通货膨胀的特征
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通货膨胀的特征范文第1篇
关键词:通货膨胀;成因;政策;建议
中图分类号:F12文献标识码:A
2007年美国爆发了继上世纪三十年代经济大萧条以来最严重的一场经济危机――次贷危机,这场危机迅速从美国的房地产市场蔓延到金融领域,随着雷曼兄弟等世界著名投行在危机中纷纷倒下,次贷危机的影响力在不断扩大,最终演变为全球性的经济危机。在经济全球化的推动下,世界各主要经济体都遭受到了不同程度的经济损失,其中美国、日本和西欧等发达国家受到的冲击最大,中国作为世界上最大的发展中国家,在这场危机中也难以独善其身。2007年上半年,我国面临通货膨胀的巨大压力,通货膨胀带来了物价上涨、货币贬值、生产成本上涨、热钱流入、人民币升值压力不断扩大等问题。直到2008年8月以后,通货膨胀的压力才有所减轻,历时1年多的通货膨胀给我国经济带来了哪些影响,本文就通货膨胀问题展开论述。
一、通货膨胀的性质
关于通货膨胀的定义,一直都是国内外经济学家研究和讨论的重点,学术界也始终没有统一的定义。一般的,关于通货膨胀的权威说法有两种:一种是新古典综合学派的观点,他们认为通货膨胀是“一般物价水平或物价总水平的普遍的持续的上涨”,因此又称他们为“物价派”,其代表人物是萨缪尔森;另一种学派是“货币派”,其代表人物是弗里德曼,他通过货币数量论证明了货币量的增长是通货膨胀的唯一决定因素。目前,国内经济学家大多是综合二者即通过研究物价和货币数量的两种经济现象来衡量通货膨胀水平。如果物价持续上涨,货币供应量持续增加,同时还伴随着经济过热,这种现象就定义为通货膨胀;反之,即为通货紧缩。
关于通货膨胀的成因,国外的经济学家一般将其分为四大类:需求拉上型、成本推动型、混合推动型和结构性通货膨胀。在经济全球化的趋势下,通货膨胀也可以从一国传导到另一国,显示出输入型通货膨胀的特征,这正是经济危机带来的严重弊端之一。
衡量通货膨胀的常用指标有消费物价指数CPI、生产者物价指数PPI和GDP平减指数三种,其中CPI是最主要的衡量指标,它通过衡量居民的生活费用来衡量通货膨胀水平。当CPI超过5%就可看作是严重通货膨胀,CPI在3%～5%之间是温和型通货膨胀。2007年我国CPI指数从年初的2.2%上涨到年末的6.9%,全年涨幅4.8%,通货膨胀还是温和型的。
二、从“价格”出发解释通货膨胀成因
(一)结构性通货膨胀。2007～2008年度,通货膨胀率先在农产品和食品价格上体现出来了,具有明显的“结构化”特征。2007年食品价格上涨12.3%,其中粮食上涨6.3%,肉禽及其制成品上涨31.7%,蛋类上涨21.8%。导致农产品涨价的原因,一方面是由于政府政策对农村经济的扶持和提高农民收入水平的要求;另一方面也是市场规律作用的结果,粮食生产成本增加,而市场的消费需求和生产需求旺盛,使得供求不平衡,价格也就被推高了。2007年国际粮食价格居高不下,带动了国内市场农产品价格的上涨。2008年初,我国南方遭遇了百年一遇的大雪灾,南方农产品供给不足,北方大量粮食、蔬菜、猪肉等物资运到南方,加大了成本,农产品的价格自然就上涨了。2008年1～2月份,我国CPI创新高分别上涨7.1%和8.7%,足以证明通货膨胀的规模不断扩大。
