通貨膨脹特征精選(九篇)
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第1篇：通貨膨脹特征范文
關(guān)鍵詞:通貨膨脹;成因;政策;建議
中圖分類號:F12文獻標識碼:A
2007年美國爆發(fā)了繼上世紀三十年代經(jīng)濟大蕭條以來最嚴重的一場經(jīng)濟危機――次貸危機,這場危機迅速從美國的房地產(chǎn)市場蔓延到金融領(lǐng)域,隨著雷曼兄弟等世界著名投行在危機中紛紛倒下,次貸危機的影響力在不斷擴大,最終演變?yōu)槿蛐缘慕?jīng)濟危機。在經(jīng)濟全球化的推動下,世界各主要經(jīng)濟體都遭受到了不同程度的經(jīng)濟損失,其中美國、日本和西歐等發(fā)達國家受到的沖擊最大,中國作為世界上最大的發(fā)展中國家,在這場危機中也難以獨善其身。2007年上半年,我國面臨通貨膨脹的巨大壓力,通貨膨脹帶來了物價上漲、貨幣貶值、生產(chǎn)成本上漲、熱錢流入、人民幣升值壓力不斷擴大等問題。直到2008年8月以后,通貨膨脹的壓力才有所減輕,歷時1年多的通貨膨脹給我國經(jīng)濟帶來了哪些影響,本文就通貨膨脹問題展開論述。
一、通貨膨脹的性質(zhì)
關(guān)于通貨膨脹的定義,一直都是國內(nèi)外經(jīng)濟學(xué)家研究和討論的重點,學(xué)術(shù)界也始終沒有統(tǒng)一的定義。一般的,關(guān)于通貨膨脹的權(quán)威說法有兩種:一種是新古典綜合學(xué)派的觀點,他們認為通貨膨脹是“一般物價水平或物價總水平的普遍的持續(xù)的上漲”,因此又稱他們?yōu)椤拔飪r派”,其代表人物是薩繆爾森;另一種學(xué)派是“貨幣派”,其代表人物是弗里德曼,他通過貨幣數(shù)量論證明了貨幣量的增長是通貨膨脹的唯一決定因素。目前,國內(nèi)經(jīng)濟學(xué)家大多是綜合二者即通過研究物價和貨幣數(shù)量的兩種經(jīng)濟現(xiàn)象來衡量通貨膨脹水平。如果物價持續(xù)上漲,貨幣供應(yīng)量持續(xù)增加,同時還伴隨著經(jīng)濟過熱,這種現(xiàn)象就定義為通貨膨脹;反之,即為通貨緊縮。
關(guān)于通貨膨脹的成因,國外的經(jīng)濟學(xué)家一般將其分為四大類:需求拉上型、成本推動型、混合推動型和結(jié)構(gòu)性通貨膨脹。在經(jīng)濟全球化的趨勢下,通貨膨脹也可以從一國傳導(dǎo)到另一國,顯示出輸入型通貨膨脹的特征,這正是經(jīng)濟危機帶來的嚴重弊端之一。
衡量通貨膨脹的常用指標有消費物價指數(shù)CPI、生產(chǎn)者物價指數(shù)PPI和GDP平減指數(shù)三種,其中CPI是最主要的衡量指標,它通過衡量居民的生活費用來衡量通貨膨脹水平。當(dāng)CPI超過5%就可看作是嚴重通貨膨脹,CPI在3%～5%之間是溫和型通貨膨脹。2007年我國CPI指數(shù)從年初的2.2%上漲到年末的6.9%,全年漲幅4.8%,通貨膨脹還是溫和型的。
二、從“價格”出發(fā)解釋通貨膨脹成因
(一)結(jié)構(gòu)性通貨膨脹。2007～2008年度,通貨膨脹率先在農(nóng)產(chǎn)品和食品價格上體現(xiàn)出來了,具有明顯的“結(jié)構(gòu)化”特征。2007年食品價格上漲12.3%,其中糧食上漲6.3%,肉禽及其制成品上漲31.7%,蛋類上漲21.8%。導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品漲價的原因,一方面是由于政府政策對農(nóng)村經(jīng)濟的扶持和提高農(nóng)民收入水平的要求;另一方面也是市場規(guī)律作用的結(jié)果,糧食生產(chǎn)成本增加,而市場的消費需求和生產(chǎn)需求旺盛,使得供求不平衡,價格也就被推高了。2007年國際糧食價格居高不下,帶動了國內(nèi)市場農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲。2008年初,我國南方遭遇了百年一遇的大雪災(zāi),南方農(nóng)產(chǎn)品供給不足,北方大量糧食、蔬菜、豬肉等物資運到南方,加大了成本,農(nóng)產(chǎn)品的價格自然就上漲了。2008年1～2月份,我國CPI創(chuàng)新高分別上漲7.1%和8.7%,足以證明通貨膨脹的規(guī)模不斷擴大。
(二)輸入推動型通貨膨脹。輸入型通貨膨脹是此次我國通貨膨脹產(chǎn)生的又一個顯著特征。次貸危機產(chǎn)生后,大量的資金從金融市場流向商品市場尋求避險,這些熱錢的進入大大推動了能源、原材料和農(nóng)產(chǎn)品的期貨價格,從而推動了我國進口產(chǎn)品的價格,引發(fā)國內(nèi)相關(guān)產(chǎn)品的價格也普遍漲價。我國是世界上進口依存度最高的國家之一,尤其在石油和鐵礦石進口上一直是世界進口大國。1993年我國成為石油凈進口國,2007年原油對外依存度達到46.05%;2007年第一季度首次成為煤炭凈進口國;目前鐵礦石超過一半以上依靠進口;大豆、植物油進口超過50%。2007年以美元標價的國際原油價格持續(xù)漲價,屢屢突破每桶百元大關(guān);鐵礦石價格上漲9.5%,2008年則上漲65%～71.5%,這使國內(nèi)依靠能源和原材料的生產(chǎn)加工企業(yè)成本加大,導(dǎo)致國內(nèi)工業(yè)產(chǎn)品價格上漲壓力。
(三)成本推動型通貨膨脹。2007年至2008年6月,我國經(jīng)歷了高通脹和高增長的發(fā)展歷程,這與我國特殊的經(jīng)濟增長結(jié)構(gòu)有重要關(guān)系。傳統(tǒng)上,拉動需求有三駕馬車――消費、投資、出口,其中消費支出是總支出的主要力量。在發(fā)達國家消費占GDP總量的2/3左右,其次是投資和出口。而在我國呈現(xiàn)相反的格局,消費只占GDP比例的50%左右,而投資和出口占比逐年上升。根據(jù)國家統(tǒng)計局公布的數(shù)據(jù),2001～2006年,消費、投資和凈出口對GDP的貢獻率分別由50%、50.1%和-0.1%轉(zhuǎn)變?yōu)?9.2%、41.3%和19.5%。投資超過消費成為推動經(jīng)濟增長的第一推動力,2007～2008年固定增產(chǎn)投資增速在25%左右。出口增長的速度也很快,2005～2007年出口年均增速達到30%以上。投資和外需成為拉動中國經(jīng)濟增長的兩大動力。投資驅(qū)動型的增長模式,一方面加劇了國內(nèi)能源、燃料等資源的緊缺,資源的稀缺性促使產(chǎn)品物價上漲;另一方面加大了國外大宗產(chǎn)品價格上漲對國內(nèi)經(jīng)濟的沖擊力,并導(dǎo)致輸入型通貨膨脹。
三、從“貨幣”出發(fā)研究通貨膨脹的根源
弗里德曼認為,通貨膨脹純粹是一種貨幣現(xiàn)象:經(jīng)濟中存在過多的貨幣將會導(dǎo)致物價上升,紙幣貶值。下面就從貨幣方面來探討一下通貨膨脹形成的根源。
(一)國際收支不平衡,超額外匯儲備持續(xù)增長。從1994年開始我國的國際收支已經(jīng)持續(xù)多年順差,這種狀況一直延續(xù)至今。順差的原因一方面是我國的貿(mào)易順差,出口大于進口;另一方面是我國鼓勵國際來華投資的政策,吸引了海外對華投資逐年增加;此外,由于人民幣升值的預(yù)期使大量短期國際熱錢流入中國。國際收支不平衡帶來的后果就是外匯儲備不斷膨脹,到2008年底,我國的外匯儲備已經(jīng)躍居世界第一,達到2萬億美元。如此大量的外匯儲備也帶來了隱患。由于我國采取的結(jié)售匯制度,對人民幣升值有很大的升值壓力。為了保障人民幣不至于過快的升值影響出口,政府不得不用買匯的方式買進大量的美元,使得外匯占款增加,外匯占款增加對應(yīng)的是人民幣的投放增加,基礎(chǔ)貨幣擴大。2001～2007年我國的貨幣發(fā)行速度明顯加快,年增長幅度分別為7.1%、9.62%、10.93%、12.05%、16.99%,貨幣增長速度大于GDP增長速度,因此外匯占款的通貨膨脹效應(yīng)更加顯著。
(二)流動性過剩帶來的通貨膨脹壓力。流動性過剩就是流通中的貨幣供應(yīng)量超過商品流通的實際貨幣需求,造成貨幣供需不平衡,供大于求帶來了價格的上漲。我國流動性過剩的主要原因源于投資和消費的矛盾,由于我國居民長期存在保守的消費意識,加之落后的金融投資觀念和投資領(lǐng)域狹窄,居民將大部分收入以銀行存款的形式存放在銀行,以獲得穩(wěn)定的利息收入。銀行吸收的存款越多,用于投資的資金就越多,在缺乏嚴格監(jiān)管的前提下,銀行為了最大化地盈利不斷放貸,信貸膨脹帶來的是投資過熱,投資的增長又會增加國民收入,一旦投資過熱,通貨膨脹問題也就產(chǎn)生了。
同時,關(guān)注國際市場的資本動向,全球性流動性過剩是不可忽視的外因。由于美國長期推行的低利率政策和寬松的貨幣政策,造成美元的貨幣供應(yīng)量不斷增加。2007年以來,美聯(lián)儲為了應(yīng)對次貸危機,繼續(xù)加大美元的發(fā)行量。美元供給量的快速增加,加大了美元貶值預(yù)期,大量資本流入其他國家尋求庇護,加劇了其他國家的通貨膨脹壓力。
四、我國治理通貨膨脹的綜合性措施
(一)貨幣政策手段。2006～2007年央行頻繁運用存款準備金率、貼現(xiàn)率、公開市場操作三大貨幣政策工具治理通貨膨脹。央行先后提高商業(yè)銀行存款準備金率共15次,僅2007年就達到10次,存款準備金率從年初的9%提高到年底的14.5%。2008年上半年又先后5次調(diào)高存款準備金率,6月份上調(diào)至17.5%。其次,上調(diào)人民幣存貸款基準利率。從2006年4月28日到2007年12月8日8次上調(diào)存貸款基準利率,僅2007年一年就先后9次上調(diào)金融機構(gòu)人民幣存貸款基準利率,一年期存款基準利率從2007年初的2.52%上調(diào)至4.14%,累計上調(diào)1.62個百分點;一年期的貸款基準利率從年初的6.12%上調(diào)至年末的7.47%,累計上調(diào)1.35個百分點。同時,發(fā)行中央銀行票據(jù),自2003年4月啟動發(fā)行央行票據(jù)以來,發(fā)行量就逐年擴大。2005～2007年每年累計發(fā)行央行票據(jù)數(shù)額分別為2.79萬億元、3.65萬億元、4.07萬億元。此外,央行還運用窗口指導(dǎo)等間接調(diào)控手段,調(diào)節(jié)貨幣供求,穩(wěn)定物價上漲。央行頻繁的加息行為反映了其緊縮性的貨幣政策取向。
遺憾的是央行采取的以調(diào)高存款準備金率和利率為代表的緊縮性貨幣政策,并沒有明顯降低貨幣供給量的增長速度。數(shù)據(jù)顯示,2007年5月至2008年8月,廣義貨幣量M2增速仍然高位運行。我國延續(xù)多年的“高通脹,高增長”的局面沒有得到改變。究其原因,主要還是對這次通貨膨脹的成因沒有看清。此次通貨膨脹并不是簡單的成本推動型或需求拉上型,而是各方面原因綜合作用的結(jié)果,既有成本推動的作用,也有結(jié)構(gòu)性特征,而且還有國際輸入型通貨膨脹的新特點。使用單一的“數(shù)量型”政策工具難以解決各目標,同時證明了主要用于調(diào)控短期需求的貨幣政策工具對綜合型通貨膨脹的治理效果不佳。
(二)匯率政策手段。當(dāng)前,人民幣升值預(yù)期是導(dǎo)致國際熱錢流入的重要原因,只要人民幣還有升值的空間,國際熱錢就會源源不斷地流入國內(nèi)。這些熱錢的進入,一方面帶來了更多的投資可利用資金;另一方面也加大了投機的可能性,帶來了更大不確定性。當(dāng)務(wù)之急就是要改革我國的匯率制度,有關(guān)學(xué)者提出人民幣匯率改革進度必須在穩(wěn)步上升的前提下,加快升值節(jié)奏,人民幣升值既要改變一開始的“小幅慢走”,又不能跑得太快,“小幅快跑”是可以嘗試的新措施。
我國需要繼續(xù)深化匯率管理體制。在此次經(jīng)濟危機中,美國采取的低利率政策使得美元貨幣供應(yīng)量不斷增長,美元貶值,我國龐大的以美元標價的外匯儲備資產(chǎn)大幅縮水。因此,我國應(yīng)改變以往盯住美元的單一匯率形成機制,建立更加多元化的匯率形成機制,例如人民幣對歐元的匯率機制。在應(yīng)對國際金融危機的形勢下,我國政府也提出一些建設(shè)性的建議。例如,央行行長周小川提出的“超貨幣”的觀點,他希望IMF能進一步擴大發(fā)展中國家在世界貨幣體系中的地位和話語權(quán)。
增加人民幣匯率彈性也是匯率政策改革的重要方面。我國長期實行單一的匯率機制,在此次危機來臨時顯現(xiàn)出其不足。因此,需要改變匯率一味的單一升值趨勢,在特定情況下允許匯率在合理的區(qū)間上下波動,增加匯率的靈活性。例如,當(dāng)國際經(jīng)濟環(huán)境不佳時,我們可以采取適當(dāng)貶值的手段。
(三)財政政策手段。2008年各項經(jīng)濟數(shù)據(jù)顯示中央采用的緊縮性貨幣政策手段成效有限,貨幣發(fā)行量仍高于經(jīng)濟需求的貨幣量,但另一方面財政政策卻更加有效。財政政策不僅可以調(diào)節(jié)需求,對供給方面也能產(chǎn)生影響,而且財政政策較少受到外部經(jīng)濟的影響,政策扭曲效果較小。因此,財政政策在治理通貨膨脹時發(fā)揮了積極作用。
首先,此次通貨膨脹中農(nóng)產(chǎn)品漲價是重要原因,這就需要政府提高價格管制能力,尤其要從根本上穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格。第一,繼續(xù)加大對農(nóng)村的財政投入、生產(chǎn)補貼,加強農(nóng)村基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè);第二,通過關(guān)稅手段嚴格控制工業(yè)用糧和糧食出口,保證國內(nèi)的糧食供應(yīng)穩(wěn)定;第三,加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化進程,用科技手段不斷改造傳統(tǒng)農(nóng)業(yè),使之規(guī)?；?、機械化,真正實現(xiàn)向現(xiàn)代化農(nóng)業(yè)的轉(zhuǎn)變;第四,改革農(nóng)村金融服務(wù)體系,加大政府對農(nóng)村金融的扶持和優(yōu)惠力度,提高農(nóng)民收入水平,逐步縮小城鄉(xiāng)差距。
其次,政府應(yīng)加強對資本市場和房地產(chǎn)市場的監(jiān)管,完善相關(guān)法律制度。2009年我國股市開始復(fù)蘇,IPO新股上市發(fā)行,大小非全面解禁,創(chuàng)業(yè)板籌備上市,資本市場面臨全新的挑戰(zhàn)。政府可以采用提高資本市場交易成本、加大轉(zhuǎn)移支付力度等宏觀調(diào)控手段抑制資產(chǎn)價格的快速增長,從而減小資本市場對通貨膨脹的推動壓力。房地產(chǎn)市場更加需要政府推出“組合拳”來整頓市場秩序?？刂品康禺a(chǎn)投資規(guī)模,壓縮銀行對地產(chǎn)行業(yè)的信貸規(guī)模;加大對房價的調(diào)控力度,使價格真正體現(xiàn)供需關(guān)系;規(guī)范土地審批制度;制定相關(guān)法律法規(guī)規(guī)范房地產(chǎn)市場;對炒房投機行為加以嚴厲監(jiān)管。
再次,政府需要運用稅收和轉(zhuǎn)移支付手段,給予企業(yè)和居民各項財政補貼。針對國際收支盈余增長過快的輸入型通貨膨脹,可以采取降低出口退稅率,對國內(nèi)稀缺的生產(chǎn)要素加征出口關(guān)稅,減少出口。進一步削減進口關(guān)稅,給予企業(yè)進口補貼,擴大進口,使貿(mào)易不平衡問題得以緩解。另外,對于流進我國的熱錢,可以采取征收托賓稅的辦法,防止資本市場膨脹帶來的通貨膨脹,穩(wěn)定匯率和減少資本賬戶盈余。針對成本和結(jié)構(gòu)型通貨膨脹,財政政策要適時擴大增值稅轉(zhuǎn)型試點范圍,降低企業(yè)稅率,同時對受到通貨膨脹影響較大的企業(yè),如糧油面、石油、電力等給予財政補貼,以減輕這些企業(yè)由于成本上升造成的通貨膨脹壓力。勞動力成本上升也是通貨膨脹上升的重要因素,因此提高個人所得稅免征額能夠激勵勞動力供給的增加。
最后,通貨膨脹還會對居民產(chǎn)生財富效應(yīng),尤其對低收入者的影響最大。在治理通貨膨脹的過程中,政府要把財政支出不斷地向教育、醫(yī)療衛(wèi)生、社會保障領(lǐng)域傾斜,向低收入人群傾斜,使財政收入的分配格局更加合理化。這不僅有利于保障社會公平,而且有利于提高人民的生活水平和消費能力,擴大內(nèi)需,保持經(jīng)濟有好又快發(fā)展。
(作者單位:安徽大學(xué))
主要參考文獻:
[1]林建華,任保平.全球化背景下中國通貨膨脹特征及化解[J].經(jīng)濟問題,2008.12.
