěn)定性。如果采用目標(biāo)區(qū)間定位，當(dāng)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)大的沖擊時(shí)，目標(biāo)區(qū)間可以提供中央銀行更多的空間，及時(shí)采取靈活的措施應(yīng)對短期沖擊，使目標(biāo)偏離產(chǎn)生的可能性遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于在點(diǎn)目標(biāo)下可能產(chǎn)生偏離的情況。目標(biāo)區(qū)間能提供給中央銀行更大的靈活性來應(yīng)對沖擊，允許一定程度的靈活性來相機(jī)抉擇其它目標(biāo)。此外，目標(biāo)區(qū)間的幅度也提前給市場和公眾一些信號：中央銀行許可通貨膨脹圍繞中心點(diǎn)波動的幅度是多大，以及在一個(gè)窄或?qū)挼膮^(qū)間范圍內(nèi)權(quán)衡沖擊經(jīng)濟(jì)的頻繁度和嚴(yán)重性等信息。

從實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制的國家采用目標(biāo)取向的情況來看，為了給通貨膨脹預(yù)期提供清晰的指南，大部分的中央銀行不僅確定了點(diǎn)目標(biāo)，而且還確定了一個(gè)大約1～5個(gè)百分點(diǎn)的目標(biāo)區(qū)間。有的國家設(shè)計(jì)了一個(gè)目標(biāo)區(qū)間，卻沒有確定具體的點(diǎn)目標(biāo)或中間目標(biāo)，如澳大利亞、以色列、南非和西班牙四個(gè)國家沒有確定通貨膨脹率的點(diǎn)目標(biāo)，而是設(shè)計(jì)一個(gè)比較寬的目標(biāo)區(qū)間。只有少數(shù)國家采用的是通貨膨脹率的點(diǎn)目標(biāo)，如芬蘭、挪威等國設(shè)計(jì)了點(diǎn)目標(biāo)，但并沒有確定目標(biāo)區(qū)間。還有部分國家采用的是一個(gè)有對稱區(qū)間的點(diǎn)目標(biāo)，即圍繞一個(gè)中心目標(biāo)設(shè)有一個(gè)上限和下限。而有的國家在通貨緊縮階段，只規(guī)定了目標(biāo)區(qū)間的上限，并沒有確定下限。除了少數(shù)國家外，通貨膨脹目標(biāo)制的中央銀行所確定的目標(biāo)或目標(biāo)區(qū)間大致相同，中期點(diǎn)目標(biāo)12個(gè)月的通貨膨脹率一般在1％～3％之間，區(qū)間幅度接近2個(gè)百分點(diǎn)(即目標(biāo)通貨膨脹率加減一個(gè)百分點(diǎn))。

根據(jù)不同目標(biāo)區(qū)間的選擇，反映了通貨膨脹目標(biāo)制國家保持最低通貨膨脹水平可行性的不同觀點(diǎn)。選擇幅度較小的目標(biāo)區(qū)間的中央銀行，表明它對通貨膨脹目標(biāo)有堅(jiān)定的決心和可信的承諾，當(dāng)然也強(qiáng)調(diào)中央銀行要實(shí)現(xiàn)該目標(biāo)的短期責(zé)任。如果在實(shí)際操作中，中央銀行很難將目標(biāo)控制在確定的區(qū)間內(nèi)，頻繁的目標(biāo)偏離會降低中央銀行的可信度。通常情況下，較窄的區(qū)間會導(dǎo)致貨幣政策工具的不穩(wěn)定。為了達(dá)到給定的通貨膨脹率區(qū)間，如果時(shí)間期限越短，貨幣政策工具變化就越大。選擇較寬的目標(biāo)區(qū)間，很難評估中央銀行的短期行為，該區(qū)間在短期內(nèi)給予了中央銀行更多的靈活性，中央銀行只需要對通貨膨脹目標(biāo)負(fù)中期責(zé)任。由于寬區(qū)間具有更多的靈活性，而窄區(qū)間的風(fēng)險(xiǎn)性更大，所以，新西蘭將其目標(biāo)區(qū)間從原來的2％增加到后來的3％。目標(biāo)區(qū)間的加寬后，可以向公眾傳播一些有用的信息。如中央銀行評估其政策效果的不確定性信息，而且這種不確定性與通貨膨脹相關(guān)性很大，也說明目標(biāo)區(qū)間在未來有更寬趨向。然而，過寬的區(qū)間會引起公眾和市場懷疑，中央銀行是否對其承諾的通貨膨脹目標(biāo)負(fù)責(zé)。