(二)输入推动型通货膨胀。输入型通货膨胀是此次我国通货膨胀产生的又一个显著特征。次贷危机产生后,大量的资金从金融市场流向商品市场寻求避险,这些热钱的进入大大推动了能源、原材料和农产品的期货价格,从而推动了我国进口产品的价格,引发国内相关产品的价格也普遍涨价。我国是世界上进口依存度最高的国家之一,尤其在石油和铁矿石进口上一直是世界进口大国。1993年我国成为石油净进口国,2007年原油对外依存度达到46.05%;2007年第一季度首次成为煤炭净进口国;目前铁矿石超过一半以上依靠进口;大豆、植物油进口超过50%。2007年以美元标价的国际原油价格持续涨价,屡屡突破每桶百元大关;铁矿石价格上涨9.5%,2008年则上涨65%～71.5%,这使国内依靠能源和原材料的生产加工企业成本加大,导致国内工业产品价格上涨压力。
(三)成本推动型通货膨胀。2007年至2008年6月,我国经历了高通胀和高增长的发展历程,这与我国特殊的经济增长结构有重要关系。传统上,拉动需求有三驾马车――消费、投资、出口,其中消费支出是总支出的主要力量。在发达国家消费占GDP总量的2/3左右,其次是投资和出口。而在我国呈现相反的格局,消费只占GDP比例的50%左右,而投资和出口占比逐年上升。根据国家统计局公布的数据,2001～2006年,消费、投资和净出口对GDP的贡献率分别由50%、50.1%和-0.1%转变为39.2%、41.3%和19.5%。投资超过消费成为推动经济增长的第一推动力,2007～2008年固定增产投资增速在25%左右。出口增长的速度也很快,2005～2007年出口年均增速达到30%以上。投资和外需成为拉动中国经济增长的两大动力。投资驱动型的增长模式,一方面加剧了国内能源、燃料等资源的紧缺,资源的稀缺性促使产品物价上涨;另一方面加大了国外大宗产品价格上涨对国内经济的冲击力,并导致输入型通货膨胀。
三、从“货币”出发研究通货膨胀的根源
弗里德曼认为,通货膨胀纯粹是一种货币现象:经济中存在过多的货币将会导致物价上升,纸币贬值。下面就从货币方面来探讨一下通货膨胀形成的根源。
(一)国际收支不平衡,超额外汇储备持续增长。从1994年开始我国的国际收支已经持续多年顺差,这种状况一直延续至今。顺差的原因一方面是我国的贸易顺差,出口大于进口;另一方面是我国鼓励国际来华投资的政策,吸引了海外对华投资逐年增加;此外,由于人民币升值的预期使大量短期国际热钱流入中国。国际收支不平衡带来的后果就是外汇储备不断膨胀,到2008年底,我国的外汇储备已经跃居世界第一,达到2万亿美元。如此大量的外汇储备也带来了隐患。由于我国采取的结售汇制度,对人民币升值有很大的升值压力。为了保障人民币不至于过快的升值影响出口,政府不得不用买汇的方式买进大量的美元,使得外汇占款增加,外汇占款增加对应的是人民币的投放增加,基础货币扩大。2001～2007年我国的货币发行速度明显加快,年增长幅度分别为7.1%、9.62%、10.93%、12.05%、16.99%,货币增长速度大于GDP增长速度,因此外汇占款的通货膨胀效应更加显著。