第2篇：通貨膨脹特征范文
關(guān)鍵詞：通貨膨脹水平，不確定性，隨機波動模型，MCMC模擬，Gibbs抽樣
中圖分類號：F222.3,0212 文獻標識碼：A
Dynamic Relationship between Inflation Rate and Uncertainty in China：Based on the Bayesian Stochastic Volatility Models
ZHU Huiming1, HAO Liya1, GUAN Haoyun1, ZENG Zhaofa2
(1 College of Business Administration, Hunan University, Changsha 410082, China; 2 College of Finance and Statistics, Hunan University, Changs 410079, China)
Abstract：To investigate the dynamic relationship of the inflation and inflation uncertainty in China, the SV-M model and the ASV-M model have been employed considering the monthly data from January 1990 to January 2010. The MCMC method has been utilized to estimate both of the stochastic volatility kind models. The empirical results provided here give the evidence that the persistence of inflation uncertainty and the positive direction effect of inflation uncertainty innovations on inflation are supported in ASV-M model. Moreover, the ASV-M model can catch the asymmetry correlation between the inflation and inflation uncertainty. The positive asymmetry parameter means that there is no leverage effect in inflation which exists in financial return. What’s more important, the risk premium coefficient which captures the volatility-in-mean effect is greater than 0. It shows that innovations in inflation volatility increases inflation persistently which is the same as the Cukierman and Meltzer’s viewpoint. In addition, the impulse response function of the binary VAR model implies the opportunistic central bank behavior existing in the money policy making process in China. We also compare the action of different monetary policies.
Key Words：Inflation rate, Uncertainty, Stochastic volatility model, MCMC simulation, Gibbs sampling
一、引言
通貨膨脹預(yù)期與不確定問題，歷來是經(jīng)濟管理決策、經(jīng)濟行為主體和宏觀經(jīng)濟學(xué)家關(guān)注的焦點問題。長期以來，通貨膨脹及其所引起的社會成本和福利損失方面的問題引起了人們的廣泛關(guān)注，對于通貨膨脹是否會對經(jīng)濟增長產(chǎn)生不利影響，學(xué)術(shù)界觀點不一，然而，目前研究者們已經(jīng)達成的一個共識是：通貨膨脹的不確定性對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生不利影響。這可以從兩個方面進行解釋：一方面，通貨膨脹不確定性的發(fā)生將使得價格信號失真，導(dǎo)致經(jīng)濟行為主體難以把相對價格方面的變化同一般價格水平方面的變化區(qū)別開來，從而引起決策錯誤。另一方面，通貨膨脹不確定性改變了社會的風(fēng)險投資意識，因此經(jīng)濟行為主體會更專注于短期利潤而忽視長期效益，從而造成整個經(jīng)濟系統(tǒng)資源配置效率的下降，成為通貨膨脹或者緊縮的新的誘因，致使社會財富遭受重大損失。由此可見，由通貨膨脹導(dǎo)致的社會成本和福利損失的重要原因在于它的不確定性。
諾貝爾獎獲得者Friedman[1]在1977年指出：通貨膨脹率水平與其波動之間存在正向相關(guān)的關(guān)系，即高的通貨膨脹率水平會引起未來發(fā)生更大的通貨膨脹波動并由此導(dǎo)致更低的產(chǎn)出增長和經(jīng)濟的非效率。Ball[2]從信息不對稱博弈論的角度進一步論證了Friedman 的觀點，因為公眾不知道強硬的政策制定者何時會執(zhí)政并實施降低通貨膨脹的政策。Friedman與Ball的觀點被稱為Friedman-Ball假說。如果這種假說成立，則由于不確定性與通脹的正向關(guān)系使得通脹不確定性成本可以代替通脹的成本，因此穩(wěn)定價格便成為減少不確定性的重要方法。與Friedman-Ball假說類似，Golob[3]認為反通貨膨脹政策作用的時間是不確定的，這也成為導(dǎo)致通脹水平和不確定性的正相關(guān)關(guān)系的一個因素。另一方面，Holland[4]將這種正相關(guān)關(guān)系的原因解釋為經(jīng)濟行為主體無法準確預(yù)知貨幣供應(yīng)量的改變對價格水平的影響。然而，Cukierman和Meltzer[5-6]在研究通貨膨脹波動對未來通貨膨脹率水平的影響時提出：通貨膨脹水平與不確定性作用的方向與Friedman-Ball假設(shè)相反，即高度的通貨膨脹不確定性會由于中央銀行行為的不確定性最終促使通貨膨脹率上升。Cukierman和Meltzer對這一過程的解釋為：貨幣政策當(dāng)局有追求保持低通貨膨脹和利用不可預(yù)期的通貨膨脹刺激經(jīng)濟的雙重目標，因此為了最大化其政策目標函數(shù)，將會充分利用公眾對貨幣增長和通貨膨脹的不確定性，一方面通過擴張性貨幣政策引起通貨膨脹，刺激經(jīng)濟增長；另一方面要防止貨幣增長過快，這樣最終達到一種最優(yōu)的通貨膨脹率，從而形成了通脹不確定性與通脹水平的正向相關(guān)性。Cukierman和Meltzer的研究表明，當(dāng)貨幣政策當(dāng)局具有充分自由進行政策制定和調(diào)控時，往往不會選擇最優(yōu)的調(diào)控政策，而是為短期穩(wěn)定目標留有一定的余地，即采用具有“相機抉擇”特征的貨幣政策框架。
在實證方面，學(xué)術(shù)界對通貨膨脹水平與不確定性的關(guān)系進行了大量的研究，但是結(jié)論并不一致。綜合這方面的文獻可以看出，這種不同的實證結(jié)果除了與不同研究對象的經(jīng)濟狀況以及政策體制相關(guān)以外，計量工具和方法的選擇也是造成這種不一致的主要原因。例如，早期的文獻采用樣本方差或均方通脹率代表波動性指標，使用橫截面數(shù)據(jù)考察多個國家通脹水平及其波動性的相關(guān)性，這類研究結(jié)果均表明通脹均值和波動性之間存在強的正相關(guān)性[7-9]。然而，這種不確定性的度量方式無法區(qū)分可預(yù)測波動與不可預(yù)測波動，而可預(yù)測波動部分并不構(gòu)成通脹的不確定性，這是該方法的主要缺陷。隨著經(jīng)濟計量技術(shù)的發(fā)展，Engle[10]利用條件異方差模型（ARCH）對英國和美國通貨膨脹的易變性進行了實證研究，估計出非預(yù)期通脹的方差序列，他的經(jīng)驗研究并不支持Friedman-Ball假說。在GARCH模型的框架下，一步向前的條件方差代表不可預(yù)測的通脹新息的波動性，它是事先的方差而不是像移動平均標準差那樣的事后方差，因此能夠更好地反映通貨膨脹不確定性。采用GARCH模型分析通貨膨脹水平與不確定性關(guān)系的文獻，部分采用兩步檢測方法，如Grier和Perry[11]分析了西方七國集團1948-1993年的通貨膨脹水平與不確定性的關(guān)系，結(jié)論表明七個國家高通貨膨脹全部都伴隨有高度的通貨膨脹不確定性，日本、法國的情況也支持Cukierman-Meltzer的研究結(jié)論。類似的研究如Komain和Timothy[12]、Guglielmo和Alexandros[13]等。另一方面，均值GARCH模型（GARCH-M）的發(fā)展為這方面的研究工作提供了一個新的思路。在這類模型中，條件均值和方差被同步估計，因此比兩步檢驗方法更有效率。例如Stilianos[14]利用GARCH類模型檢驗了1885-1998年英國的通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系，結(jié)論支持Friedman-Ball假說；Bradley[15]運用二元EGARCH-M模型研究戰(zhàn)后日本通貨膨脹、通貨膨脹不確定性和產(chǎn)出增長之間的關(guān)系，認為較高的通貨膨脹平均水平和較低的經(jīng)濟增長率會導(dǎo)致高的通貨膨脹不確定性。
然而，在GARCH類模型中令波動的條件方差服從一個確定的自回歸過程，因此波動的改變即是一個已知過程，這與不確定性的概念不符。與GARCH類模型不同，隨機波動（SV）模型令條件方差包含某些隨機過程的不可見成分，因此波動的改變是隨機變化的，而這種隨機沖擊的性質(zhì)與程度，也是影響通脹調(diào)整的重要因素[16]。相對于GARCH模型，Danielsson[17]和Kim et al.[18]的研究均認為對數(shù)正態(tài)SV模型在實證檢驗中優(yōu)于GARCH類模型。近年來，SV模型的建模與應(yīng)用研究逐漸得到了學(xué)術(shù)界的重視，然而主要領(lǐng)域仍集中在期權(quán)定價和股票市場的波動性研究，在宏觀經(jīng)濟領(lǐng)域還鮮有涉及。其主要原因在于SV模型相對于GARCH類模型估計難度較大，不利于實證分析。自20世紀90年代起，隨著貝葉斯統(tǒng)計推斷技術(shù)與方法的發(fā)展，特別是馬爾科夫鏈蒙特卡洛（Markov Chain Monte Carlo, MCMC）穩(wěn)態(tài)模擬技術(shù)的應(yīng)用，解決了SV模型中異常復(fù)雜的高維數(shù)值計算問題，為這類模型的研究提供了簡便有效的途徑，從而豐富了SV模型的種類，拓寬了其應(yīng)用領(lǐng)域。
本文擬利用貝葉斯SV模型研究我國通貨膨脹水平與不確定性的動態(tài)相關(guān)關(guān)系，考慮到通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時變性特征，建立SV-M模型對條件均值和條件方差進行聯(lián)合估計，度量我國的通脹不確定性動態(tài)特征。隨后對該模型進行拓展，引入能捕捉非對稱效應(yīng)的ASV-M模型，在MCMC穩(wěn)態(tài)模擬的框架下研究了我國通貨膨脹水平與不確定性的動態(tài)關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，進一步討論兩者之間的短期動態(tài)關(guān)系以及包含在殘差序列中的長期歷史信息，并從經(jīng)濟學(xué)的角度對該行為特征進行分析。
二、理論模型與MCMC算法設(shè)計
標準SV模型由Harvey[19]和Jacquier[20]引入到計量經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域，逐步發(fā)展成為一類極具應(yīng)用前景的波動類模型?；镜腟V模型形式如下：
其中， 為 時刻的觀測變量， 是均值方程的自回歸參數(shù)， 則為預(yù)期觀測值； 為潛在波動的對數(shù)形式， 為一個鞅差分序列，一般假定其是均值為0、方差為1的高斯白噪聲序列，且 與 是相互獨立的； 和 代表波動方程的自回歸參數(shù)， 為擾動項，服從均值為0、方差為 的獨立正態(tài)分布，且 與 也是相互獨立的。此外，為保證波動過程的平穩(wěn)性，假定 。
在基本SV模型的基礎(chǔ)上，為刻畫波動與預(yù)期觀測值的相關(guān)關(guān)系，可以在均值方程中引入波動項作為均值回復(fù)的一個影響因素，由此得到SV-M（stochastic volatility in mean）模型，其狀態(tài)空間形式如下：
此時，模型的預(yù)期觀測值為 ，其中 為風(fēng)險溢出系數(shù)，它用來度量波動對預(yù)期觀測變量的影響，若 ，表示波動和預(yù)期觀測變量具有正向相關(guān)關(guān)系， 值的大小表示波動變動一個單位時對預(yù)期觀測變量的影響程度。
在上述模型中，均假定均值方程和波動方程的擾動項 與 是相互獨立的。這種假定條件可以放寬到更一般的情況，即令
此時， 代表兩個擾動項之間的相關(guān)關(guān)系，用來說明利空（觀測值為負）或利好（觀測值為正）消息對波動影響的非對稱性。若 為負值，說明相同強度的沖擊，利空消息的沖擊對波動的影響大于利好沖擊，反之亦然。至此，在（2）式的SV-M模型的基礎(chǔ)上考慮這種波動對正向沖擊和反向沖擊的影響，即得到ASV-M（asymmetric stochastic volatility in mean）模型。
為了便于得到ASV-M模型的似然函數(shù)，以下進行一個簡單的變換：令 ，則
不難驗證，此時 。將（3）式代入模型（2）的均值方程中得到：
結(jié)合模型（2）中的波動方程，可得模型的條件似然函數(shù)形式為：
由此可得觀測變量與潛在波動的聯(lián)合分布為：
其中， ， 為誤差項的協(xié)方差矩陣， 代表矩陣的積。根據(jù)貝葉斯定理得到潛在波動的后驗分布形式：
由模型的結(jié)構(gòu)分析容易看出，似然函數(shù)為一個多重積分的過程，具體形式難以直接獲得，因此不適合使用極大似然估計方法進行估計。然而在MCMC方法的框架下，參數(shù)和狀態(tài)變量的后驗聯(lián)合分布可以利用Gibbs抽樣方法進行估計，即將參數(shù)空間擴展為包括狀態(tài)空間在內(nèi)的新的參數(shù)空間，從而把問題轉(zhuǎn)化為從完全條件后驗分布中抽取隨機樣本。根據(jù)貝葉斯定理，參數(shù)的完全條件后驗分布比較容易獲得，通過先驗分布的設(shè)定，可以設(shè)定參數(shù)的后驗分布的共軛形式，便于進行抽樣分析。因此，MCMC模擬的基本思想是：建立馬爾科夫鏈對未知變量的抽樣分布進行動態(tài)模擬，當(dāng)鏈達到穩(wěn)態(tài)分布時即得所求的后驗分布，進一步可以利用抽取的樣本計算邊緣分布以及后驗分布的矩。以下我們針對ASV-M模型，設(shè)計了模型參數(shù)的MCMC穩(wěn)態(tài)模擬，Gibbs抽樣步驟為：