在選擇通貨膨脹目標(biāo)數(shù)值時(shí)，零通貨膨脹率才等于物價(jià)穩(wěn)定，即物價(jià)穩(wěn)定應(yīng)該是通貨膨脹率為零或接近零。事實(shí)上，物價(jià)穩(wěn)定要受到度量和名義剛性問題的影響，物價(jià)穩(wěn)定表現(xiàn)為正的低水平的通貨膨脹率，而不是零通貨膨脹率。零通貨膨脹率將可能使價(jià)格水平出現(xiàn)負(fù)增長，從而使經(jīng)濟(jì)陷入通貨緊縮的政策風(fēng)險(xiǎn)，持續(xù)的通貨緊縮，會產(chǎn)生嚴(yán)重的流動性和清償能力問題，會影響到金融系統(tǒng)的正常運(yùn)作。因此，從表1可看出，幾乎所有的通貨膨脹目標(biāo)制國家的通貨膨脹目標(biāo)都確定在零通貨膨脹率以上，即年通貨膨脹率為1％～3％左右。

二、通貨膨脹目標(biāo)期限

通貨膨脹目標(biāo)期限就是中央銀行負(fù)責(zé)實(shí)現(xiàn)政策目標(biāo)的時(shí)間期限，即中央銀行要花多長的時(shí)間才能達(dá)到通貨膨脹目標(biāo)，該目標(biāo)可以持續(xù)多久。一般地，通貨膨脹目標(biāo)期限包括實(shí)施的初期、轉(zhuǎn)型期(通常為大約3年或更長點(diǎn))、穩(wěn)定期(要確定未來一年的年目標(biāo)，常見的是兩年；或確定一個(gè)可以達(dá)到長期目標(biāo)的年目標(biāo)路徑)。通貨膨脹目標(biāo)可以有一個(gè)或多個(gè)期限，中央銀行在確定一個(gè)目標(biāo)期限時(shí)，應(yīng)考慮政策的產(chǎn)生及其行為對通貨膨脹結(jié)果影響的時(shí)滯。如果政策期限比貨幣政策傳導(dǎo)的時(shí)滯還短，就意味著這個(gè)期間的通貨膨脹率將高到中央銀行所不能控制的水平。經(jīng)驗(yàn)證明，通貨膨脹目標(biāo)期限一般為1～4年。在這個(gè)時(shí)間期限范圍內(nèi)，確定的目標(biāo)期限越短，中央銀行與公眾交流的信息就越快越明確，對中央銀行短期行為的自由選擇的約束就越大。如果確定的目標(biāo)期限較長，則可以給中央銀行相對更多的靈活性來調(diào)整政策，使通貨膨脹水平朝著目標(biāo)區(qū)間中心點(diǎn)靠攏。假設(shè)確定一個(gè)不到一年或超過4年的目標(biāo)期限，就會使通貨膨脹目標(biāo)失去意義。因?yàn)樵谌绱硕痰?、不到一年的期限?nèi)，貨幣政策是不可能控制通貨膨脹的，而超過4年的目標(biāo)期限，就會大大降低中央銀行的可信度。目標(biāo)期限可以反映出中央銀行采取貨幣政策措施的應(yīng)對短期沖擊能力的強(qiáng)弱。實(shí)施通貨膨脹目標(biāo)制的國家，采取什么樣的目標(biāo)期限不僅要考慮政策效果的時(shí)滯，而且要依據(jù)初始階段時(shí)的通貨膨脹率。如果該國初始的通貨膨脹率與所期待的

通貨膨脹率不同的話，在假定貨幣政策對通貨膨脹影響時(shí)滯的條件下，該國可以允許大約兩年的期限內(nèi)來完成目標(biāo)，如果該國的通貨膨脹水平已經(jīng)很低，那么，他們可以采取即期的或無限期的目標(biāo)期限。