(二)流动性过剩带来的通货膨胀压力。流动性过剩就是流通中的货币供应量超过商品流通的实际货币需求,造成货币供需不平衡,供大于求带来了价格的上涨。我国流动性过剩的主要原因源于投资和消费的矛盾,由于我国居民长期存在保守的消费意识,加之落后的金融投资观念和投资领域狭窄,居民将大部分收入以银行存款的形式存放在银行,以获得稳定的利息收入。银行吸收的存款越多,用于投资的资金就越多,在缺乏严格监管的前提下,银行为了最大化地盈利不断放贷,信贷膨胀带来的是投资过热,投资的增长又会增加国民收入,一旦投资过热,通货膨胀问题也就产生了。
同时,关注国际市场的资本动向,全球性流动性过剩是不可忽视的外因。由于美国长期推行的低利率政策和宽松的货币政策,造成美元的货币供应量不断增加。2007年以来,美联储为了应对次贷危机,继续加大美元的发行量。美元供给量的快速增加,加大了美元贬值预期,大量资本流入其他国家寻求庇护,加剧了其他国家的通货膨胀压力。
四、我国治理通货膨胀的综合性措施
(一)货币政策手段。2006～2007年央行频繁运用存款准备金率、贴现率、公开市场操作三大货币政策工具治理通货膨胀。央行先后提高商业银行存款准备金率共15次,仅2007年就达到10次,存款准备金率从年初的9%提高到年底的14.5%。2008年上半年又先后5次调高存款准备金率,6月份上调至17.5%。其次,上调人民币存贷款基准利率。从2006年4月28日到2007年12月8日8次上调存贷款基准利率,仅2007年一年就先后9次上调金融机构人民币存贷款基准利率,一年期存款基准利率从2007年初的2.52%上调至4.14%,累计上调1.62个百分点;一年期的贷款基准利率从年初的6.12%上调至年末的7.47%,累计上调1.35个百分点。同时,发行中央银行票据,自2003年4月启动发行央行票据以来,发行量就逐年扩大。2005～2007年每年累计发行央行票据数额分别为2.79万亿元、3.65万亿元、4.07万亿元。此外,央行还运用窗口指导等间接调控手段,调节货币供求,稳定物价上涨。央行频繁的加息行为反映了其紧缩性的货币政策取向。
遗憾的是央行采取的以调高存款准备金率和利率为代表的紧缩性货币政策,并没有明显降低货币供给量的增长速度。数据显示,2007年5月至2008年8月,广义货币量M2增速仍然高位运行。我国延续多年的“高通胀,高增长”的局面没有得到改变。究其原因,主要还是对这次通货膨胀的成因没有看清。此次通货膨胀并不是简单的成本推动型或需求拉上型,而是各方面原因综合作用的结果,既有成本推动的作用,也有结构性特征,而且还有国际输入型通货膨胀的新特点。使用单一的“数量型”政策工具难以解决各目标,同时证明了主要用于调控短期需求的货币政策工具对综合型通货膨胀的治理效果不佳。
(二)汇率政策手段。当前,人民币升值预期是导致国际热钱流入的重要原因,只要人民币还有升值的空间,国际热钱就会源源不断地流入国内。这些热钱的进入,一方面带来了更多的投资可利用资金;另一方面也加大了投机的可能性,带来了更大不确定性。当务之急就是要改革我国的汇率制度,有关学者提出人民币汇率改革进度必须在稳步上升的前提下,加快升值节奏,人民币升值既要改变一开始的“小幅慢走”,又不能跑得太快,“小幅快跑”是可以尝试的新措施。
我国需要继续深化汇率管理体制。在此次经济危机中,美国采取的低利率政策使得美元货币供应量不断增长,美元贬值,我国庞大的以美元标价的外汇储备资产大幅缩水。因此,我国应改变以往盯住美元的单一汇率形成机制,建立更加多元化的汇率形成机制,例如人民币对欧元的汇率机制。在应对国际金融危机的形势下,我国政府也提出一些建设性的建议。例如,央行行长周小川提出的“超货币”的观点,他希望IMF能进一步扩大发展中国家在世界货币体系中的地位和话语权。