重復(fù)步驟2-8迭代 次，直至Markov鏈達到平穩(wěn)狀態(tài)，抽樣完成后可依據(jù)所得的樣本 對模型參數(shù)的后驗分布進行統(tǒng)計推斷。
在利用MCMC模擬方法估計模型之前，首先設(shè)定參數(shù)的先驗分布：在波動方程中令 服從均值為0，方差為10的正態(tài)分布； 服從參數(shù) 的貝塔分布； 服從形狀參數(shù)為2.5，尺度參數(shù)為0.025的伽馬分布，以上先驗分布的選擇依照Kim等[19]的觀點，對于模型的其他參數(shù)，由于先驗信息比較缺乏，所以均采用了低信息先驗分布，以盡可能地利用樣本數(shù)據(jù)本身的信息對參數(shù)進行估計。
三、實證分析
（一）數(shù)據(jù)選取與基本統(tǒng)計特征分析
本文使用的通貨膨脹率水平（ ）是采用我國消費物價指數(shù)（CPI）的對數(shù)一階差分形式表示，研究樣本是1990年1月至2010年1月間的月度數(shù)據(jù)，差分后的樣本量為240個。樣本選取自1990年是因為我國商品價格自20世紀80年代才逐步放開，此前嚴格受國家控制。數(shù)據(jù)來源是國家統(tǒng)計局網(wǎng)站以及《中國統(tǒng)計月報》。CPI以及通貨膨脹水平 的時間變化路徑如圖1所示。
從CPI趨勢圖可以看出，我國物價水平在過去的20年中，有三次較為明顯的峰值，分別是：1994年10月，2004年7月和2008年2月。其中，1992年1月至1996年12月期間，我國經(jīng)歷了較為嚴重的高通貨膨脹，從1997年中后期開始，我國經(jīng)濟實現(xiàn)了“軟著陸”，物價水平出現(xiàn)了輕微的通貨緊縮，直到2003年下半年才有所緩解，此時通貨膨脹率變化又開始出現(xiàn)了攀升勢頭。特別的，從2007年4月至2008年12月，以豬肉價格為代表的農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲，以及國際市場原油、糧食等初級生產(chǎn)資料價格的上升，致使我國經(jīng)歷了新一輪通貨膨脹。對比通貨膨脹水平 的時間變化路徑可以看出，整體上通貨膨脹率波動具有聚集性特征，即通貨膨脹期間價格波動程度較高，通貨緊縮期間價格的波動程度明顯降低，這種變化體現(xiàn)出通貨膨脹率的異方差特征。CPI和通脹率 的分布統(tǒng)計特征如表1所示，結(jié)合數(shù)據(jù)的偏度和峰度值容易看出，CPI和通脹率 都具有右偏厚尾特征，并且它們的J-B（Jarque-Bera）檢驗統(tǒng)計量也都在1%的顯著性水平下拒絕了數(shù)據(jù)服從正態(tài)分布的原假設(shè)，說明通脹率在少數(shù)月份中出現(xiàn)了異常值。
為了檢驗通貨膨脹序列的異方差特征，針對樣本均值的偏差序列以及其平方序列分別計算了Ljung-Box Q（Q）統(tǒng)計量，表2中的Q統(tǒng)計量值為了檢驗序列的前1、2、5階自相關(guān)系數(shù)是否顯著為0，括號中為相應(yīng)的P值，容易看出，均值偏差序列和偏差平方序列均具有高階自相關(guān)性，并且Lagrange Multiplier（LM）統(tǒng)計量的值為238.4014，也說明偏差序列顯著存在ARCH效應(yīng)即具有異方差特征。此外，針對序列的平穩(wěn)性，采用Phillips-Perron（PP）和Augmented Dickey Fuller（ADF）兩種方法檢驗序列是否含有單位根，結(jié)果與自相關(guān)性檢驗一致，即序列是平穩(wěn)的，因此保證只含有時變的隨機擾動項。
（二）SV-M模型的MCMC穩(wěn)態(tài)模擬
為了研究通貨膨脹水平與不確定性的關(guān)系問題，首先建立SV-M模型刻畫通貨膨脹的不確定性，注意到通貨膨脹率是一個平穩(wěn)過程，根據(jù)DIC準則選擇AR(2)-SV(1)模型作為基礎(chǔ)SV模型，即在理論模型中令 ?？紤]到通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時變性特征，將基礎(chǔ)SV模型拓展為SV-M模型。
采用MCMC算法進行模型推斷時，為了消除參數(shù)的初始值對模型的影響，對于各個參數(shù)分別構(gòu)造了兩條Markov鏈進行穩(wěn)態(tài)模擬。在Gibbs抽樣過程中，先對每個參數(shù)進行5000次迭代，以保證參數(shù)估計的收斂性，在此基礎(chǔ)上再進行50000次迭代，以記錄下的樣本結(jié)果作為參數(shù)估計的Monte Carlo試驗數(shù)據(jù)。根據(jù)Markov鏈在平穩(wěn)狀態(tài)下的Monte Carlo抽樣數(shù)據(jù)，圖2和圖3給出了模型參數(shù)的后驗分布核密度估計圖和相應(yīng)的分位區(qū)間估計圖，從圖中我們可以掌握參數(shù)的分布情況，并進行各參數(shù)的后驗區(qū)間估計。
由圖2可以看出，模型參數(shù) 和 的后驗分布具有偏態(tài)特征，其他參數(shù)的后驗分布都具有對稱性。這主要是由于參數(shù) 和 的Monte Carlo抽樣數(shù)據(jù)中，一側(cè)的極端值出現(xiàn)的概率較大，使后驗分布呈現(xiàn)出偏態(tài)特征。此外，圖3表明各個參數(shù)的分位區(qū)間估計已經(jīng)基本趨于平穩(wěn)，說明各條Markov鏈已經(jīng)基本達到平穩(wěn)狀態(tài)，所得樣本依分布收斂到目標分布，可用于參數(shù)估計，同時通過參數(shù) 和 的分位區(qū)間估計圖也可以觀察到其后驗分布所具有的偏態(tài)特征。
綜合各個參數(shù)的后驗分布核密度圖，對利用MCMC方法抽樣得到的Monte Carlo樣本進行進一步的分析，可以得到模型參數(shù)的貝葉斯估計值以及相應(yīng)的分位區(qū)間估計。表3給出了我國通貨膨脹率的SV-M模型參數(shù)的均值、標準差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數(shù)的貝葉斯估計值以及檢驗Markov鏈收斂性的Gelman-Rubin（G-R）統(tǒng)計量的值。
從表3可以看出，首先，各個參數(shù)的MC誤差遠小于標準差，G-R檢驗統(tǒng)計量都在1到1.2之間，可以認為模型各個參數(shù)的樣本分布已經(jīng)收斂到其后驗分布，即采用MCMC穩(wěn)態(tài)模擬估計模型參數(shù)是有效的；第二，波動方程的自回歸參數(shù) 的貝葉斯后驗均值為0.968，表示通貨膨脹的不確定具有較強的持續(xù)性特征，類似于金融收益率波動的持續(xù)性過程；第三，風(fēng)險溢出系數(shù) 的貝葉斯后驗均值為5.730，由于 可以用來度量波動對預(yù)期觀測變量的影響，值為正則說明通脹不確定性對通脹水平具有正向影響，由此可以初步判斷Cukierman和Meltzer假說成立。此外，模型的AIC值為-1702.05，殘差序列的Q(5)統(tǒng)計量為11.3712，P值為0.04，Jarque-Berra檢驗統(tǒng)計量為1.3386，相應(yīng)的P值為0.51，無法拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)，說明模型設(shè)定的有效性。
（三）ASV-M模型的MCMC穩(wěn)態(tài)模擬
在上述SV-M模型的基礎(chǔ)上，為考察均值方程和波動方程的擾動項 與 之間的相關(guān)關(guān)系，說明利空（觀測值為負）或利好（觀測值為正）消息對波動影響的非對稱性現(xiàn)象，從而引入了ASV-M模型。對該模型進行MCMC穩(wěn)態(tài)模擬時，同樣對于各個參數(shù)分別構(gòu)造兩條Markov鏈，每條鏈迭代50000次，舍去前10000次進行退火處理，對保存下的樣本作為參數(shù)估計的Monte Carlo試驗數(shù)據(jù)。圖4給出了各個參數(shù)的兩條Markov鏈的抽樣動態(tài)軌跡，各個參數(shù)的Markov鏈較好地磨合在一起，說明抽樣鏈已經(jīng)基本達到平穩(wěn)狀態(tài)。圖5和圖6則分別給出模型參數(shù)的后驗分布核密度估計圖和相應(yīng)的分位區(qū)間估計圖。
由圖5和圖6可以看出，模型參數(shù) 、 和 的后驗分布具有較為明顯的偏態(tài)特征，其他參數(shù)的后驗分布都具有對稱性。同時，各個參數(shù)的分位區(qū)間估計已經(jīng)基本趨于平穩(wěn)，這也說明設(shè)置的各條Markov鏈已經(jīng)基本達到平穩(wěn)狀態(tài)，Monte Carlo樣本可用于進行參數(shù)的區(qū)間估計。對所得樣本進一步分析，可以得到模型參數(shù)的貝葉斯估計值以及相應(yīng)的分位區(qū)間估計，具體見表4。容易看出，各個參數(shù)的MC誤差遠小于標準差，G-R檢驗統(tǒng)計量都在1到1.2之間，說明采用MCMC穩(wěn)態(tài)模擬方法的有效性。
對比ASV-M模型和SV-M模型的參數(shù)估計結(jié)果，可以看出，在ASV-M模型中波動持續(xù)性參數(shù) 的貝葉斯后驗均值為0.978，大于SV-M模型中估計值，說明ASV-M模型能夠更好地把握通貨膨脹不確定性的持續(xù)性特征；風(fēng)險溢出系數(shù) 的貝葉斯后驗均值在ASV-M模型中為8.215，也大于SV-M中的相應(yīng)估計值，說明ASV-M模型能夠更好地反映通脹不確定性對通脹水平的正向影響作用；對于反映不確定性估計精度的 值，ASV-M模型中的估計值為0.265，相對于SV-M模型有所降低，說明前者對數(shù)據(jù)的擬合精度也優(yōu)于后者。此外，ASV-M模型的AIC值為-1720.9，小于SV-M模型，也說明該模型設(shè)定的有效性。進一步對模型進行殘差檢驗，可得殘差序列的Q(5)統(tǒng)計量為8.911，相應(yīng)的P值為0.133，說明模型的殘差序列不存在顯著的自相關(guān)性，Jarque-Berra檢驗統(tǒng)計量為1.923，P值為0.382，不能拒絕正態(tài)分布的原假設(shè)，由此可見，ASV-M模型更好地刻畫了我國通脹率的動態(tài)特征。
特別需要說明的是，模型中擾動項的相關(guān)系數(shù) 的貝葉斯后驗均值為0.354，代表不同性質(zhì)的信息沖擊對通貨膨脹不確定性影響的非對稱作用。由于 值大于零，說明通貨膨脹中出現(xiàn)的反向沖擊降低了通脹的不確定性程度，而正向沖擊則加劇了這種不確定性水平，這也表明通貨膨脹率中不存在與金融資產(chǎn)價格運動類似的杠桿效應(yīng)，這主要是因為商品市場與資產(chǎn)市場的價格調(diào)整速度是不同的。在商品市場中，價格成分主要由市場供給和需求調(diào)節(jié)，市場出清的短邊因素在需求方向，因此價格變化以需求驅(qū)動為主。然而，經(jīng)濟學(xué)中的展望理論（prospect theory）表明：人們強烈厭惡相對損失，一定金額的收益所引起的效用增加低于相同數(shù)量的損失所引起的效用減少。這一理論可以用于解釋為何工人反感相對損失而強烈抵制工資的減少，而在壟斷競爭環(huán)境下名義工資的粘性導(dǎo)致名義價格的粘性，從而說明在商品市場中普遍存在著向下的價格粘。正是因為存在價格的向下粘性特征，所以通貨膨脹率中的反向沖擊帶來的不確定性影響較低，而正向沖擊則增加了經(jīng)濟行為主體對未來不確定性的預(yù)期，而一旦出現(xiàn)了正向沖擊，由此導(dǎo)致的“示范效應(yīng)”和“追漲效應(yīng)”將是非常明顯的，這些都同正向沖擊帶來的投資擴張等行為有密切關(guān)系。由此可見，ASV-M模型所揭示的通貨膨脹率的非對稱性具有重要的市場機制和政策操作方面的啟示。
（四）脈沖響應(yīng)分析
在利用MCMC方法估計ASV-M模型的基礎(chǔ)上，以模型中的潛在波動變量 度量通貨膨脹不確定性。這種度量方法使得 包含一個新息過程，能夠更好地反映信息沖擊對波動影響的動態(tài)過程，符合通貨膨脹不確定的確切含義。在此基礎(chǔ)上，為了進一步討論通貨膨脹水平與不確定性的短期動態(tài)關(guān)系以及包含在殘差序列中的長期歷史信息，繪出了60階滯后的通貨膨脹率與不確定性相互作用的脈沖響應(yīng)函數(shù)圖：
圖7 通貨膨脹率與通脹不確定性相互作用的脈沖響應(yīng)函數(shù)
由圖7可以看出，通貨膨脹率水平的變化對通脹不確定性的影響基本上接近于零，說明 的沖擊對 的影響不顯著；反過來，給通脹不確定性一個正的沖擊，通貨膨脹水平在前6期內(nèi)達到最大值，即在第6期 對 的響應(yīng)是0.1706，然而這種沖擊作用不具有持續(xù)性，在50期之后幾乎為零。這與SV-M模型和ASV-M模型中的判斷是一致的，這些經(jīng)驗結(jié)論表明高度的通貨膨脹不確定性會促使通貨膨脹率上升，反之則沒有支持的證據(jù)。根據(jù)Cukierman和Meltzer的理論觀點，說明我國目前的貨幣政策框架中含有相機抉擇的成分因素。從主流的宏觀經(jīng)濟學(xué)與貨幣經(jīng)濟學(xué)的角度而言，目前經(jīng)濟學(xué)家大多認同“貨幣長期中性、短期非中性”的結(jié)論，這也為貨幣政策的制定在短期內(nèi)具有一定的靈活性提供了理論基礎(chǔ)。從實證經(jīng)濟學(xué)的角度，由于金融市場不完全有效和市場參與者在獲取價格信息時的不對稱性，使得貨幣政策傳導(dǎo)過程并不是暢通無阻的，大量貨幣會偏離政策目標，在傳導(dǎo)過程中“滲漏”出去，迷失于非實體經(jīng)濟，導(dǎo)致了“貨幣迷失”。伴隨著這種現(xiàn)象的出現(xiàn)，自上世紀90年代以來，越來越多的國家與地區(qū)以通貨膨脹作為貨幣政策關(guān)注的核心變量，采用通貨膨脹目標制的貨幣政策框架[21]。
為了深入說明不同的貨幣政策框架下的行為表現(xiàn)，在存在通貨膨脹粘性的條件下構(gòu)建貨幣政策部門的效用函數(shù)，以附加預(yù)期的菲利普斯曲線和由貨幣數(shù)量方程決定的社會總需求函數(shù)為約束組成優(yōu)化模型，不難證明完全相機抉擇和有約束的相機抉擇貨幣政策下的通貨膨脹水平分別為：
其中， 代表價格的粘性程度， 反映了政府給予通貨膨脹目標的權(quán)重， 反映了通貨膨脹對過度需求的敏感程度， 為上期通貨膨脹率，對應(yīng)于充分就業(yè)的產(chǎn)出水平設(shè)定為 。
容易看出，當(dāng) 時， 。在通貨緊縮情況下（ ），有約束的相機抉擇下的通貨膨脹率高于完全相機抉擇下的通貨膨脹率水平（ ），能夠有效的促使宏觀經(jīng)濟走出通貨緊縮；而在通貨膨脹的情況下（ ），有約束的相機抉擇下的通貨膨脹率低于完全相機抉擇下的通貨膨脹水平（ ），又能有效抑制通貨膨脹水平。這說明在存在通貨膨脹粘性的條件下，有約束的相機抉擇貨幣政策下的通貨膨脹波動低于完全相機抉擇下的波動。
我國貨幣政策的中介目標經(jīng)歷了從1984至1993年間主要監(jiān)測現(xiàn)金計劃和信貸計劃的現(xiàn)金發(fā)行量和信貸規(guī)模，到1998年開始以貨幣供應(yīng)量管理為主進行間接調(diào)控。然而，從每年的中央經(jīng)濟工作會議文件與貨幣政策執(zhí)行報告來看，我國的貨幣政策實質(zhì)上面臨多目標約束，如：物價穩(wěn)定、促進就業(yè)、確保經(jīng)濟增長、支持國有企業(yè)改革、配合積極的財政政策擴大內(nèi)需、確保外匯儲備不減少以及保持人民幣匯率穩(wěn)定等等。因此，貨幣政策部門短期的動態(tài)微調(diào)政策便是利用公眾對貨幣增長和通貨膨脹預(yù)期的不確定性，在多個目標中做出權(quán)衡，以實現(xiàn)一種快速的政策效果。然而值得注意的是，這種帶有相機抉擇成分的貨幣政策容易加劇公眾對貨幣當(dāng)局公信度和貨幣政策效果的不確定性，反過來又會影響到通貨膨脹預(yù)期水平。因此從長期來看，貨幣政策應(yīng)給予通貨膨脹目標更大的權(quán)重，使得在存在通貨膨脹粘性的條件下，將通貨膨脹波動控制在較低的水平，從而減少社會福利損失。