從表1看，少數(shù)國家如芬蘭、挪威、秘魯、瑞典、泰國和英國沒有一個(gè)確定的期限外，大部分的通貨膨脹目標(biāo)制國家通常有確定的、一年或多年的通貨膨脹目標(biāo)期限，通常在初期階段為1～3年不等。在通貨緊縮指標(biāo)中，除了用數(shù)字表示的長期通貨膨脹目標(biāo)或代表性的通貨膨脹率外，還有幾個(gè)重要的目標(biāo)期限的指標(biāo)：(1)一個(gè)轉(zhuǎn)型時(shí)期――通常為大約3年或更長時(shí)間，在此期間，他們的目標(biāo)是將通貨膨脹水平降至一個(gè)長期的目標(biāo)區(qū)間；(2)確定一個(gè)未來一年的年目標(biāo)，常見的是兩年；(3)確定一個(gè)可以達(dá)到長期目標(biāo)的年目標(biāo)路徑；(4)年目標(biāo)是按陽歷年12個(gè)月的通貨膨脹率來確定，有時(shí)也使用平均年通貨膨脹率。

在通貨膨脹穩(wěn)定時(shí)期，目標(biāo)期限有加長的傾向。當(dāng)通貨膨脹水平降至長期目標(biāo)區(qū)間內(nèi)時(shí)，年通貨膨脹目標(biāo)將被一個(gè)長期的、穩(wěn)定不變的通貨膨脹目標(biāo)所代替，即使采取了穩(wěn)定通貨膨脹目標(biāo)，中央銀行仍然需要為貨幣政策確定一個(gè)有效期限，只要當(dāng)通貨膨脹水平保持穩(wěn)定，目標(biāo)期限就加長。加拿大、智利、哥倫比亞、冰島、以色列、墨西哥、韓國、波蘭、新西蘭和瑞典等國在它們處于穩(wěn)定期后，他們的通貨膨脹目標(biāo)期限明顯延長了。

三、通貨膨脹目標(biāo)度量

在設(shè)計(jì)通貨膨脹目標(biāo)制時(shí)，另一個(gè)關(guān)鍵性的問題是選擇什么樣的標(biāo)準(zhǔn)來測量通貨膨脹目標(biāo)，選擇什么樣的物價(jià)指數(shù)來確定通貨膨脹的變化率。在通常情況下，中央銀行可以根據(jù)權(quán)衡可控性和可信度來選擇合適的物價(jià)指數(shù)，并通過物價(jià)指數(shù)來計(jì)算目標(biāo)通貨膨脹率。所選擇的物價(jià)指數(shù)一般能反映經(jīng)濟(jì)對供給沖擊的相對敏感性。大多數(shù)國家的中央銀行選擇消費(fèi)物價(jià)指數(shù)(Consumers Price Index-CPI)作為通貨膨脹目標(biāo)制的名義目標(biāo)變量，一是因?yàn)镃PI作為生活成本指數(shù)，能夠及時(shí)和明確地反映一籃子商品和服務(wù)價(jià)格的變化，二是因?yàn)樵撝笖?shù)定期公布，廣為人知，易于獲取和明了。但是，CPI作為通貨膨脹目標(biāo)制的名義變量也有一些不足。首先，CPI包含了住房項(xiàng)目(指住房按揭利息費(fèi)用)，而短期內(nèi)該費(fèi)用使得CPI與中央銀行的調(diào)整意圖呈反向變動：如利率上調(diào)抬高住房按揭利率，從而使得CPI上升；利率下調(diào)住房按揭利率下降，從而CPI下降。其次，CPI還包含一些中央銀行沒法控制的因素，如管理價(jià)格、貿(mào)易條件、間接稅、食品和能源價(jià)格的短期波動等。