增加人民币汇率弹性也是汇率政策改革的重要方面。我国长期实行单一的汇率机制,在此次危机来临时显现出其不足。因此,需要改变汇率一味的单一升值趋势,在特定情况下允许汇率在合理的区间上下波动,增加汇率的灵活性。例如,当国际经济环境不佳时,我们可以采取适当贬值的手段。
(三)财政政策手段。2008年各项经济数据显示中央采用的紧缩性货币政策手段成效有限,货币发行量仍高于经济需求的货币量,但另一方面财政政策却更加有效。财政政策不仅可以调节需求,对供给方面也能产生影响,而且财政政策较少受到外部经济的影响,政策扭曲效果较小。因此,财政政策在治理通货膨胀时发挥了积极作用。
首先,此次通货膨胀中农产品涨价是重要原因,这就需要政府提高价格管制能力,尤其要从根本上稳定农产品价格。第一,继续加大对农村的财政投入、生产补贴,加强农村基础设施建设;第二,通过关税手段严格控制工业用粮和粮食出口,保证国内的粮食供应稳定;第三,加快农业现代化进程,用科技手段不断改造传统农业,使之规模化、机械化,真正实现向现代化农业的转变;第四,改革农村金融服务体系,加大政府对农村金融的扶持和优惠力度,提高农民收入水平,逐步缩小城乡差距。
其次,政府应加强对资本市场和房地产市场的监管,完善相关法律制度。2009年我国股市开始复苏,IPO新股上市发行,大小非全面解禁,创业板筹备上市,资本市场面临全新的挑战。政府可以采用提高资本市场交易成本、加大转移支付力度等宏观调控手段抑制资产价格的快速增长,从而减小资本市场对通货膨胀的推动压力。房地产市场更加需要政府推出“组合拳”来整顿市场秩序。控制房地产投资规模,压缩银行对地产行业的信贷规模;加大对房价的调控力度,使价格真正体现供需关系;规范土地审批制度;制定相关法律法规规范房地产市场;对炒房投机行为加以严厉监管。
再次,政府需要运用税收和转移支付手段,给予企业和居民各项财政补贴。针对国际收支盈余增长过快的输入型通货膨胀,可以采取降低出口退税率,对国内稀缺的生产要素加征出口关税,减少出口。进一步削减进口关税,给予企业进口补贴,扩大进口,使贸易不平衡问题得以缓解。另外,对于流进我国的热钱,可以采取征收托宾税的办法,防止资本市场膨胀带来的通货膨胀,稳定汇率和减少资本账户盈余。针对成本和结构型通货膨胀,财政政策要适时扩大增值税转型试点范围,降低企业税率,同时对受到通货膨胀影响较大的企业,如粮油面、石油、电力等给予财政补贴,以减轻这些企业由于成本上升造成的通货膨胀压力。劳动力成本上升也是通货膨胀上升的重要因素,因此提高个人所得税免征额能够激励劳动力供给的增加。
最后,通货膨胀还会对居民产生财富效应,尤其对低收入者的影响最大。在治理通货膨胀的过程中,政府要把财政支出不断地向教育、医疗卫生、社会保障领域倾斜,向低收入人群倾斜,使财政收入的分配格局更加合理化。这不仅有利于保障社会公平,而且有利于提高人民的生活水平和消费能力,扩大内需,保持经济有好又快发展。
(作者单位:安徽大学)
主要参考文献:
[1]林建华,任保平.全球化背景下中国通货膨胀特征及化解[J].经济问题,2008.12.