四、主要結(jié)論
本文主要研究了我國通貨膨脹水平與不確定性的動態(tài)關(guān)系問題。針對我國通貨膨脹水平與不確定性的相關(guān)關(guān)系具有時變性特征，本文首先建立了SV-M模型和度量我國的通脹不確定性動態(tài)特征。在此基礎(chǔ)上，為進一步捕捉這種不確定性對消息的正向沖擊和反向沖擊的影響將SV-M模型擴展到ASV-M模型。在MCMC穩(wěn)態(tài)模擬方法的框架下，設(shè)計了Gibbs抽樣算法對我國近20年的通脹水平和不確定性的動態(tài)關(guān)系進行了實證分析。
模型結(jié)果表明：我國通貨膨脹不確定性中具有明顯的持續(xù)性特征，并且不同性質(zhì)的信息沖擊對我國通貨膨脹不確定性具有非對稱的影響作用，這種非對稱性不同于金融資產(chǎn)價格運動中普遍存在的杠桿效應(yīng)，主要是由于價格的向下粘性特征以及正向沖擊帶來的投資擴張行為，使得信息的正向沖擊增加了經(jīng)濟行為主體對未來不確定性的預(yù)期，由此導(dǎo)致了明顯的“示范效應(yīng)”和“追漲效應(yīng)”。此外，針對通貨膨脹水平與不確定性的短期動態(tài)關(guān)系以及包含在殘差序列中的長期歷史信息，脈沖響應(yīng)函數(shù)的經(jīng)驗結(jié)論表明通貨膨脹率水平的變化對通脹不確定性的影響不顯著，而給通脹不確定性一個正的沖擊，通貨膨脹水平在前6期內(nèi)達到最大值，但是這種沖擊作用不具有持續(xù)性，根據(jù)Cukierman和Meltzer的理論觀點，說明我國目前的貨幣政策框架中含有相機抉擇的成分因素。由于在存在通貨膨脹粘性的條件下，有約束的相機抉擇貨幣政策下通貨膨脹波動低于完全相機抉擇下的波動，因此從長期來看，貨幣政策應(yīng)給予通貨膨脹目標更大的權(quán)重，使得在存在通貨膨脹粘性的條件下，將通貨膨脹波動控制在較低的水平，從而減少社會福利損失。
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第3篇：通貨膨脹特征范文
論文關(guān)鍵詞：通貨膨脹率,食品供給,剛性需求,翹尾因素
引言
2008年的金融危機給全球各國的經(jīng)濟增長帶來致命的打擊，中國經(jīng)濟也面臨了前所未有的不利沖擊，中國政府適時采取寬松的貨幣政策和積極的財政政策，在政府空前力度的經(jīng)濟刺激政策的實施下，我國經(jīng)濟在逆勢中步步向好，2009年呈現(xiàn)出令世人驚嘆的“V”型回升。貨幣供給和金融機構(gòu)信貸超常擴張是經(jīng)濟迅速回升增長的強大驅(qū)動力。2009年我國狹義貨幣M1和銀行信貸這兩個指標年增長率達到25%左右。M1和銀行信貸如此天量增長也給經(jīng)濟發(fā)展帶來負面影響，市場上對通貨膨脹的預(yù)期不斷加大，對于是否引發(fā)未來通貨膨脹爭議不斷，但對于加大經(jīng)濟系統(tǒng)的通貨膨脹壓力這一觀點達成共識。隨著2010年1-5月份宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)的陸續(xù)出臺，市場對于通貨膨脹的討論甚囂塵上，因此理性分析當(dāng)前通貨膨脹形勢無論是對個人認清當(dāng)前的宏觀經(jīng)濟情況還是對于未來貨幣政策的制定和實施都具有切實的指導(dǎo)意義。
現(xiàn)有研究成果的簡單回顧
通貨膨脹本質(zhì)上就是一種貨幣現(xiàn)象，是貨幣供給大于貨幣實際需求，而引起的一段時期內(nèi)物價持續(xù)而普遍地上漲現(xiàn)象。長期以來，學(xué)術(shù)界關(guān)于通貨膨脹的研究從來沒有停止過。主要分為兩類分析，一類是研究通貨膨脹與其他經(jīng)濟變量的關(guān)系；劉霖、靳云匯（2005）以1978-2003的年度數(shù)據(jù)構(gòu)建經(jīng)濟增長率、貨幣增長率、通貨膨脹率三變量VAR模型，研究顯示，從長期看價格水平上升時，未來貨幣供給增長率下降，這一規(guī)律可能與中央銀行利用貨幣政策工具對付通貨膨脹的行為有關(guān)。另一類是專門研究我國通貨膨脹的特性如成因、類型、慣性特征等；陳彥斌（2008）通過對2003-2007年我國通貨膨脹的研究發(fā)現(xiàn)，2003以來的通貨膨脹具有結(jié)構(gòu)性、非平衡性、溫和性等特點；同時具有需求拉動通貨膨脹和成本推動通貨膨脹的特征，流動性過剩對居民消費價格上漲的影響還不明顯。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，運用當(dāng)前的最新數(shù)據(jù)、以比較說明的方法為主，分析當(dāng)前我國經(jīng)濟的通貨膨脹形勢。
當(dāng)前物價上漲的主要原因
自居民消費價格指數(shù)（CPI）同比增長率由負增長扭轉(zhuǎn)為正增長以來，CPI同比增長率不斷攀升，1月份為1.5%，5月份攀升到3.1%，創(chuàng)19個月新高，首破通貨膨脹警戒線。市場的通脹預(yù)期愈演愈烈，通貨膨脹真的來臨了嗎？
事實上，仔細分析居民消費價格指數(shù)的構(gòu)成部分可知：食品和居住這兩大類的價格上漲是拉動居民消費價格指數(shù)上漲的最主要動力。（見表1）從表中可直觀看出，食品類和居住類的同比上漲率均高于CPI的同比上漲率，其中食品類的上漲率往往是CPI上漲率的兩倍之高。又由于在我國CPI構(gòu)成中，我們賦予食品和居住這兩大類的權(quán)重相對比較高，綜合這兩方面的因素，可以認為當(dāng)前我國居民消費價格指數(shù)上漲主要是由食品和居住這兩大類拉動起來的。以4月份為例，食品價格上漲5.9%。居住價格上漲4.5%，占2.8%同比漲幅的93%。由此可知，當(dāng)前CPI的上漲很大程度上是結(jié)構(gòu)性因素造成的，并不是全面的價格上漲。
表12010年1-5月份CPI分類別同比上漲率單位：%
月份
類別
1月份
2月份
3月份
4月份
5月份
CPI同比上漲率
1.5
2.7
2.4
2.8
3.1
食品類同比上漲率
3.7
6.2
5.2
5.9
6.1
居住類同比上漲率
2.5
3.0
3.3
第4篇：通貨膨脹特征范文
關(guān)鍵詞：通貨膨脹成因；ECM模型；動態(tài)分析
中圖分類號：F822.5 文獻標識碼： A 文章編號：1003－3890（2008）11－0005-05
一、研究背景與文獻綜述
2007年7月，中國的CPI同比增長5.6%，出現(xiàn)通貨膨脹的端倪，在其后的時間里，更是一路攀升，在2008年2月達到了8.7%，截至2008年7月，一直沒有低于5.6%的水平。毫無疑問，中國正面臨新一輪的通貨膨脹。
雖然中國以前也經(jīng)歷數(shù)次通貨膨脹，中國的經(jīng)濟學(xué)家對通貨膨脹成因的認識不斷深入，但是在歷次的通貨膨脹中，從來沒有對通貨膨脹的原因達成過一致的意見?？傮w來說，對中國通貨膨脹的原因的分析，有以下幾種觀點。
（一）貨幣學(xué)派的觀點
貨幣學(xué)派是從總量關(guān)系入手，認為任何通貨膨脹背后總會有貨幣和總量失衡方面的基本根源，從總需求及其相聯(lián)系貨幣擴張角度解釋通貨膨脹成因，并側(cè)重從貨幣政策等總量管理方面探討應(yīng)對政策。
劉金全等（2004）以1982年1月-2004年3月M0和M1月度同比增長率的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系。張文剛以1981年1月-2002年6月通貨膨脹率與M1的月度同比增長率進行實證分析，發(fā)現(xiàn)二者之間不僅存在長期均衡關(guān)系，也存在短期誤差修正機制，不過二者之間的影響關(guān)系依賴總供給與總需求之間的相互制約。劉霖、靳云匯（2005）利用1978-2003年的數(shù)據(jù)進行分析，沒有發(fā)現(xiàn)在長期內(nèi)貨幣供應(yīng)增長率影響通貨膨脹的證據(jù)，認為在經(jīng)濟的貨幣化進程中，貨幣供應(yīng)增長率的提高并不一定導(dǎo)致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經(jīng)濟消耗了。
（二）結(jié)構(gòu)型通貨膨脹
“結(jié)構(gòu)性通貨膨脹”往往通過CPI增長構(gòu)成來尋求通貨膨脹根源，但CPI本身已是綜合各種商品價格指數(shù)并進行加權(quán)平均的結(jié)果，意在反映價格總水平上漲。強調(diào)結(jié)構(gòu)因素，用特定商品相對價格變動解釋一般物價變動存在局限性?！昂诵耐ㄘ浥蛎洸桓摺笔桥c結(jié)構(gòu)性通貨膨脹相聯(lián)系的常見說法，但大家會發(fā)現(xiàn)有一部分通貨膨脹因素永遠不能計算到核心來，這樣理解核心通貨膨脹指標，會人為延誤對通貨膨脹早期的及時治理。
糧價上漲導(dǎo)致通貨膨脹的理論基礎(chǔ)和傳導(dǎo)機制包括以下幾個方面（盧鋒等，2002）：第一，由于收入、人口增長等原因，糧食需求上升較快；第二，由于農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)性原因，糧食生產(chǎn)不能與需求增長保持同步，它與第一條結(jié)合在一起，表現(xiàn)為國內(nèi)生產(chǎn)和需求不平衡；第三，由于糧食凈進口受到控制，國內(nèi)糧食產(chǎn)出與需求缺口不能被凈進口上升所彌補，糧食相對價格會不斷上升；第四，糧食產(chǎn)出價值量在國內(nèi)生產(chǎn)總值中、糧價在一般物價指數(shù)中都占有很大份額。如果這四個條件長時期同時成立，在邏輯上有理由相信，糧價上漲會導(dǎo)致通貨膨脹。如果上述假設(shè)在某個時期內(nèi)成立，也可能出現(xiàn)階段性糧價上漲導(dǎo)致通貨膨脹的情況。
（三）成本推動型通貨膨脹
該種觀點認為，上游投入品價格的上漲引起下游產(chǎn)品價格的上漲，從經(jīng)濟指標的具體表現(xiàn)來看，就是PPI和CPI都出現(xiàn)上漲的情況，當(dāng)然二者的上漲基本不會是同期的，存在一定的時滯（左小蕾，2008；汪同三，2007）；導(dǎo)致上游產(chǎn)品價格上漲的一個重要原因在于中國快速發(fā)展過程中勞動力成本的大量增加，沿海地區(qū)勞動力短缺的現(xiàn)象顯示了工資上漲的壓力。新《勞動合同法》的實施，從保護勞動者權(quán)益角度作出的法律規(guī)定，包括最低工資制度以及其它一些保障性制度安排，使工資增長的預(yù)期增加。
（四）輸入型通貨膨脹
過去5年前后，中國精煉銅、原鋁、石油、鐵礦石等大宗商品消費增量對世界需求增長平均貢獻率為56.5%，這意味著中國對于這些原材料國際價格上漲客觀上具有較大影響。
對國際大宗商品價格的變化導(dǎo)致中國通貨膨脹變化的研究主要集中在國際石油價格變動對中國通貨膨脹的影響。何曉群和魏濤遠（2002）通過一個一般均衡模型對世界油價上漲對中國經(jīng)濟的影響進行了剖析，定量研究了在中國油價與世界油價實現(xiàn)完全接軌時中國經(jīng)濟的變化情況。孫穩(wěn)存（2007）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，能源對中國經(jīng)濟的波動具有重要的影響，中國能源價格上升10%，當(dāng)年的通貨膨脹率大約上升0.29%，國際石油價格上升100%，將導(dǎo)致中國物價出現(xiàn)溫和上升，上升幅度不超過1%。
筆者認為，以上各種觀點都在一定程度上闡釋了中國通貨膨脹的可能成因，但是更為關(guān)鍵的問題在于，不同的因素對通貨膨脹的影響程度是不同的，找到影響通貨膨脹的主要因素才能以更低的成本，更為快速和有效地治理通貨膨脹。正是基于此，筆者考慮所有可能定量化的影響因素，通過建立一個通貨膨脹決定的誤差修正模型，分析不同因素對通貨膨脹貢獻的差異，在此基礎(chǔ)上提出有的放矢的政策建議。
二、指標選取與數(shù)據(jù)說明
我們采用通常的做法，選取CPI的上年同期增長率作為通貨膨脹的指標，CPI和RPI相比的優(yōu)勢在于，CPI不僅反映了實物商品的價格，而且反映了服務(wù)的價格，而RPI只能反映實物商品的價格。
我們選取M2的增長率作為貨幣供給的指標，這是因為隨著金融創(chuàng)新的深入，M1只能反映部分的貨幣供給，不能全面涵蓋基礎(chǔ)貨幣供給變化后，貨幣乘數(shù)的全部作用。我們使用CRB指數(shù)反映價格水平的國際傳導(dǎo)。CRB指數(shù)是由美國商品調(diào)查局（Commodity Research Bureau）依據(jù)世界市場上22種基本的經(jīng)濟敏感的大宗商品價格編制的一種期貨價格指數(shù)，通常簡稱為CRB指數(shù)。由于它反映了國際上交易活躍的大宗商品期貨的價格，而期貨價格和現(xiàn)貨價格有同方向變動的特點，所以用這一指標能較好地衡量通貨膨脹的國際傳導(dǎo)。
由于勞動力價格上升，企業(yè)設(shè)備利用率增加引起的折舊增加，增加了企業(yè)的成本。這一成本的增加，我們使用PPI來衡量。由于目前缺乏可信且連續(xù)的糧食價格的月度數(shù)據(jù)，因此對于糧食價格的上漲，我們直接使用居民食品消費價格指數(shù)來衡量。（所有數(shù)據(jù)均為月度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)區(qū)間為1997年1月-2008年6月。其中，CRB來自美國商品調(diào)查局官方網(wǎng)站，其它數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。）
三、中國通貨膨脹成因的計量模型
（一）平穩(wěn)性檢驗
在以往對時間序列數(shù)據(jù)的經(jīng)濟計量建模中，都暗含著時間序列存在著動態(tài)穩(wěn)定的假設(shè)，而實際上，經(jīng)濟時間序列常常都是非平穩(wěn)的，基于穩(wěn)定假設(shè)下對非平穩(wěn)時間序列建模，可能會產(chǎn)生偽回歸的問題，Granger（1981）提出的協(xié)整技術(shù)解決了非平穩(wěn)時間序列的建模問題，協(xié)整關(guān)系是描述時間序列長期關(guān)系的一種統(tǒng)計性質(zhì)，如果非平穩(wěn)序列之間具有協(xié)整關(guān)系，那么就可以避免偽回歸。確定數(shù)據(jù)是否為平穩(wěn)序列的方法有圖示法和單位根檢驗法兩種。
為控制高階序列相關(guān)，假設(shè)y服從AR（p）以及調(diào)整檢驗方法來對高階相關(guān)進行參數(shù)糾正。
DF檢驗只能對存在一階序列相關(guān)的變量進行單位根檢驗，如果序列存在高階滯后相關(guān)，就會違背干擾項是白噪聲的假設(shè)。ADF檢驗是在DF檢驗的基礎(chǔ)上，通過在回歸方程右邊加入因變量y的滯后差分項來控制高階相關(guān)，檢驗方程為
?駐yt=?茁0+?茁1yt-1+?琢1t+?著t+?啄1?駐yt-1+……+?啄p-1?駐yt-p（1）