中央銀行采用核心通貨膨脹標(biāo)準(zhǔn)來預(yù)測未來的通貨膨脹，制定前瞻性的政策，以及在通貨膨脹報(bào)告中分析通貨膨脹走勢和通貨膨脹結(jié)果。由于CPI中包含了一些中央銀行難以控制的因素及其短期影響，這些不利因素促使部分國家選擇了CPI的修正指數(shù)核心通貨膨脹率(core Inflation Rate)作為它們的目標(biāo)度量標(biāo)準(zhǔn)(見表1)，如南非使用的是扣除了利息費(fèi)用的CPI指數(shù)(CPIX)。英國在2004年前使用的是RPLX指數(shù)(扣除了利息費(fèi)用的零售價(jià)格指數(shù))。2004年后，英國為了與歐盟的HICP指數(shù)(扣除了利息費(fèi)用的消費(fèi)價(jià)格指數(shù))相對應(yīng)，使用了目前的CPI指數(shù)。加拿大、澳大利亞、韓國、泰國等使用的是扣除了食品和石油價(jià)格的核心CPI指數(shù)。為什么許多國家有使用核心CPI指數(shù)作為度量標(biāo)準(zhǔn)的傾向?主要原因有：一是核心CPI指標(biāo)剔除了抵押貸款利息的支付等因素，可以避免以上不足而產(chǎn)生一些問題。二是核心通貨膨脹目標(biāo)中剔除了CPI的其它因素，如加拿大和芬蘭等國家剔除了間接稅，這樣財(cái)政政策的變化不會引起貨幣政策非預(yù)期的變化。三是核心CPI指數(shù)扣除了最容易變動(且平均恢復(fù)期限長達(dá)2～3年)的食品和能源價(jià)格因素，這樣可以通過確定一個(gè)較長期限(如一年多)的通貨膨脹目標(biāo)或采用一個(gè)變動的年平均通貨膨脹率來解決這個(gè)問題。新西蘭則使用可調(diào)整的CPI通貨膨脹率來計(jì)算核心通貨膨脹率。政策目標(biāo)協(xié)議規(guī)定，新西蘭儲備銀行應(yīng)該調(diào)節(jié)CPI以適應(yīng)某些種類的沖擊，如供給沖擊和貿(mào)易條件變化等。當(dāng)沖擊產(chǎn)生時(shí)，可調(diào)整的CPI使中央銀行更具一定的判斷力，不過，在選擇核心通貨膨脹標(biāo)準(zhǔn)時(shí)，中央銀行必須向公眾說明物價(jià)指數(shù)是怎樣形成的，同時(shí)，還要說明核心通貨膨脹率與公布的CPI指數(shù)的關(guān)聯(lián)性。

四、目標(biāo)偏離和例外條款(escape clause)

隨著經(jīng)濟(jì)環(huán)境的變化和貨幣政策的不確定性，即使通貨膨脹目標(biāo)制下的目標(biāo)定位已經(jīng)確定，經(jīng)濟(jì)中都有可能出現(xiàn)實(shí)際通貨膨脹的目標(biāo)偏離現(xiàn)象。如果經(jīng)濟(jì)中出現(xiàn)了大的供給沖擊，有的國家允許通貨膨脹目標(biāo)出現(xiàn)一定幅度的短期偏離，中央銀行需要一定的時(shí)間和空間以及更大的靈活性來調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)，以達(dá)到長期通貨膨脹目標(biāo)。

通貨膨脹目標(biāo)偏離現(xiàn)象不僅僅是突發(fā)事件產(chǎn)生而引起的，還有貨幣當(dāng)局決策的結(jié)果。由于通貨膨脹目標(biāo)是一種“限制性的相機(jī)抉擇”政策理論框架，如果政策目標(biāo)所關(guān)注的不僅僅是通貨膨脹，還有其它宏觀經(jīng)濟(jì)變量，那么，政策結(jié)果就會造成事先所公布的目標(biāo)偏離或目標(biāo)變更的現(xiàn)象。政策決策是否要改變通貨膨脹目標(biāo)，很大程度上在于攻擊經(jīng)濟(jì)的沖擊種類。如產(chǎn)生了石油價(jià)格的暴漲等總供給沖擊，就會產(chǎn)生短期的產(chǎn)出和就業(yè)之間不穩(wěn)定的矛盾和長期的通貨膨脹不穩(wěn)定情況。如果沖擊過大，或這種沖擊產(chǎn)生于一些不可預(yù)期的緣由，實(shí)際的通貨膨脹目標(biāo)也會偏離或改變事先公布的通貨膨脹目標(biāo)[7]。