通货膨胀的特征范文第2篇
关键词：通货膨胀水平，不确定性，随机波动模型，MCMC模拟，Gibbs抽样
中图分类号：F222.3,0212 文献标识码：A
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
通货膨胀预期与不确定问题，历来是经济管理决策、经济行为主体和宏观经济学家关注的焦点问题。长期以来，通货膨胀及其所引起的社会成本和福利损失方面的问题引起了人们的广泛关注，对于通货膨胀是否会对经济增长产生不利影响，学术界观点不一，然而，目前研究者们已经达成的一个共识是：通货膨胀的不确定性对经济增长会产生不利影响。这可以从两个方面进行解释：一方面，通货膨胀不确定性的发生将使得价格信号失真，导致经济行为主体难以把相对价格方面的变化同一般价格水平方面的变化区别开来，从而引起决策错误。另一方面，通货膨胀不确定性改变了社会的风险投资意识，因此经济行为主体会更专注于短期利润而忽视长期效益，从而造成整个经济系统资源配置效率的下降，成为通货膨胀或者紧缩的新的诱因，致使社会财富遭受重大损失。由此可见，由通货膨胀导致的社会成本和福利损失的重要原因在于它的不确定性。
诺贝尔奖获得者Friedman[1]在1977年指出：通货膨胀率水平与其波动之间存在正向相关的关系，即高的通货膨胀率水平会引起未来发生更大的通货膨胀波动并由此导致更低的产出增长和经济的非效率。Ball[2]从信息不对称博弈论的角度进一步论证了Friedman 的观点，因为公众不知道强硬的政策制定者何时会执政并实施降低通货膨胀的政策。Friedman与Ball的观点被称为Friedman-Ball假说。如果这种假说成立，则由于不确定性与通胀的正向关系使得通胀不确定性成本可以代替通胀的成本，因此稳定价格便成为减少不确定性的重要方法。与Friedman-Ball假说类似，Golob[3]认为反通货膨胀政策作用的时间是不确定的，这也成为导致通胀水平和不确定性的正相关关系的一个因素。另一方面，Holland[4]将这种正相关关系的原因解释为经济行为主体无法准确预知货币供应量的改变对价格水平的影响。然而，Cukierman和Meltzer[5-6]在研究通货膨胀波动对未来通货膨胀率水平的影响时提出：通货膨胀水平与不确定性作用的方向与Friedman-Ball假设相反，即高度的通货膨胀不确定性会由于中央银行行为的不确定性最终促使通货膨胀率上升。Cukierman和Meltzer对这一过程的解释为：货币政策当局有追求保持低通货膨胀和利用不可预期的通货膨胀刺激经济的双重目标，因此为了最大化其政策目标函数，将会充分利用公众对货币增长和通货膨胀的不确定性，一方面通过扩张性货币政策引起通货膨胀，刺激经济增长；另一方面要防止货币增长过快，这样最终达到一种最优的通货膨胀率，从而形成了通胀不确定性与通胀水平的正向相关性。Cukierman和Meltzer的研究表明，当货币政策当局具有充分自由进行政策制定和调控时，往往不会选择最优的调控政策，而是为短期稳定目标留有一定的余地，即采用具有“相机抉择”特征的货币政策框架。
在实证方面，学术界对通货膨胀水平与不确定性的关系进行了大量的研究，但是结论并不一致。综合这方面的文献可以看出，这种不同的实证结果除了与不同研究对象的经济状况以及政策体制相关以外，计量工具和方法的选择也是造成这种不一致的主要原因。例如，早期的文献采用样本方差或均方通胀率代表波动性指标，使用横截面数据考察多个国家通胀水平及其波动性的相关性，这类研究结果均表明通胀均值和波动性之间存在强的正相关性[7-9]。然而，这种不确定性的度量方式无法区分可预测波动与不可预测波动，而可预测波动部分并不构成通胀的不确定性，这是该方法的主要缺陷。随着经济计量技术的发展，Engle[10]利用条件异方差模型（ARCH）对英国和美国通货膨胀的易变性进行了实证研究，估计出非预期通胀的方差序列，他的经验研究并不支持Friedman-Ball假说。在GARCH模型的框架下，一步向前的条件方差代表不可预测的通胀新息的波动性，它是事先的方差而不是像移动平均标准差那样的事后方差，因此能够更好地反映通货膨胀不确定性。