?茁0、?茁1、?琢1，?啄1…?啄p為參數(shù)，隨機誤差項?著t為獨立同分布的白噪聲。原假設(shè)H0：?茁1=0，即yt為非平穩(wěn)的單位根過程。本文采用Mackinnon臨界值，對?駐yt-p的最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇標準為，在保證殘差項不相關(guān)的情況下，使用AIC和SC準則作為最優(yōu)滯后階數(shù)的標準，能夠使兩個準則的值同時最小的滯后階數(shù)為最優(yōu)，即模型最有效地利用數(shù)據(jù)中的信息。
ADF檢驗以及PP檢驗都須確定檢驗方程中是否要加入截距項或時間趨勢，因為包含這兩項或其中的一項，與沒包含的情形下相比，?茁1的t統(tǒng)計量的臨界值是不同的。本文根據(jù)時序圖來進行判斷：如果時序圖表現(xiàn)出了趨勢（無論是確定趨勢還是隨機趨勢）的特點，檢驗方程中就同時包括截距和時間趨勢；如果時序圖沒有表現(xiàn)出任何趨勢但具有非零均值，則檢驗方程中只包括截距；如果時序圖在零均值附近波動，則檢驗方程中既不包括常數(shù)也不包括趨勢。本文對檢驗方程具體形式的選擇見表1。
（二）長期均衡關(guān)系（協(xié)整）檢驗
本文采用Johansen極大似然法來對協(xié)整關(guān)系進行檢驗。
考慮階數(shù)為p的VAR模型：
yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+?著t（2）
其中，yt是一個含有非平穩(wěn)的I（1）變量的k維向量；xt是一個確定的d維向量，?著t是擾動向量。在式（2）兩端同時減yt-1，我們可把VAR模型改寫為以下形式：
?駐yt=∏yt-1+?祝i?駐yt-i+Bxt+?著t（3）
其中：∏=Ai-I，?祝i=-Aj（4）
Granger定理指出：如果系數(shù)矩陣∏的秩r＜k，那么存在k×r階矩陣?琢和?茁，它們的秩都是r，使得∏=?琢?茁′，并且?茁′yt是穩(wěn)定的。其中，r是協(xié)整關(guān)系的數(shù)量（協(xié)整秩），?茁′為協(xié)整向量矩陣，?琢為向量誤差修正模型中的調(diào)整參數(shù)矩陣。
Johansen檢驗的思想在于將對yt的協(xié)整檢驗轉(zhuǎn)化為對矩陣∏的分析。具體地，就是在無約束VAR的形式下估計∏矩陣，然后求出?茁，從而檢驗出協(xié)整秩，（秩（∏）=r＜k），得出協(xié)整向量。
因為矩陣的秩等于它不為0的特征根的個數(shù)，因此可以通過檢驗∏的特征根的顯著性來獲得協(xié)整向量的個數(shù)，在實踐中，采用特征根跡檢驗和最大特征根檢驗來對特征根個數(shù)進行顯著性檢驗。
?姿trace=-T1n（1-i）（5）
?姿max=-T1n（1-r+1）（6）
其中，i為從估計∏矩陣得到的特征根的估計值，T為可用的樣本數(shù)。?姿trace為特征根跡統(tǒng)計量，其零假設(shè)為：不同協(xié)整向量的個數(shù)小于等于r。?姿max為最大特征根檢驗，其零假設(shè)為：協(xié)整向量的個數(shù)等于r。
協(xié)整檢驗對檢驗方程中差分項的滯后階數(shù)非常敏感，因此必須確定合理的滯后階數(shù)p。根據(jù)通常的做法，我們首先用不經(jīng)差分的數(shù)據(jù)估計一個VAR模型，然后運用與無約束VAR模型一樣的滯后長度檢驗方法，即AIC信息準則和SC信息準則來確定最佳滯后長度。結(jié)果顯示，在無約束的VAR下，最佳滯后階數(shù)為2階。
確定滯后階數(shù)后，還要確定數(shù)據(jù)中或協(xié)整方程中是否包含截距項或時間趨勢。按照是否包含截距項或時間趨勢，用于協(xié)整檢驗的模型基本可分為以下幾類：第一，數(shù)據(jù)中無線性趨勢，協(xié)整方程中不包括截距項和趨勢項；第二，數(shù)據(jù)中無線性趨勢，協(xié)整方程中包括截距，但不包括趨勢項；第三，數(shù)據(jù)中有線性趨定趨勢，協(xié)整方程中包括截距項，不包括趨勢項；第四，數(shù)據(jù)中有線性趨勢，協(xié)整方程中包括截距和趨勢。經(jīng)過觀察數(shù)據(jù)特征并進行假設(shè)檢驗，本文選擇第三種類型的模型進行協(xié)整檢驗，其結(jié)果如表2所示。
從結(jié)果中我們可以看到，在5%的顯著水平下，當(dāng)原假設(shè)為r=0，?姿trace的值大于5%下的臨界值（89.62565>47.85613），所以拒絕不存在協(xié)整的原假設(shè)；同時，當(dāng)原假設(shè)為r?燮1，?姿trace的值小于5%下的臨界值（24.40582
（三）通貨膨脹成因的誤差修正模型
根據(jù)Granger表示定理，協(xié)整系統(tǒng)有三種等價的表達形式，向量自回歸（VAR）、移動平均（MA）和誤差修正模型（ECM），其中，誤差修正模型既可以表示出長期均衡，也可以表示出變量對長期均衡的偏離，因此應(yīng)用較普遍。向量誤差修正模型（VECM）是對諸變量施加了協(xié)整約束條件的向量自回歸模型（VAR），因此適用于具有協(xié)整關(guān)系的非平穩(wěn)序列。VEC表達式會限制內(nèi)生變量圍繞其長期行為進行短期動態(tài)波動。兩變量的協(xié)整系統(tǒng)的ECM的表達式為：
?駐yt=?琢0+?琢1i?駐xt-i+?琢2j?駐yt-j+?酌（yt-1-?茁xt-1）+?著t（7）
基于我們前部分的協(xié)整方程，對通貨膨脹及其影響因素構(gòu)成的協(xié)整系統(tǒng)的ECM形式為：
D（inf）t=?琢0+?琢1iD（inf）t-i+?琢2iD（fpi）t-i+?琢3iD（M2）t-i+?琢4jD（CRB）t-i+?酌?ecmt-1+?著t
ecmt-1=inft-1-?茁1fpit-1-?茁2M2t-1-?茁3CRBt-1
其中，Dinf表示通貨膨脹的差分，其它項中的D也表示差分。ecm表示誤差修正項，對應(yīng)于一般模型中的yt-1-?茁xt-1項。
使用我們建立的ECM形式的協(xié)整系統(tǒng)，進行估計后的結(jié)果為：
D（inf）t=-0.022584-0.061006ecmt-1+0.096584Dinft-1+0.039754Dfpit-1+0.033379Dm2t-1+0.008175DCRBt-1
e c m t = i n f t -0 . 0 8 5 2 7 7 f p i t - 0 . 4 1 5 3 2 0 2 m 2 t -0.033686CRBt
從估計結(jié)果可以看出，中國的通貨膨脹與糧食價格、貨幣供給、國際大宗商品價格具有長期的均衡關(guān)系，當(dāng)短期動態(tài)變動偏離長期均衡關(guān)系時，以-0.061006的調(diào)整系數(shù)向均衡關(guān)系調(diào)整。中國的通貨膨脹具有很強的慣性，上期的通貨膨脹變化對當(dāng)期的通貨膨脹影響最大，而糧食價格上漲對通貨膨脹的影響次之，貨幣供給量的增長是第三位的原因，國際大宗商品價格上漲對中國通貨膨脹的影響最小。
（四）各因素對通貨膨脹的動態(tài)影響
我們使用脈沖響應(yīng)函數(shù)來反映不同因素對通貨膨脹影響的動態(tài)效應(yīng)。脈沖響應(yīng)函數(shù)描繪了在一個擾動項上加上一次性的一個沖擊（one-time shock），對于內(nèi)生變量的當(dāng)前值和未來值所帶來的影響。
從圖1可以看出，糧食價格（FPI）、工業(yè)品價格（PPI）、國際大宗商品價格（CRB）以及貨幣供給量的增長（M2G），會引起通貨膨脹率在未來的長期增加，而且這種增加會持續(xù)30個月。
但在較短的時期內(nèi)，不同因素的影響是不同的。從圖A可以看到，糧食價格的一次上漲對通貨膨脹的影響，在前5個月內(nèi)是逐漸增加的，在第5個月達到影響的最高峰，然后這種影響會趨于下降，但其影響一直為正。圖B和圖C表明，貨幣供給增長率和工業(yè)品價格的上漲對通貨膨脹的影響是一直增加的，這明顯不同于糧食價格上漲的情況。圖D反映出，國際大宗商品的價格上漲在前4個月竟然導(dǎo)致了國內(nèi)通貨膨脹的下降，然后才出現(xiàn)上升的情況。這其中可能的原因在于，通貨膨脹的國際傳導(dǎo)會有幾個月的滯后。因為大宗商品的國際貿(mào)易從重新談判到簽訂新的合約，需要一定的時間。
四、結(jié)論及政策建議
中國的通貨膨脹是多因素共同作用的結(jié)果，這些因素包括糧食價格上漲、工業(yè)品價格上漲、國際大宗商品價格上漲和貨幣供給量的增加。這說明，要解決中國通貨膨脹問題，就要針對不同的影響因素，分別采取不同的政策措施，才可能有效地抑制通貨膨脹。
對于糧食價格上漲的因素，政府要允許糧食價格的適當(dāng)上行，這種方法看似會助長通貨膨脹，但實際上只會引起糧食供給的增加，進而通過市場的調(diào)節(jié)來平抑糧食價格。這背后的原因在于，糧食價格的一定幅度的上漲會給農(nóng)民一個下一年糧價繼續(xù)上漲的預(yù)期，在這種預(yù)期下，會增加對糧食種植的投入。如果沒有嚴重的自然災(zāi)害，糧食產(chǎn)量必定大大增加，而糧食的需求是比較穩(wěn)定的，所以，在實現(xiàn)供求平衡的情況下，糧食價格自然就會回落。
工業(yè)品的價格上漲實際反映出的是中國的工業(yè)生產(chǎn)依然處于粗放式的方式，必須依賴勞動力、礦產(chǎn)、能源等的廉價才能生存和發(fā)展，一旦這些要素的價格上漲，馬上就引起了成本的大幅度增加。這其實正是中國實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展方式轉(zhuǎn)變的良好契機。政府可以通過對集約型企業(yè)實行補貼或稅收減免的方式來促進集約型企業(yè)的發(fā)展，同時加快對粗放型企業(yè)淘汰的步伐，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。由于集約型企業(yè)對勞動力和自然資源的依賴較少，因此粗放型企業(yè)的快速淘汰和集約型企業(yè)的迅速升級會帶來工業(yè)品價格的下降，即使是出現(xiàn)上升，那反映的也是產(chǎn)品質(zhì)量的提高。
中國在大宗商品國際貿(mào)易中具有舉足輕重地位。中國對大宗商品需求的突然增加必然會導(dǎo)致大宗商品的價格上漲，這就會出現(xiàn)，什么貴中國就買什么的奇異現(xiàn)象。實際上，如果我們能夠及時地把對大宗商品的未來需求信息傳遞給國際市場，例如中國糧食的庫存量的確切數(shù)量及其所能反映出的中國糧食在未來的供求缺口，那么商品的國際生產(chǎn)者就會增加供給，國內(nèi)的需求增加基本不會引起國際大宗商品價格的上漲，也就不會助長國內(nèi)的通貨膨脹。因此，這是一個較少信息不對稱的政策建議。
每當(dāng)通貨膨脹來臨時，央行就會收緊銀根。但是，通過上述分析我們看到，單單有中央銀行從總量上減少貨幣供給并不能更有效地降低通貨膨脹；而且中國中央銀行除了穩(wěn)定價格水平外，還有促進經(jīng)濟增長的目標，目標的雙重性使央行的貨幣政策操作空間大受限制。所以，貨幣政策與其它政策的協(xié)調(diào)、加強中央銀行的獨立性以及政策目標的單一性，是貨幣政策能更有效地控制通貨膨脹的前提。
參考文獻：
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第5篇：通貨膨脹特征范文
關(guān)鍵詞:貨幣供應(yīng)量;通貨膨脹;協(xié)整理論;誤差修正模型
中圖分類號:F83
文獻標識碼:A
文章編號:1672-3198(2010)16-0205-01
0 引言
通貨膨脹是衡量一國宏觀經(jīng)濟運行是否穩(wěn)定和健康的重要指標。貨幣學(xué)派的代表人物弗里德曼認為通貨膨脹是經(jīng)濟運行中價格總水平大幅度持續(xù)上升的貨幣現(xiàn)象,并指出貨幣在長期是中性的,其擴張率將全部轉(zhuǎn)化為通貨膨脹率,也就是說貨幣供給增加是通貨膨脹波動的主要根源。
國內(nèi)外學(xué)者的研究表明,價格變動與貨幣供應(yīng)密切相關(guān)。弗里德曼利用美國1867年~1960年間貨幣供給(M2)與通貨膨脹(GDP縮減因子)的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)高的貨幣供給導(dǎo)致高的貨幣膨脹,但兩者沒有短期相關(guān)性。另外,McCandless和Weber考察了110個國家,得出通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強的相關(guān)關(guān)系,其相關(guān)系數(shù)在0.92~0.96之間,幾乎接近于1,并且長期來看,貨幣供給量的增加將最終導(dǎo)致相同程度的通貨膨脹率的上升。也就是說,貨幣供應(yīng)量的變化最終體現(xiàn)在物價的變化上。我國的眾多學(xué)者在該問題的分析上也做了大量的工作。王少平以1978年~1994年為樣本,驗證了中國通貨膨脹形成的基本原因是貨幣發(fā)行過量。
1 指標選取
判斷是否發(fā)生了通貨膨脹、通貨膨脹的程度如何,涉及到通貨膨脹率的側(cè)度問題。目前,常用的通貨膨脹的衡量指標有消費價格指數(shù)(CPI),零售價格指數(shù)(RPI),批發(fā)價格指數(shù)(WPI),生產(chǎn)者價格指數(shù)(PPI),以及國內(nèi)生產(chǎn)總值縮減指數(shù)(IPD)等。國際上,一般采用CPI指標來觀察某個國家或地區(qū)是否發(fā)生了通貨膨脹或通貨緊縮。雖然居民消費價格指數(shù)只是局限于統(tǒng)計居民家庭消費的商品和勞務(wù),而把國家消費和集團消費排除在外,不能全面的反映物價的變動,但它編制較為簡單,有可靠的數(shù)據(jù)來源,且與人民的生活息息相關(guān),所以本文選用居民消費價格指數(shù)(CPI)作為衡量通貨膨脹的指標。
我國貨幣供應(yīng)量一般分為三個層次,M0、M1、M2。其中,M0為流通中的現(xiàn)金,M1=M0+活期存款,M2=M1+準貨幣(定期存款+儲蓄存款+其他存款)。筆者認為廣義貨幣供應(yīng)量M2最能反應(yīng)貨幣的總體情況,而之前也有學(xué)者作了研究發(fā)現(xiàn)M0、M1和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系(劉金全,2004),所以筆者認為選用M2具有代表性及可行性。
2 實證研究
2.1 平穩(wěn)性檢驗
利用Eviews分別對三個原序列以及一階差份序列進行單位根檢驗得到檢驗結(jié)果見表1。由表1的結(jié)果表明:用ADF單位根檢驗和PP檢驗得到的較為一致的結(jié)論, M2、CPI均在0.05的顯著性水平下不能拒絕原假設(shè),即存在單位根。而M2、CPI的一階差分序列均在0.05的顯著性水平下拒絕原假設(shè),即差分序列均為平穩(wěn)序列,分別記為:DM2、DCPI。檢驗結(jié)果表明M2、CPI均為一階單整序列。
表1 各個序列的單位根檢驗結(jié)果
變量ADF檢驗值P值PP檢驗值P值
CPIM2DCPIDM2-0.180704-0.744763-3.317634-2.2240110.60440.37670.0030
0.0306-0.180704-0.659237-2.002389-3.0634980.60440.41450.04670.0050
2.2 協(xié)整分析