目標(biāo)偏離是通貨膨脹目標(biāo)制的國家常出現(xiàn)的一種現(xiàn)象。目標(biāo)偏離并不意味著我們應(yīng)該放棄事先公布的、整個(gè)的通貨膨脹目標(biāo)策略。只要中央銀行能夠解釋說明這種偏離是一種突發(fā)事件所產(chǎn)生的結(jié)果，中央銀行在公眾中的可信度不會受到影響。例如，中央銀行重新確定目標(biāo)后，需要向公眾公布并說明中央銀行是怎樣打算來適應(yīng)這種不可預(yù)期的偶發(fā)事件，同時(shí)要確定恢復(fù)物價(jià)穩(wěn)定目標(biāo)的回歸路徑。這樣，一種策略盡管不能減少供給沖擊的短期通貨膨脹影響，但至少可以限制這些影響，并阻止它們進(jìn)一步影響到長期的通貨膨脹傾向。

實(shí)踐中，如果一個(gè)國家所確定的通貨膨脹目標(biāo)為點(diǎn)目標(biāo)，更容易出現(xiàn)目標(biāo)偏離的情況。一般地，不管目標(biāo)偏離是偶發(fā)性的還是貨幣當(dāng)局的決策行為，為了對通貨膨脹目標(biāo)負(fù)責(zé)，中央銀行應(yīng)該正式向公眾說明通貨膨脹偏離目標(biāo)的原因，但每個(gè)通貨膨脹目標(biāo)制中央銀行并非如此，只有新西蘭、加拿大、英國、瑞典、以色列、巴西、泰國、冰島、菲律賓的中央銀行說明目標(biāo)偏離的原因和解決問題的措施等。有的只是出于某種壓力，才對通貨膨脹目標(biāo)偏離的這種現(xiàn)象進(jìn)行公布和解釋。

如果通貨膨脹目標(biāo)確定為點(diǎn)目標(biāo)，這樣更加容易出現(xiàn)目標(biāo)偏離情況。這就需要使用了一個(gè)“例外條款”和確定一個(gè)偏離的幅度作為責(zé)任底線，或者根據(jù)核心通貨膨脹率確定通貨膨脹目標(biāo)以克服目標(biāo)區(qū)間的不足。“例外條款”的條件是，允許通貨膨脹目

標(biāo)出現(xiàn)一定程度的偏離，并規(guī)定了中央銀行可以恢復(fù)或回歸通貨膨脹目標(biāo)路徑或公布新目標(biāo)路徑的時(shí)間期限。中央銀行一旦決定使用例外條款或允許一個(gè)偏離的容忍度(margin of tolerance)，就應(yīng)該將這個(gè)決定條理化、法律化，并將成文的內(nèi)容公布于眾。例外條款通常是用來提前說明在這樣一些經(jīng)濟(jì)環(huán)境中，如經(jīng)濟(jì)中出現(xiàn)了負(fù)的供給沖擊、或大范圍的管理價(jià)格的調(diào)整，中央銀行要適當(dāng)調(diào)整貨幣政策來適應(yīng)通貨膨脹的失調(diào)。此外，使用例外條款并沒有成為通貨膨脹目標(biāo)制的一種標(biāo)準(zhǔn)，也只有少數(shù)國家是根據(jù)核心通貨膨脹率來確定通貨膨脹目標(biāo)。