采用GARCH模型分析通货膨胀水平与不确定性关系的文献，部分采用两步检测方法，如Grier和Perry[11]分析了西方七国集团1948-1993年的通货膨胀水平与不确定性的关系，结论表明七个国家高通货膨胀全部都伴随有高度的通货膨胀不确定性，日本、法国的情况也支持Cukierman-Meltzer的研究结论。类似的研究如Komain和Timothy[12]、Guglielmo和Alexandros[13]等。另一方面，均值GARCH模型（GARCH-M）的发展为这方面的研究工作提供了一个新的思路。在这类模型中，条件均值和方差被同步估计，因此比两步检验方法更有效率。例如Stilianos[14]利用GARCH类模型检验了1885-1998年英国的通货膨胀水平与不确定性的相关关系，结论支持Friedman-Ball假说；Bradley[15]运用二元EGARCH-M模型研究战后日本通货膨胀、通货膨胀不确定性和产出增长之间的关系，认为较高的通货膨胀平均水平和较低的经济增长率会导致高的通货膨胀不确定性。
然而，在GARCH类模型中令波动的条件方差服从一个确定的自回归过程，因此波动的改变即是一个已知过程，这与不确定性的概念不符。与GARCH类模型不同，随机波动（SV）模型令条件方差包含某些随机过程的不可见成分，因此波动的改变是随机变化的，而这种随机冲击的性质与程度，也是影响通胀调整的重要因素[16]。相对于GARCH模型，Danielsson[17]和Kim et al.[18]的研究均认为对数正态SV模型在实证检验中优于GARCH类模型。近年来，SV模型的建模与应用研究逐渐得到了学术界的重视，然而主要领域仍集中在期权定价和股票市场的波动性研究，在宏观经济领域还鲜有涉及。其主要原因在于SV模型相对于GARCH类模型估计难度较大，不利于实证分析。自20世纪90年代起，随着贝叶斯统计推断技术与方法的发展，特别是马尔科夫链蒙特卡洛（Markov Chain Monte Carlo, MCMC）稳态模拟技术的应用，解决了SV模型中异常复杂的高维数值计算问题，为这类模型的研究提供了简便有效的途径，从而丰富了SV模型的种类，拓宽了其应用领域。
本文拟利用贝叶斯SV模型研究我国通货膨胀水平与不确定性的动态相关关系，考虑到通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，建立SV-M模型对条件均值和条件方差进行联合估计，度量我国的通胀不确定性动态特征。随后对该模型进行拓展，引入能捕捉非对称效应的ASV-M模型，在MCMC稳态模拟的框架下研究了我国通货膨胀水平与不确定性的动态关系。在此基础上，进一步讨论两者之间的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，并从经济学的角度对该行为特征进行分析。
二、理论模型与MCMC算法设计
标准SV模型由Harvey[19]和Jacquier[20]引入到计量经济学领域，逐步发展成为一类极具应用前景的波动类模型。基本的SV模型形式如下：
其中， 为 时刻的观测变量， 是均值方程的自回归参数， 则为预期观测值； 为潜在波动的对数形式， 为一个鞅差分序列，一般假定其是均值为0、方差为1的高斯白噪声序列，且 与 是相互独立的； 和 代表波动方程的自回归参数， 为扰动项，服从均值为0、方差为 的独立正态分布，且 与 也是相互独立的。此外，为保证波动过程的平稳性，假定 。
在基本SV模型的基础上，为刻画波动与预期观测值的相关关系，可以在均值方程中引入波动项作为均值回复的一个影响因素，由此得到SV-M（stochastic volatility in mean）模型，其状态空间形式如下：
此时，模型的预期观测值为 ，其中 为风险溢出系数，它用来度量波动对预期观测变量的影响，若 ，表示波动和预期观测变量具有正向相关关系， 值的大小表示波动变动一个单位时对预期观测变量的影响程度。
在上述模型中，均假定均值方程和波动方程的扰动项 与 是相互独立的。这种假定条件可以放宽到更一般的情况，即令