CPI與M2均為一階單整的,而同階單整的序列的某種線性組合可能是平穩(wěn)的,也就是說有可能CPI與M2存在協(xié)整關(guān)系,即長期均衡關(guān)系。所以首先要對是否具有協(xié)整關(guān)系進行檢驗。常用的兩變量檢驗方法為恩格爾―格蘭杰法(E―G兩步法)。
分別建立CPI與各種貨幣供給量的一元線性回歸方程,并利用最小二乘法估計得到方程如下:
CPI=8.540223+0.7941M2
(0.5323) (6.0379)
R2=0.7225 F=36.4568 DW=1.2285
從上述模型可知CPI與M2的回歸效果較好,模型通過F檢驗,擬合優(yōu)度達到0.7225,系數(shù)通過t檢驗,不存在自相關(guān)。
對回歸方程的殘差進行ADF和PP單位根檢驗,其中 表示方程的殘差,且檢驗結(jié)果見表2。
表2 各個殘差序列的單位根檢驗結(jié)果
變量ADF檢驗值P值PP檢驗值P值
εt-2.9310070.0064-3.1832170.0037
從表2看出,在顯著性為1%的情況下,ADF檢驗及PP檢驗均表明 是平穩(wěn)的。綜合上述結(jié)論,在1%水平下M2與通貨膨脹率之間存在較顯著的長期均衡關(guān)系。
2.3 誤差修正模型
建立誤差修正模型一般采用兩步,即分別建立區(qū)分數(shù)據(jù)長期特征和短期特征的計量經(jīng)濟模型。誤差修正項的大小表明了從非均衡向長期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度,該模型突出了長期均衡關(guān)系對短期的影響。
對短期動態(tài)關(guān)系中各變量的滯后項的選取,進行從一般到特殊的檢驗,在這個檢驗過程中,不顯著的滯后項被剔除,直到找到了最佳形式為止。本文通過了多次的試驗檢驗 ,并利用Eviews軟件得出的結(jié)果為:
ΔCPI=-0.006955+0.395962ΔM 2t-1.013786ΔM 2t-1-0.683293ΔM 2Mt-2
(3.222167) (-2.530029)(-2.530725)
+1.175036ΔCPIt-1+0.39865ΔCPIt-2+0.325481ΔCPIt-3-2.169487ε2t-1
(3.607446)(2.216646)(2.019355)(-4.317421)
R2=0.966531 F=16.50197DW=2.862078
由上式可得,在樣本期內(nèi)貨幣供應(yīng)量的增長率與CPI的誤差修正模型的誤差修正項系數(shù)小于零,符合反向修正的原則,即上一期的CPI高于均值時,本期的CPI的漲幅便會下降,反之上升。
3 結(jié)語
本文以我國1991年~2009年的年度數(shù)據(jù),綜合利用平穩(wěn)性檢驗,協(xié)整分析,誤差修正模型,分析各個層次的貨幣供給量與通貨膨脹率的關(guān)系,得到了以下結(jié)論:
(1)從長期來看,貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率存在正的長期均衡關(guān)系,并且它與通貨膨脹率的乘數(shù)為0.7941,明顯的小于1,這說明在我國貨幣變量的長期中性的說法不是準確的。
(2)從短期來看,M2與通貨膨脹率之間的短期動態(tài)關(guān)系,本期的M2的增量對CPI起到正相關(guān)的關(guān)系,同時本期的通貨膨脹率對下一期的通貨膨脹率也有正的影響。然而,較為奇怪的是誤差修正系數(shù)為-2.16948,絕對值很大,這表明短期波動對長期均衡趨勢偏離的程度很高,它們的波動幅度很大。
綜上所述,我國的通貨膨脹率仍是一種貨幣現(xiàn)象,但并不像弗里德曼所說的貨幣是中性的。廣義貨幣供給量M2與通貨膨脹之間有顯著的長期均衡關(guān)系,也就是說如果國家要控制通貨膨脹主要應(yīng)該控制準貨幣(定期存款,儲蓄存款及其他存款),其中提高定期存款利率以及增加法定存款準備金是比較可行有效的辦法。
參考文獻
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第6篇：通貨膨脹特征范文
通貨膨脹現(xiàn)象，既是金融理論研究的一個重要問題，也是中央銀行宏觀金融管理的一大現(xiàn)實問題。長期以來，國內(nèi)外許多學(xué)者都在努力探究通貨膨脹現(xiàn)象，但至今仍然沒有一個公認的科學(xué)而統(tǒng)一的關(guān)于通貨膨脹的定義。這一狀況，不僅阻礙了關(guān)于通貨膨脹理論的比較研究和交流，而且不利于及時準確地揭示通貨膨脹現(xiàn)象的本質(zhì)成因，從而給治理通貨膨脹的及時性、針對性和效用性造成了負面影響。
關(guān)于通貨膨脹概念，在經(jīng)濟學(xué)文獻中大多定義為：
通貨膨脹是指流通中貨幣量超過實際需要量所引起的貨幣貶值、物價上漲的經(jīng)濟現(xiàn)象。其理由是，通貨膨脹概念的定義必須體現(xiàn)因與果關(guān)系的有機統(tǒng)一，通貨膨脹的起因在貨幣供給過多，結(jié)果則表現(xiàn)在物價上漲，沒有物價上漲的貨幣供給過多不屬于通貨膨脹，沒有貨幣供給過多的物價上漲也不屬于通貨膨脹。
我們認為，這一定義欠科學(xué)。這是因為：
第一，貨幣貶值是一個具有多種意義解釋的概念，用于概念定義之中明顯失當(dāng)。在經(jīng)濟學(xué)文獻中，貨幣貶值含有三種意義解釋。其一，貨幣貶值是指單位貨幣的購買力下降。眾所周知，單位貨幣的購買力下降與物價上漲屬于同義語。若上述關(guān)于通貨膨脹定義的“貨幣貶值”系指這一種意義解釋，則與其后邊的“物價上漲”相重復(fù)，在定義中語詞重復(fù)使用顯失規(guī)范性。其二，貨幣貶值是指本國貨幣對外匯價的下降。例如，原來100美元合375元人民幣，今天100美元合823元人民幣，這說明，人民幣貶值了。如果上述關(guān)于通貨膨脹定義中的“貨幣貶值”系指本國貨幣對外匯價的下降，那么，貨幣供給過多會否引起本國貨幣對外匯價的下降呢？從歷史上看，在金本位貨幣制度時期一個國家貨幣供給過多（即單位貨幣所代表的金屬貨幣量降低），由該國貨幣對外匯價必將下降。但是，自1973年實行浮動匯率以來，貨幣匯價如同商品價格一樣，受供求關(guān)系的制約，匯價的升降，受供求關(guān)系的影響，而影響貨幣供求關(guān)系的因素很多。顯然，在浮動匯率制度下，本國貨幣供給過多對本國貨幣對外匯價下降的作用很微小。因此，通貨膨脹定義中的“貨幣貶值”系指本國貨幣對外匯價的下降的意義解釋，也是不適宜的。其三，貨幣貶值是指單位貨幣所代表的金幣價值量下降。若屬此解，則適宜。但是，從概念的定義法則來講，“貨幣貶值”這樣一個在經(jīng)濟學(xué)上具有多種意義解釋的語詞用于其他概念（如通貨膨脹）的定義之中，則失去了科學(xué)合理性，犯了定義用語歧義的邏輯錯誤。
第二，定義所反映的概念本體意義不正確。即使將上述關(guān)于通貨膨脹概念定義中的貨幣貶值一語刪去，即定義變?yōu)椤傲魍ㄖ胸泿帕砍^實際需要量所引起的物價上漲的經(jīng)濟現(xiàn)象”，據(jù)此定義去推論，則有通貨膨脹是屬于物價上漲的一種類型，其概念本體所反映的意義是商品價格，而非流通中的貨幣。然而，通貨膨脹作為一種貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象，其概念本體所反映的意義是流通中的貨幣增大（這里并非數(shù)量增多），至于流通貨幣增大有否引起物價上漲，那是流通貨幣增大的后果，而不是流通貨幣增大本身?？梢?，誤將“物價上漲”作為通貨膨脹的概念，導(dǎo)致了定義難以反映通貨膨脹概念的本體意義。
第三，忽視了貨幣供給過多在導(dǎo)致物價上漲表現(xiàn)上的時滯性和模糊性。首先，引起物價上漲的因素是多種多樣的。如果物價沒有引起上漲，無論貨幣供給量超過實際需要量的程度如何嚴重，也不是通貨膨脹，那么，就有以下推論，貨幣供給嚴重過多但在價格管制下物價沒有引起上漲，也就不是通貨膨脹。這與國內(nèi)外公認的隱蔽性通貨膨脹豈不矛盾？所謂隱蔽性通貨膨脹，并不是說不存在通貨膨脹，而是承認存在通貨膨脹，將其作為通貨膨脹的一種存在形式，它只不過是貨幣供給過多在即期沒有引起物價上漲而已。其次，如果將通貨膨脹定義為“貨幣供給量超過實際需要量所引起的物價上漲的經(jīng)濟現(xiàn)象”，那么，度量通貨膨脹嚴重程度，就應(yīng)該度量因貨幣供給過多所引起的物價上漲的程度。但是，在多種因素對物價上漲共同發(fā)生作用的條件下，每一因素在其中所起的作用份額是較難劃分的。再次，貨幣供給過多對物價上漲的作用具有顯著的“時滯性”。如前所述，貨幣供給過多對物價上漲的作用部分在當(dāng)期表現(xiàn)出來，部分在以后時期表現(xiàn)出來。根據(jù)有關(guān)資料表明，貨幣供給過多對物價上漲的“時滯”作用一般為1-2年。[1]然而，人們所考察的是否出現(xiàn)通貨膨脹現(xiàn)象卻都是以年為單位的。這樣，如果將通貨膨脹定義為貨幣供給量超過實際需要量所引起的物價上漲的經(jīng)濟現(xiàn)象，就會陷入兩難選擇之困境。從而，在具體實踐運作中，使人們感到無所適從。
那么，應(yīng)該如何對通貨膨脹概念加以定義呢？筆者認為，通貨膨脹概念應(yīng)該定義為：在信用貨幣（包括紙幣和電子貨幣）流通條件下，一定時期內(nèi)（通常為1年）市場上流通的貨幣量超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量而使單位貨幣所代表的金幣價值量下降的貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象。這一定義，包含以下5層意思：
其一，通貨膨脹以流通中單位貨幣所代表的金幣價值量為反映載體。這就是說，通貨膨脹要通過流通中單位貨幣所代表的金幣價值量程度來反映，只有流通中單位貨幣所代表的金幣價值量下降，才有可能（但不必定）產(chǎn)生通貨膨脹；如果流通中單位貨幣所代表的金幣價值量沒有下降，則必定沒有產(chǎn)生通貨膨脹。
其二，通貨膨脹是信用貨幣流通條件下市場上流通的貨幣量超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量時所出現(xiàn)的一種貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象。這就是說，通貨膨脹是一種貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象，并且是一種在信用貨幣流通中所特有的貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象，在金幣流通（即不存在信用貨幣流通）條件下不會發(fā)生通貨膨脹。同時，這一種貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象，是在市場上流通的貨幣量超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量時才產(chǎn)生的。商品流通決定貨幣流通，市場上流通所需要的金幣量是由商品價格總額（這里的商品價格=商品價值/貨幣價值）和同名貨幣的流通速度決定的，而同名貨幣的流通速度又是商品形態(tài)的變換速度的表現(xiàn)形式。信用貨幣是國家利用權(quán)力強制流通的貨幣名稱或符號，其本身沒有價值。單位信用貨幣所代表的金幣價值量在其進入流通前就由國家強制規(guī)定。在信用貨幣進入流通領(lǐng)域后，單位信用貨幣實際所代表的金幣價值量則隨流通中的貨幣量、商品價格總額和同名貨幣流通速度的變動而發(fā)生變化。只有市場上流通的貨幣量超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量，才有可能發(fā)生通貨膨脹；若市場上流通的貨幣量沒有超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量，則沒有發(fā)生通貨膨脹。
其三，通貨膨脹是市場上流通的貨幣量過多而使單位貨幣所代表的金幣價值量下降的一種貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象。在現(xiàn)實貨幣經(jīng)濟生活中，一方面，市場上流通的貨幣量、商品價格總額和同名貨幣流通速度都是在不斷運動變化的，市場上流通的貨幣量與它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量之間的量比關(guān)系也在不斷運動變化之中，流通中貨幣量既可能過多也可能偏少。另一方面，單位貨幣名義上所代表的金幣價值量是由國家強制確定的，而單位貨幣實際上所代表的金幣價值量既受國家強制調(diào)整比例（幣制改革）影響，更受市場上流通的貨幣量與它所代表的商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量之間的量比關(guān)系影響。在市場上流通的貨幣量沒有過多的情形下，因國家調(diào)整比例（幣制改革）而使單位貨幣所代表的金幣價值量下降，不是通貨膨脹；只有市場上流通的貨幣量過多而使單位所代表的金幣價值量下降，才是通貨膨脹。
其四，通貨膨脹是導(dǎo)致物價上漲的重要因素之一，但其本身并非物價上漲，也不必定引起物價上漲。在“市場上流通的貨幣量超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量”一語中，關(guān)鍵是“商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量”，正確把握其決定規(guī)律是深刻認識通貨膨脹概念內(nèi)涵的關(guān)鍵之關(guān)鍵。眾所周知，商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量決定于待實現(xiàn)的商品和勞務(wù)價格總額、同名貨幣流通速度。在這里，“待實現(xiàn)”這三個字非常重要，它起到根本性的作用。以往人們將通貨膨脹等同于物價上漲，其根本性原因則在于忽視了“待實現(xiàn)”。因此，“市場上流通的貨幣量超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量而使單位貨幣所代表的金幣價值量下降”中的“單位貨幣所代表的金幣價值量下降”，是相對于市場上流通的貨幣量與由“待實現(xiàn)的商品和勞務(wù)價格總額、同名貨幣流通速度”所決定的金幣需要量的量比關(guān)系而言的，它并非市場上流通的貨幣量過多，從而使單位貨幣實際所代表的金幣價值量下降（亦即貨幣價值下降）。因而，就會有力地推動著商品和勞務(wù)價格上漲（因為商品價格=商品價值/貨幣價值）。這一經(jīng)濟邏輯關(guān)系也可表述為：流通中貨幣量過多貨幣價值下降（單位貨幣所代表的金幣價值量下降）=商品和勞務(wù)價格上漲。但是，引起商品和勞務(wù)價格變動的因素是多方面的，除了單位貨幣實際所代表的金幣價值量變化外，還有商品價值變化、經(jīng)濟周期變化、原材料供求關(guān)系變化、工資水平變化、商品和勞務(wù)供求關(guān)系變化、價格政策變化、資源稀缺程度變化，等等。物價上漲是諸因素綜合作用的結(jié)果，單位貨幣實際所代表的金幣價值量下降必將會推動物價水平上漲，但并不必定引起物價上漲。
其五，通貨膨脹是運動變化的。通貨膨脹作為一種貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象，具有產(chǎn)生、成長、衰退、消亡的運動階段。在不同的階段上，對物價上漲所起的作用力是不一樣的。
筆者之所以將通貨膨脹概念作出上述定義，是因為基于下面5條理由：