例外條款的設(shè)計(jì)主要是為了確定在特殊條件下，允許目標(biāo)在一定程度的范圍內(nèi)偏離所確定的通貨膨脹目標(biāo)。例外條款給予中央銀行更多的靈活性來應(yīng)對突發(fā)沖擊。這種突發(fā)性沖擊包括貿(mào)易條件的變化、供給沖擊和間接稅等。例外條款并不是所有的通貨膨脹目標(biāo)制國家都會確定。事實(shí)上，只有如加拿大、捷克、新西蘭、菲律賓、波蘭和南非等少數(shù)國家在他們的通貨膨脹目標(biāo)制的理論框架中有例外條款。在捷克，當(dāng)非預(yù)期的外部沖擊、自然災(zāi)害和影響農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的狀況發(fā)生時(shí)，允許目標(biāo)出現(xiàn)暫時(shí)性的偏離。在新西蘭，當(dāng)世界商品價(jià)格發(fā)生暫時(shí)性的波動、間接稅變化和自然災(zāi)害時(shí)，允許目標(biāo)偏離。在菲律賓，突發(fā)性的沖擊包括未加工的商品價(jià)格、石油產(chǎn)品價(jià)格的波動、稅收和津貼等政府政策的變動，以及自然災(zāi)害等。在波蘭，包括外部因素、食品和官方控制價(jià)格。在南非，供給沖擊包括貿(mào)易條件、國際資本流動和自然災(zāi)害等。瑞典的沖擊包括短暫的突然沖擊、和抵押貸款利率、間接稅和供給沖擊的變化等。

五、結(jié)束語

第9篇：通貨膨脹的特征范文

關(guān)鍵詞：外匯占款；貨幣發(fā)行；貨幣供應(yīng)；通貨膨脹；VAR模型

一、 引言

近十幾年來，我國外匯占款一直處于上升的通道中。自從我國加入WTO以來，我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展非常迅猛，已經(jīng)很好地融入到全球經(jīng)濟(jì)格局中，對外貿(mào)易成為支撐我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個(gè)重要支柱。由于我國多年以來主要呈現(xiàn)貿(mào)易順差局面，并且由于我國實(shí)施強(qiáng)制結(jié)售匯制，所以央行必須不斷發(fā)行貨幣，用新發(fā)行的貨幣購進(jìn)外匯，造成我國外匯占款逐年增長，由此也對我國通貨膨脹的上升帶來了不小的壓力。

由圖1可以看出，截至2014年12月末，中國金融機(jī)構(gòu)外匯占款總計(jì)人民幣27.07萬億元，而2001年末這一數(shù)據(jù)僅為1.88萬億元，增長了大約14倍，同時(shí)外匯占款與基礎(chǔ)貨幣的比值也由2001年末的0.473提升到了2013年末的0.92。從圖1還可以發(fā)現(xiàn)，我國外匯占款一直保持著一種迅猛的增長態(tài)勢，2006年末外匯占款超過了基礎(chǔ)貨幣，這種情況一直持續(xù)到2011年，此后由于人民幣升值的壓力導(dǎo)致外匯占款增長速度放緩，央行通過逆回購央票的方式來發(fā)行貨幣，我國的外匯占款才降到了基礎(chǔ)貨幣之下，而到了2013年后，外匯占款又重新回到上升渠道，繼續(xù)支撐起我國基礎(chǔ)貨幣發(fā)行的職能。

二、 數(shù)據(jù)選取與模型構(gòu)建

本文將建立向量自回歸模型（VAR），以此來分析外匯占款對我國通貨膨脹的影響及其傳導(dǎo)路徑。

1. 數(shù)據(jù)選取。本文選取了2001年1月～2014年12月期間的月度相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，其中，外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)均使用同比增長率數(shù)據(jù)，在分析中FX 表示外匯占款，CI代表貨幣發(fā)行量，M2代表廣義貨幣供應(yīng)量，CPI表示物價(jià)指數(shù)，此次分析的數(shù)據(jù)均來源于人民銀行的年度統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。論文采用工具軟件 EVIEWS8.0 進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

2. 序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。通過對模型的平穩(wěn)性檢驗(yàn)顯示四個(gè)變量中存在單位根序列，并非都是平穩(wěn)序列，然而經(jīng)過檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)這四個(gè)變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的。因此使用這些變量的一階差分序列來構(gòu)建VAR模型。表1所示即為外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)這些變量一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗(yàn)結(jié)果。

從表1的單位根檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，采用ADF檢驗(yàn)得到t統(tǒng)計(jì)量都小于顯著水平5%的臨界值，說明外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量、和物價(jià)指數(shù)這四個(gè)變量的一階差分序列均不存在單位根，說明這四個(gè)變量的一階差分序列是平穩(wěn)的，因此可以用外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量、和物價(jià)指數(shù)這四個(gè)變量的一階差分序列建立VAR模型。