首先，它符合馬克思的貨幣流通理論。馬克思在提示紙幣流通規(guī)律時指出：“紙幣流通的特殊規(guī)律只能從紙幣是金的代表這種關(guān)系中產(chǎn)生。這一規(guī)律簡單說來就是：紙幣的發(fā)行限于它象征地代表的金（或銀）的實際流通數(shù)量?！边@就是說，一個國家的紙幣發(fā)行限度是能夠流通的同名的金幣量。值得注意的是，馬克思在這里所講的紙幣發(fā)行，并非現(xiàn)行經(jīng)濟學(xué)文獻中所講的“貨幣發(fā)行是發(fā)行銀行向流通界投放的貨幣數(shù)量超過從流通界回籠到發(fā)行庫的貨幣數(shù)量”，而是為象征地代表能夠流通的同名的金幣總價值量而進行的紙幣發(fā)行，其發(fā)行量既包括流通中紙幣的增量，也包括原有的流通紙幣量。將通貨膨脹定義為“在信用貨幣流通條件下，一定時期內(nèi)（通常為一年）市場上流通的貨幣量超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量而使單位貨幣所代表的金幣價值量下降的貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象”，是與上述馬克思關(guān)于紙幣流通規(guī)律理論總體上相吻合的。
其次，可以正確反映通貨膨脹概念的本體意義。從詞義上解釋，通貨膨脹中的通貨為市場上流通的貨幣，膨脹為物體增大。因此，通貨膨脹可以直解為市場上流通的貨幣增大。而同一個物體膨脹具有兩大特征：一是同一物體的體積增大；二是同一物體的體積增大以后其內(nèi)含物質(zhì)的密度下降。只有同時具備這兩大特征的物體增大才是物體膨脹。從這一意義上看，“市場上流通的貨幣量超過它象征地代表商品和勞務(wù)流通所需要的金幣量”反映了通貨（即市場上流通的貨幣）的“體積”相對增大，而“單位貨幣所代表的金幣價值量下降”則反映了通貨的“體積”相對增大后其內(nèi)含“物質(zhì)”的密度下降。顯然，現(xiàn)在的定義，能夠更正確地反映通貨膨脹概念的本體意義。
第三，正確體現(xiàn)了通貨膨脹本身與結(jié)果的邏輯關(guān)系。從現(xiàn)在的定義中可以看出，通貨膨脹本身就是“市場上流通的貨幣經(jīng)濟現(xiàn)象”。那么，單位貨幣所代表的金幣價值量下降會產(chǎn)生什么結(jié)果呢？不言而喻，它會推動物價上漲。馬克思在闡述了紙幣超過自己的限度會引起單位紙幣實際所代表的金幣價值量下降之后，緊接著指出；“其結(jié)果無異于金在它作為價格尺度的職能上發(fā)生了變化，同一價值，原來用1鎊的價格來表現(xiàn)，現(xiàn)在要有2鎊的價格來表現(xiàn)?！边@就是說，通貨膨脹與物價上漲之間是原因與結(jié)果之間的關(guān)系，通貨膨脹是物價上漲的原因，物價上漲是通貨膨脹的結(jié)果。
第7篇：通貨膨脹特征范文
【關(guān)鍵詞】通貨膨脹 CPI 貨幣政策 宏觀調(diào)控
一、中國現(xiàn)今的通貨膨脹現(xiàn)象
通貨膨脹(Inflation)是指在紙幣流通條件下,因貨幣供給大于貨幣實際需求,即現(xiàn)實購買力大于產(chǎn)出供給,從而導(dǎo)致貨幣貶值,引起一段時間內(nèi)物價持續(xù)而普遍上漲的現(xiàn)象,其實質(zhì)是社會總需求大于社會總供給。
據(jù)英國廣播公司(BBC)報道,2010年中國通貨膨脹率2月達到16個月以來新高,消費物價的年通貨膨脹率從1月的1.5%升至2.7%,超出了分析師2.3%的預(yù)期數(shù)字。而且從國家統(tǒng)計局的經(jīng)濟數(shù)據(jù)看,我國消費者物價指數(shù)CPI和工業(yè)品出廠價格指數(shù)PPI等都環(huán)比繼續(xù)上漲,其中3月CPI公布值為102.4,同比增2.4%;PPI公布值為105.9,同比增5.9%;房價公布值為105.89,同比增5.89%;貨幣供應(yīng)量為650000億,同比增22.5%。針對公布的一季度經(jīng)濟數(shù)據(jù),泰達宏利基金分析認為,未來經(jīng)濟仍將保持較高增速,同比增長率將有所回落,CPI和PPI仍會緩慢地逐步上揚,這證明中國通貨膨脹的壓力將進一步加大。
有關(guān)權(quán)威數(shù)據(jù)顯示,2010年中國煤炭、鐵礦石、鋼材、銅和鋅等價格上漲明顯,主要化工產(chǎn)品亦上漲明顯,僅水泥、原油價格出現(xiàn)了小幅下跌;農(nóng)用生產(chǎn)資料如化肥、農(nóng)藥、種子等價格上漲;房地產(chǎn)市場出現(xiàn)熱潮,房價越炒越高,盡管政府出臺了相關(guān)政策,卻沒有起到立竿見影的效果;大米、乳業(yè)、啤酒、白酒、飲料等食品行業(yè)紛紛漲價,原材料成本的增長和與生活密切相關(guān)的物質(zhì)材料的上漲造成的支出增加和居民實際收入的差距,進一步推高了CPI指數(shù),這對高速增長的中國經(jīng)濟造成了威脅。而官方公布的CPI指數(shù)并沒有計入住房消費,實際影響居民的CPI指數(shù)遠遠不止于此,普通居民的生活十分直接地受到通貨膨脹的影響,在原有的住房、教育、醫(yī)療方面的沉重負擔(dān)下,還要忍受什么都漲價的艱難,日常的衣食住行開銷增加,略微上調(diào)的工資實在無法與物價上漲的步調(diào)相協(xié)調(diào)。
二、通貨膨脹的原因
1、貨幣發(fā)行量過大
20世紀中葉,弗里德曼提出了現(xiàn)代貨幣數(shù)量論,認為通貨膨脹在本質(zhì)上是一種貨幣現(xiàn)象,是由于流通中的貨幣數(shù)量超過實際需求量而造成的,控制通貨膨脹的措施主要是減少貨幣的供應(yīng)量,因此控制貨幣供給的中央銀行最終控制通貨膨脹率。如果中央銀行保持貨幣供給穩(wěn)定,物價水平也將穩(wěn)定。如果中央銀行迅速增加貨幣供給,物價水平將迅速上升。從上述數(shù)據(jù)可以看到,中國的貨幣供應(yīng)量增長比例過大,這是為了滿足快速復(fù)興經(jīng)濟的需要,現(xiàn)在中國又面臨國外要求匯率調(diào)整的壓力,這些因素直接導(dǎo)致了貨幣貶值,最終影響了通貨膨脹率的上升。
2、需求大于供給
凱恩斯主義把通貨膨脹視為一種宏觀經(jīng)濟現(xiàn)象,認為通貨膨脹是由于實際經(jīng)濟中的總需求大于總供給的緣故,需求過度拉動了通貨膨脹的產(chǎn)生,從而形成了需求拉動理論。中國是一個消耗很大的國家,2009年的世界經(jīng)濟危機給中國造成了很大沖擊,很多企業(yè)倒閉,盡管到現(xiàn)在經(jīng)濟開始復(fù)蘇,就業(yè)壓力緩解,甚至還出現(xiàn)“用工荒”的現(xiàn)象,但并不能說明中國各方面材料的供給量增加到大于需求量,而且最近幾年中國自然災(zāi)害比較頻繁,地震、干旱等困擾著中國的供給和需求的平衡,是造成物價上漲和通貨膨脹的因素之一。
3、經(jīng)濟結(jié)構(gòu)因素變動
在經(jīng)濟活動中,各個部門生產(chǎn)率提高的速度不一致,其中部門的興衰更替頻繁,各部門同世界市場的聯(lián)系密度不一樣,而社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)并不能非常有效地使生產(chǎn)要素從生產(chǎn)率低的部門轉(zhuǎn)移到生產(chǎn)率高的部門,從衰落的部門轉(zhuǎn)移到正在迅速發(fā)展的部門,從非開放性部門轉(zhuǎn)移到開放性部門。但是,生產(chǎn)效率提高慢的部門、和非開放性部門在工資和價格等問題上都要求和其他部門享受一致的待遇,這就導(dǎo)致了通貨膨脹。我國經(jīng)濟發(fā)展明顯呈現(xiàn)出如下特征:東部沿海城市對外開放程度高、經(jīng)濟發(fā)展速度快、經(jīng)濟效率高,而中西部企業(yè)盡管有國家政策扶持仍然相對封閉、經(jīng)濟效率低下,地區(qū)發(fā)展不平衡;服務(wù)業(yè)和加工業(yè)等蓬勃發(fā)展和重工業(yè)、制造業(yè)等發(fā)展緩慢,而去年的金融風(fēng)暴和今年的經(jīng)濟復(fù)蘇也造成了地區(qū)間和部門間發(fā)展不平衡的速度加快,這些都是造成今年通貨膨脹的因素。
4、預(yù)期和通貨膨脹慣性
在實際中,一旦形成通貨膨脹,便會持續(xù)一段時期,這種現(xiàn)象被稱之為通貨膨脹慣性,對通貨膨脹慣性的一種解釋是人們會對通貨膨脹作出的相應(yīng)預(yù)期。預(yù)期是人們對未來經(jīng)濟變量作出一種估計,預(yù)期往往會根據(jù)過去通貨膨脹的經(jīng)驗和對未來經(jīng)濟形勢的判斷,作出對未來通貨膨脹走勢的判斷和估計,從而形成對通脹的預(yù)期,它對人們經(jīng)濟行為有重要的影響,人們對通貨膨脹的預(yù)期會導(dǎo)致通貨膨脹具有慣性。
三、啟示和建議
目前官方對外宣稱,中國CPI上行中并無通貨膨脹因素,統(tǒng)計的數(shù)據(jù)與真實情況相去甚遠,政府不應(yīng)只關(guān)注上報的數(shù)據(jù)而需要更關(guān)注具體的基層居民的生活現(xiàn)狀,因為后者更能反映我國的CPI和通貨膨脹率?，F(xiàn)在居民普遍對持續(xù)增長的物價不滿,他們的收入不能使他們維持原來的生活水平,這種現(xiàn)象與我國飛速增長的GDP是相矛盾的,從中可以看出我國通貨膨脹的壓力,而政府出臺解決通貨膨脹的政策能很好地解決民生問題。
1、完善CPI體系
CPI體系對我國經(jīng)濟發(fā)展十分重要,因為CPI指數(shù)不僅影響每一個消費行為,影響著每個消費者的支出預(yù)算,也左右著市場經(jīng)營成本,影響著企業(yè)與個人的投資決策,影響著社會財富的分配與轉(zhuǎn)移,影響著政府決策及央行的貨幣政策,影響著我們社會每一個居民的生活。而我國官方統(tǒng)計出來的CPI指數(shù)與實際居民生活消費價格變動不一致,這說明我國的CPI體系存在缺陷,使政府不能準確地了解我國通貨膨脹的現(xiàn)狀和嚴重性,就不能采取有力的手段解決通貨膨脹的問題。
解決通貨膨脹問題首先得準確了解通貨膨脹的具體情況,彌補現(xiàn)行CPI體系的缺陷。中國CPI指標體系的缺陷在于官方一直在強調(diào)作為國際慣例,CPI不包括商品房價格,而且居住類權(quán)重過低(13%左右,國際慣例是30%以上),其基數(shù)過低,而食品類占CPI權(quán)重為33.6%,食品類通常是通貨膨脹最后波及的環(huán)節(jié),然而食品類商品和服務(wù)價格上漲,也就標志著全面的通貨膨脹開始形成。
因此,中國應(yīng)該完善現(xiàn)有的CPI體系,使之真正切合實際和民生,將商品房價格納入其中,同時合理地調(diào)整各方面的比重,使之能真正地反應(yīng)居民的生活消費情況,否則只能使問題長期得不到解決,還會造成居民對政府的不信任。
2、央行實行貨幣從緊的政策
中國式的通貨膨脹實質(zhì)上是貨幣問題,資金過多地流向地產(chǎn)部門以及與地產(chǎn)相關(guān)的行業(yè),造成其他行業(yè),主要是食品等由中小企業(yè)投資的行業(yè)資源不足,供給下降,故物價上漲,而現(xiàn)在中國的房地產(chǎn)出現(xiàn)泡沫,如果不遏制可能會出現(xiàn)崩盤的現(xiàn)象,到時候經(jīng)濟損失更加慘重,因此得通過央行的貨幣政策來解決,而不是采取政府管制價格的行政手段。
中央銀行應(yīng)該采取央行價格機制(即利息)來收緊貨幣供應(yīng),著重調(diào)節(jié)總供給、通過削減政府開支,增加財政收入以減少財政赤字、減少銀行信貸、遏制大量的銀行資金進入房地產(chǎn)市場及股市,實行從緊的貨幣政策,以貨幣主義理論為基礎(chǔ),以控制消費物價上漲、實現(xiàn)國際收支平衡、穩(wěn)定貨幣作為主要目標。在緊縮財政的同時控制貨幣發(fā)行量以遏制紙幣貶值的勢頭,并注重匯率的作用,防止外來資金帶來的副作用。
3、控制通貨膨脹必須壓低房價
很多學(xué)者聲稱房價上漲是通貨膨脹的根源,雖然反對者很多,但也有其道理。去年以來,我國房價飛漲,一些熱點區(qū)域的房價甚至一個月上漲超過10%,一年上漲超過100%。自今年年初以來,國家出臺了一系列政策抑制房價過快上漲,已經(jīng)起到了一些作用,但是對房子的消費依然占到了居民一生收入的絕大部分。雖然國家統(tǒng)計出的CPI指數(shù)沒有將房價列入其中,但實際上房價是直接影響到最廣大的居民的,應(yīng)該列入其中,而倘若將房價列入CPI指數(shù),可以說也受到了中央的關(guān)注,對防范金融風(fēng)險有重要作用。
4、改善民生
黨的十七大報告提出逐步提高“兩個比重”,一要逐步提高居民收入在國民收入分配中的比重,二要提高勞動報酬在初次分配中的比重。在通貨膨脹持續(xù)的情況下應(yīng)逐步提高“兩個比重”,增加勞動者的收入。通貨膨脹對于工薪階層影響很大,其實際收入因通貨膨脹而減少,生活水平也必然會相應(yīng)降低?，F(xiàn)有的情況不能改變,就應(yīng)漲薪以解決居民的生活困難,因為存在著通貨膨脹的慣性,通貨膨脹不是一時就能解決的,如果不采取這一措施改善民生,就會使慣性延續(xù)下去,而且會造成居民的不滿。
5、加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式
英國在治理其1979―1981年的通貨膨脹中,多次調(diào)整工業(yè)結(jié)構(gòu),提高競爭力。在工業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整方面采取了“建設(shè)性干預(yù)政策”,即增加對高技術(shù)工業(yè)的財政幫助,刺激傳統(tǒng)工業(yè)企業(yè)在改造中大量運用新技術(shù)工藝。最后,倡導(dǎo)競爭,實行國有企業(yè)的私有化,鼓勵職工持股。法國在治理經(jīng)濟危機時以科技進步為推動力,加速產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整,為陷入衰退的傳統(tǒng)部門注入了新的活力,為企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造了良好的環(huán)境。同時收縮傳統(tǒng)工業(yè),大力發(fā)展高新技術(shù)產(chǎn)業(yè),實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級,由勞動和資本密集型向資本密集型轉(zhuǎn)化。我國在解決現(xiàn)有問題上也應(yīng)借鑒其方法,采取宏觀調(diào)控,以干預(yù)手段保持市場價格的基本穩(wěn)定,加快轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式,將勞動生產(chǎn)率的速度提高到快于要素成本提升速度的水平,提高要素投入產(chǎn)出效率和全要素生產(chǎn)率。這樣,才能根本解決成本推動所導(dǎo)致的通貨膨脹威脅,最終促進經(jīng)濟在長期內(nèi)快速、平穩(wěn)發(fā)展。
四、結(jié)語
我國的通貨膨脹持續(xù)了幾年,現(xiàn)在已經(jīng)到了全面通貨膨脹的地步,造成這種現(xiàn)象的因素有很多,如經(jīng)濟危機、貨幣政策不力、房價過高等,盡管政府采取一些措施來解決,但其并沒有意識到通貨膨脹的根源,其手段也只能是治標不治本,不能達到很好的效果,本文建議完善體系、貨幣從緊、改善民生等,希望中國的民生問題能得到很好地解決,通貨膨脹現(xiàn)象得以消除。
【參考文獻】
[1] 葛暢:我國房地產(chǎn)價格變動與通貨膨脹關(guān)系――基于北京上海數(shù)據(jù)的實證分析[D].吉林大學(xué),2009.