3. 模型滯后期選擇。VAR模型滯后階數(shù)選擇范圍設(shè)為滯后0-8期，表2為VAR模型滯后階數(shù)選擇的輔助判定表，其中“*”表示不同的準(zhǔn)則下應(yīng)該選取的最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看出，模型在滯后階數(shù)為2的情況下出現(xiàn)“*”號的次數(shù)達(dá)到2次，多于其它滯后期下出現(xiàn)“*”號的次數(shù)，因此設(shè)置模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

4. 單位根檢驗(yàn)。根據(jù)表2的分析結(jié)果得知構(gòu)建VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，因此可以構(gòu)建2階滯后的VAR模型。在對VAR模型進(jìn)一步分析前，還需對VAR模型進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果見圖2所示。從圖2中可以看出，VAR模型共有8個(gè)特征根，這些特征根都落在了單位圓內(nèi)，因此能夠判定構(gòu)建的VAR模型是比較穩(wěn)定的。

三、 VAR模型分析

1. VAR模型估計(jì)結(jié)果。表3為所建立VAR模型的估計(jì)結(jié)果，從中可以看出，上月貨幣供應(yīng)量每變化一個(gè)單位會引起本月外匯占款按相反方向變化0.344單位，上月通貨膨脹每變化一單位則會引起本月外匯占款相反方向變動0.652單位，由此可以斷定外匯占款受前期的貨幣供應(yīng)量和物價(jià)指數(shù)的影響較大。上月外匯占款每變化一單位會引起本月貨幣發(fā)行量按相反方向變動0.179單位，前兩個(gè)月外匯占款每變動一單位導(dǎo)致本月貨幣發(fā)行量同方向變化0.519單位，同時(shí)貨幣發(fā)行量也受到了貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹的前一、二期影響。上月貨幣發(fā)行量每變化一單位導(dǎo)致本期貨幣供應(yīng)量反方向變動0.046單位，并且上月外匯占款每變動一單位導(dǎo)致本月貨幣供應(yīng)量按相同方向變動0.012單位，相對來說貨幣發(fā)行量比外匯占款對貨幣供應(yīng)量的影響較大。通貨膨脹受到了前兩期外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應(yīng)量的影響，其中受貨幣供應(yīng)量影響的程度相對比較明顯。

2. 脈沖響應(yīng)分析。本研究選取脈沖響應(yīng)函數(shù)滯后期為24期，即兩年時(shí)間，對隨機(jī)擾動項(xiàng)上施加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的結(jié)構(gòu)沖擊，分析結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量的當(dāng)期和未來各期取值所帶來的影響。圖3表示通貨膨脹對外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應(yīng)量和本身的脈沖響應(yīng)圖。

從圖3中可以發(fā)現(xiàn)，如果在本月給外匯占款施加一個(gè)正向沖擊，通貨膨脹因此所受的影響也始終是正向的，影響程度在第3個(gè)月達(dá)到最大，隨后各期的影響逐漸減弱。由此可以說明外匯占款增長會促使通貨膨脹的上升，其影響程度在第三個(gè)月達(dá)到最大。如果在本月對貨幣發(fā)行量施加一個(gè)正向沖擊，通貨膨脹所受的影響也始終是正向的，其影響程度在第一個(gè)月達(dá)到最大，隨后各期影響逐漸減弱?？梢哉f明貨幣發(fā)行量的上漲會促使通貨膨脹的加劇，這種影響在初期表現(xiàn)最為明顯，隨后逐漸減弱。如果在本期給貨幣供應(yīng)量施加一個(gè)正的沖擊后，通貨膨脹在第一期受到影響是反向的，第二期變?yōu)檎蝽憫?yīng)，但此后各期的響應(yīng)均為負(fù)的。由此可以說明我國政府對通貨膨脹的控制比較嚴(yán)謹(jǐn)，當(dāng)貨幣供應(yīng)增長較快時(shí)，政府通常會采取一系列措施來預(yù)防通貨膨脹的加劇。

3. 方差分解。對VAR模型進(jìn)行方差分解，分析外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應(yīng)量這些變量對通貨膨脹的影響程度和貢獻(xiàn)率，圖4為方差分解的結(jié)果。

圖4（左上）表示外匯占款對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率，可以看出外匯占款最初2個(gè)月對物價(jià)指數(shù)的方差貢獻(xiàn)率非常小，僅有0.5%，從第3個(gè)月就迅速上升到2.97%，隨后幾個(gè)月呈現(xiàn)出一種上升的態(tài)勢，從第7個(gè)月以后外匯占款對物價(jià)指數(shù)的方差貢獻(xiàn)率方差就穩(wěn)定在4.7%到5%這個(gè)水平之間。

圖4（右上）表示貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率，可以看出貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率相對較大，從第一個(gè)月開始，方差貢獻(xiàn)率就達(dá)到了10.7%，在第二個(gè)月達(dá)到最大值15.4%，隨后貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率便開始回落，從第7個(gè)月開始就基本穩(wěn)定在14.5%左右這個(gè)水平。

圖4（左下）表示貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率，可以發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹的方差貢獻(xiàn)率相對較小，最初六個(gè)月方差貢獻(xiàn)率一直處于上升通道中，然后就穩(wěn)定在2.2%～2.5%之間。

圖4（右下）表示通貨膨脹對自身的方差貢獻(xiàn)率，一開始就達(dá)到了88%左右，從此之后物價(jià)指數(shù)對自身的影響就不斷減少，在7個(gè)月后達(dá)到了78%左右，此后就一直穩(wěn)定在這個(gè)水平上下。

通過以上分析得知，通貨膨脹的波動受自身影響的最大，要想抑制通貨膨脹首先要從通貨膨脹本身出發(fā)，全方位分析通貨膨脹被誘發(fā)的各類因素，并從各個(gè)維度對這些因素進(jìn)行綜合治理。其次，貨幣發(fā)行量對通貨膨脹波動的影響也很大，最高達(dá)到15.4%，外匯占款對通貨膨脹波動的影響稍弱，最高可達(dá)到5%，而貨幣供應(yīng)量對通貨膨脹波動的影響相對最弱，最高只有2.5%，由此可知貨幣發(fā)行量是引發(fā)通貨膨脹波動的一個(gè)重要因素，要想有效抑制通貨膨脹還應(yīng)從源頭上合理控制貨幣發(fā)行量的規(guī)模。

四、 研究結(jié)論

本文根據(jù)以上研究結(jié)論得出以下結(jié)論：

1. 從VAR模型中得知，外匯占款受到前期的貨幣供應(yīng)量和通貨膨脹的影響較大；貨幣發(fā)行量比外匯占款對貨幣供應(yīng)量的影響要大；通貨膨脹受到了前兩期外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應(yīng)量的影響，其中受貨幣供應(yīng)量影響的程度相對比較明顯。

2. 從脈沖響應(yīng)函數(shù)可知，外匯占款增長會促使通貨膨脹的上升，其影響程度在第三個(gè)月達(dá)到最大；貨幣發(fā)行量的上漲會促使通貨膨脹的加劇，這種影響在初期表現(xiàn)最為明顯，隨后逐漸減弱；我國在管制通貨膨脹時(shí)非常謹(jǐn)慎，一旦貨幣供應(yīng)量出現(xiàn)明顯增長，央行通常會采取一系列措施來預(yù)防通貨膨脹的加劇。

3. 從方差分解可以得知，通貨膨脹的波動受自身影響的最大，要想抑制通貨膨脹還是要從自身出發(fā)，全方位分析通貨膨脹被誘發(fā)的各類因素，并從各個(gè)維度對這些因素進(jìn)行綜合治理；貨幣發(fā)行量是引發(fā)通貨膨脹波動的一個(gè)重要因素，要想有效抑制通貨膨脹還應(yīng)從源頭上合理控制貨幣發(fā)行量的規(guī)模。

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基金項(xiàng)目：安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)重點(diǎn)項(xiàng)目（項(xiàng)目號：ACKY1404ZD）。