第8篇：通貨膨脹特征范文
關(guān)鍵詞：通貨膨脹；匯率；利率
中圖分類號：F810.45 文獻標識碼:A
文章編號:1005-6432(2008)41-0142-02
我國在走出了1997年至2001年的通貨緊縮后，經(jīng)濟出現(xiàn)了從局部過熱到全面過熱的演繹。2007年后物價上升很快，2007年全年CPI比上年同期上漲4.8％。進入2008年第一季度CPI更是比上年同期上漲8％，PPI達到8％，大有趕超CPI之勢。這表明我國已進入了一個全面的通貨膨脹周期，需要在經(jīng)濟調(diào)控中作為首要問題加以解決。
一、通貨膨脹的經(jīng)濟學(xué)含義
通貨膨脹(Inflation)一般指因紙幣發(fā)行量超過商品流通中的實際需要的貨幣量而引起的紙幣貶值、全面上漲現(xiàn)象。其實質(zhì)是社會總需求大于社會總供給。
紙幣流通規(guī)律表明，紙幣發(fā)行量不能超過它象征的代表的金銀貨幣量，一旦超過了這個量，紙幣就要貶值，物價就要上漲，從而出現(xiàn)通貨膨脹。通貨膨脹只有在紙幣流通的條件下才會出現(xiàn)，在金銀貨幣流通的條件下不會出現(xiàn)此種現(xiàn)象。因為金銀貨幣本身具有價值，作為儲藏手段的職能，可以自發(fā)地調(diào)節(jié)流通中的貨幣量，使它同商品流通所需要的貨幣量相適應(yīng)。而在紙幣流通的條件下，因為紙幣本身不具有價值，它只是代表金銀貨幣的符號，不能作為儲藏手段。因此，紙幣的發(fā)行量如果超過了商品流通所需要的數(shù)量，就會貶值。
對通貨膨脹的測度一般以消費者物價指數(shù)（CPI）、生產(chǎn)者物價指數(shù)（PPI）、批發(fā)物價指數(shù)（Wholesale Price Index）、GDP平減指數(shù)（GDP Deflator）來定。
二、當(dāng)前我國通貨膨脹的成因
對于通貨膨脹形成的原因，一般理論認為是貨幣發(fā)行過多、需求過度、成本推動及生產(chǎn)結(jié)構(gòu)失衡等原因造成的，但通常情況下，通貨膨脹都是由諸多原因共同作用所形成的。這里重點談三個方面的原因：
1.貨幣供給增長過快
持續(xù)的貿(mào)易順差，迫使中央銀行投放大量基礎(chǔ)貨幣，是我國目前流動性過剩的主要原因。由于特殊的結(jié)售匯制度，近年來我國廣義貨幣M2一直保持著較高的增速。2003年至2006年我國M2年增長率平均高出GDP增長率5.4％。從貨幣流通速度來看，按美國經(jīng)濟學(xué)家歐文?費舍爾的著名貨幣數(shù)量論，提高貨幣流通速度，實際上也增大了貨幣供應(yīng)量。如果以M2/GDP的比例來衡量貨幣流通速度的話，2007年我國貨幣流通速度為163.4％，而2002年到2005年平均高達180％以上，明顯處于過高的水平。
2.成本輸入
隨著我國經(jīng)濟的高速發(fā)展，外貿(mào)依存度也越來越高。其中對大宗資源性商品的依存度已經(jīng)達到了一個相當(dāng)高的水平，預(yù)計2008年原油對外依存度達47％，鐵礦石對外依存度將達57％。以鐵礦石為例，2005年我國鋼鐵企業(yè)被迫接受日本與澳大利亞訂立的基準價格承受鐵礦石價格上漲71.5％的壓力。2008年在2007年價格的基礎(chǔ)上，又不得不接受65％的漲幅。從2006年以來國外大宗商品期貨價格不斷攀升，在這種情況下上游產(chǎn)品價格上漲通過價格傳導(dǎo)機制傳導(dǎo)到下游產(chǎn)品，從而引發(fā)了成本推動型的輸入型的通貨膨脹。此外，勞動力成本的上升，也推升了企業(yè)的成本。
3.美元的持續(xù)貶值
按照貨幣主義者的看法，通貨膨脹是一種純貨幣現(xiàn)象。美國自IT泡沫破滅后，實施積極的貨幣政策，從2001年到2003年6月美國聯(lián)邦基金利率從6.5％連續(xù)下調(diào)到1％，致使在以后幾年間美元流動性達到一個很高的水平。2007年9月18日美國為挽救次貸危機，不顧潛在的通貨膨脹威脅，又連續(xù)降息4次，致使美元短期內(nèi)大幅貶值。美國的國內(nèi)信貸與GDP的比率從1999年的84％上升到2006年的98％。
三、治理我國當(dāng)前通貨膨脹的政策取向
既然本文前面論述可知我國當(dāng)前的通貨膨脹是由多種成因共同作用的結(jié)果，所以在治理上就不能只用一種治理手段，根據(jù)美國經(jīng)濟學(xué)家蒙代爾（R.A.Mundell）提出的“政策配合說”，當(dāng)經(jīng)濟處在順差和通脹區(qū)域時，應(yīng)實施緊縮的貨幣政策和財政政策，但鑒于國內(nèi)經(jīng)濟的復(fù)雜性，對有些政策手段也應(yīng)有取舍：
(1)增大人民幣匯率浮動范圍，適當(dāng)加快人民幣升值速度，減少通脹國際傳導(dǎo)壓力。長期來看，一個國家經(jīng)濟高速增長，其實際匯率必然升值，這是一個必然規(guī)律。此規(guī)律已通過2006年匯改以來，人民幣對美元匯率不斷創(chuàng)新高得以佐證。實際匯率升值通過兩種方式實現(xiàn)，一是名義匯率升值，另一種是通過通貨膨脹的形式實現(xiàn)。
(2)提高利率是抑制通貨膨脹的一把雙刃劍。貨幣主義認為通貨膨脹無論何時何地都是一個貨幣現(xiàn)象，強調(diào)貨幣政策目標的單一性，所以治理通貨膨脹應(yīng)提高利率。在這種理論指導(dǎo)下，2007年已連續(xù)提高7次利率，利率達4.14％，往后還要不要再提高利率，國內(nèi)學(xué)界正在熱議。
(3)價格管制。由于我國正在大力進行市場化改革，按理說這種有悖于市場化精神的做法不應(yīng)提倡，但考慮到我國目前所面臨的通貨膨脹的輸入型特征，實行價格管制不失為一種權(quán)宜之計，等到時機成熟，再放開價格。
(4)我國政府應(yīng)聯(lián)合世界對美國施加壓力，從而改變美國對美元貶值聽之任之的態(tài)度。從我國改革開放以來，美國一直對我國的經(jīng)濟政策指手畫腳，特別是1997年到2002年我國通貨緊縮期間，美國一直認為中國向世界輸出通貨緊縮。近年來又一直不斷地對人民幣匯率施壓，要求人民幣匯率大幅升值。而本文認為當(dāng)前世界面臨的通貨膨脹的主要原因是美元的大幅貶值，是美國到了為世界負責(zé)任的時候了。美國應(yīng)采取切實措施，扭轉(zhuǎn)美元持續(xù)貶值的趨勢，使美元從弱勢貨幣變?yōu)閺妱葚泿牛瑥亩鴱母旧舷蛲浀母础?/p>
作者單位:西安郵電學(xué)院繼續(xù)教育學(xué)院
參考文獻：
第9篇：通貨膨脹特征范文
【關(guān)鍵詞】進出口貿(mào)易 通貨膨脹 影響
一、通貨膨脹的概念及其衡量指標
通貨膨脹與進出口貿(mào)易是不同的經(jīng)濟范疇，但兩者又有一定的聯(lián)系。通貨膨脹是指當(dāng)一個經(jīng)濟中的大多數(shù)商品和勞務(wù)的價格連續(xù)在一段時間內(nèi)普遍上漲時，宏觀經(jīng)濟學(xué)就稱這個經(jīng)濟經(jīng)歷著通貨膨脹。按照這一說明，如果僅有一種商品的價格上升，這不是通貨膨脹，只有大多數(shù)商品和勞務(wù)的價格持續(xù)上升才是通貨膨脹。通貨膨脹按照價格上升的速度可以分為三類：第一，溫和的通貨膨脹，指每年物價上升的比例在10%之內(nèi)。第二，奔騰的通貨膨脹，指年通貨膨脹率在10%以上和100%以內(nèi)。第三，超級通貨膨脹，指通貨膨脹率在100%以上。
通常人們用CPI作為衡量通貨膨脹水平的重要指標。那么什么是CPI？CPI即是消費者物價指數(shù)，是反映與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價格統(tǒng)計出來的物價變動指標。如果消費者物價指數(shù)升幅過大，表明通貨膨脹已經(jīng)成為經(jīng)濟不穩(wěn)定因素，央行會有緊縮貨幣政策和財政政策的風(fēng)險，從而造成經(jīng)濟前景不明朗。因此，該指數(shù)過高的升幅往往不被市場歡迎。一般說來，當(dāng)CPI>3%的增幅時我們稱為通貨膨脹；而當(dāng)CPI>5%的增幅時，我們把他稱為嚴重的通貨膨脹。隨著世界經(jīng)濟復(fù)蘇，國外需求增加，近幾年來，這種趨勢的出現(xiàn)對出口的影響將會因此維持一定時間，并且出口回落對我國總體經(jīng)濟有一定的沖擊，也會影響到通貨膨脹。
二、我國通貨膨脹與進出口貿(mào)易現(xiàn)狀的分析
1.近年來居民消費價格指數(shù)（CPI）居高不下。各種日常生活用品都出現(xiàn)了不同幅度的漲價，雖然物價上漲只是通貨膨脹的一個表現(xiàn)形式，物價上漲并不代表中國處于通貨膨脹時期。甚至有的專家學(xué)者認為，不能因物價上漲，CPI超過3%而認為中國目前存在通貨膨脹。他把目前中國的物價瘋狂亂漲主要歸結(jié)于氣候原因，而并非按照定義所說的“貨幣發(fā)行過多”導(dǎo)致物價普遍上漲。但如今綜合各方面的因素，中國的的確確處于通貨膨脹時期。
2.通貨膨脹下的貨幣供給。貨幣供給被動擴張，通貨膨脹預(yù)期明顯。中國的貨幣供應(yīng)量在很長一段時間持續(xù)快速增長，遠高于GDP的增長速度。目前，銀行貸款增速非常高。從貨幣總供給和總需求的角度分析，出現(xiàn)了微觀主體風(fēng)險偏好上升，投機交易性貨幣需求旺盛，大量貨幣追逐有限非貨幣資產(chǎn)的現(xiàn)象。除貨幣超額供給的格局外，近年來我國銀行存貸差也日益加大，金融機構(gòu)存款呈現(xiàn)活期化趨勢，存款活期趨勢增強。外貿(mào)順差和國外資本流入，是導(dǎo)致人民幣貨幣被動擴張的主要因素。貨幣流通速度持續(xù)加快，意味著通脹壓力進一步加大。無論是凱思斯主義的貨幣需求概念，還是費里德緊的貨幣需求理論都表明，貨幣流動速度具有順經(jīng)濟周期變動的特征。
3.通脹下我國匯率的困境。近年來央行十分繁忙。因為一方面，CPI連續(xù)創(chuàng)下兩年來新高，為管理通脹預(yù)期，央行大量回收流動性。另一方面，本土的通脹應(yīng)該造成外匯市場上的強幣變?nèi)酰瑓R率下降。但現(xiàn)實是，對內(nèi)變?nèi)?，對外愈強，二者無論如何也統(tǒng)一不起來。
三、進出口貿(mào)易對通貨膨脹影響的理論分析
1.貨幣供給傳遞路徑
當(dāng)一國的國際收支出現(xiàn)長期、大量的對外貿(mào)易順差，而形成巨額外匯儲備時，國內(nèi)市場會出現(xiàn)以下兩種情況：一方面，商品從國內(nèi)市場被大量輸出到國外；但另一方面，為收購出口所得外匯，中央銀行要增加貨幣投放。這樣，就會造成流通中貨幣過多，引發(fā)通貨膨脹。另外，當(dāng)國外資本大量流入而引起國際收支順差過大時，也需要增發(fā)大量本國貨幣用來收購?fù)鈪R，從而也會導(dǎo)致國內(nèi)貨幣供應(yīng)量過多，引發(fā)通貨膨脹。其簡單的傳導(dǎo)機理是：進出口差額——外匯儲備——外匯占款——貨幣供給量——國內(nèi)通貨膨脹水平。
2.國外商品的價格傳遞路徑
當(dāng)國外出現(xiàn)通貨膨脹、價格上漲時，在價格機制的作用下，一方面，由于國外商品的價格上漲會導(dǎo)致該國對外國商品出口的增加，從而增加該國的對外貿(mào)易出口需求；另一方面，由于國外商品的價格上漲，又會減少本國居民對國外進口商品的消費，而轉(zhuǎn)為增加對本國商品的消費，由此，一增一減，最終引起整個社會總需求的增加。
近年來，我國對外商品出口連創(chuàng)新高，對外貿(mào)易連年出現(xiàn)順差。究其原因，一個很重要的因素就是由于全球經(jīng)濟復(fù)蘇而導(dǎo)致的世界各主要經(jīng)濟體如美國、歐盟和日本等國內(nèi)市場需求的增加。快速增長的對外貿(mào)易，不僅提高了我國對出口商品的市場需求，而且也引發(fā)了整個社會總需求的膨脹。這種膨脹的社會總需求一旦失控，就會引起通貨膨脹。
3.成本傳導(dǎo)路徑
一國商品和服務(wù)的進口形成國家總供給的一部分，出口構(gòu)成總需求的一部分，在國內(nèi)供給量和需求量一定情況下，進出口貿(mào)易會改變該國總供給—總需求平衡狀況，從而促使國內(nèi)通貨膨脹水平發(fā)生變化。比如，國際市場上石油、原材料、糧食等價格上漲，導(dǎo)致國內(nèi)這些基礎(chǔ)產(chǎn)品的輸入價格增加，從而引起國內(nèi)的價格上漲，并最終引發(fā)成本推動型通貨膨脹。
這些年，國際石油價格持續(xù)攀高。造成石油價格上漲的原因主要有三個：全球經(jīng)濟增長帶來的石油需求增加；由于政治、自然等因素導(dǎo)致的石油供應(yīng)數(shù)量的不確定；各種投資基金等投機商的哄抬物價。我國受石油價格的影響比較明顯。首先，我國已經(jīng)成為世界第二大石油進口國，全年進口量基本接近美國；其次，我國目前對于國際石油價格的變化還缺乏發(fā)言權(quán)，只能被動的接受國際石油價格的上漲。
參考文獻：
[1]成蓉.我國進口貿(mào)易發(fā)展的整體態(tài)勢[J].國際貿(mào)易，2012，（23）.