此时， 代表两个扰动项之间的相关关系，用来说明利空（观测值为负）或利好（观测值为正）消息对波动影响的非对称性。若 为负值，说明相同强度的冲击，利空消息的冲击对波动的影响大于利好冲击，反之亦然。至此，在（2）式的SV-M模型的基础上考虑这种波动对正向冲击和反向冲击的影响，即得到ASV-M（asymmetric stochastic volatility in mean）模型。
为了便于得到ASV-M模型的似然函数，以下进行一个简单的变换：令 ，则
不难验证，此时 。将（3）式代入模型（2）的均值方程中得到：
结合模型（2）中的波动方程，可得模型的条件似然函数形式为：
由此可得观测变量与潜在波动的联合分布为：
其中， ， 为误差项的协方差矩阵， 代表矩阵的积。根据贝叶斯定理得到潜在波动的后验分布形式：
由模型的结构分析容易看出，似然函数为一个多重积分的过程，具体形式难以直接获得，因此不适合使用极大似然估计方法进行估计。然而在MCMC方法的框架下，参数和状态变量的后验联合分布可以利用Gibbs抽样方法进行估计，即将参数空间扩展为包括状态空间在内的新的参数空间，从而把问题转化为从完全条件后验分布中抽取随机样本。根据贝叶斯定理，参数的完全条件后验分布比较容易获得，通过先验分布的设定，可以设定参数的后验分布的共轭形式，便于进行抽样分析。因此，MCMC模拟的基本思想是：建立马尔科夫链对未知变量的抽样分布进行动态模拟，当链达到稳态分布时即得所求的后验分布，进一步可以利用抽取的样本计算边缘分布以及后验分布的矩。以下我们针对ASV-M模型，设计了模型参数的MCMC稳态模拟，Gibbs抽样步骤为：
重复步骤2-8迭代 次，直至Markov链达到平稳状态，抽样完成后可依据所得的样本 对模型参数的后验分布进行统计推断。
在利用MCMC模拟方法估计模型之前，首先设定参数的先验分布：在波动方程中令 服从均值为0，方差为10的正态分布； 服从参数 的贝塔分布； 服从形状参数为2.5，尺度参数为0.025的伽马分布，以上先验分布的选择依照Kim等[19]的观点，对于模型的其他参数，由于先验信息比较缺乏，所以均采用了低信息先验分布，以尽可能地利用样本数据本身的信息对参数进行估计。
三、实证分析
（一）数据选取与基本统计特征分析
本文使用的通货膨胀率水平（ ）是采用我国消费物价指数（CPI）的对数一阶差分形式表示，研究样本是1990年1月至2010年1月间的月度数据，差分后的样本量为240个。样本选取自1990年是因为我国商品价格自20世纪80年代才逐步放开，此前严格受国家控制。数据来源是国家统计局网站以及《中国统计月报》。CPI以及通货膨胀水平 的时间变化路径如图1所示。
从CPI趋势图可以看出，我国物价水平在过去的20年中，有三次较为明显的峰值，分别是：1994年10月，2004年7月和2008年2月。其中，1992年1月至1996年12月期间，我国经历了较为严重的高通货膨胀，从1997年中后期开始，我国经济实现了“软着陆”，物价水平出现了轻微的通货紧缩，直到2003年下半年才有所缓解，此时通货膨胀率变化又开始出现了攀升势头。特别的，从2007年4月至2008年12月，以猪肉价格为代表的农产品价格的上涨，以及国际市场原油、粮食等初级生产资料价格的上升，致使我国经历了新一轮通货膨胀。对比通货膨胀水平 的时间变化路径可以看出，整体上通货膨胀率波动具有聚集性特征，即通货膨胀期间价格波动程度较高，通货紧缩期间价格的波动程度明显降低，这种变化体现出通货膨胀率的异方差特征。CPI和通胀率 的分布统计特征如表1所示，结合数据的偏度和峰度值容易看出，CPI和通胀率 都具有右偏厚尾特征，并且它们的J-B（Jarque-Bera）检验统计量也都在1%的显著性水平下拒绝了数据服从正态分布的原假设，说明通胀率在少数月份中出现了异常值。
为了检验通货膨胀序列的异方差特征，针对样本均值的偏差序列以及其平方序列分别计算了Ljung-Box Q（Q）统计量，表2中的Q统计量值为了检验序列的前1、2、5阶自相关系数是否显著为0，括号中为相应的P值，容易看出，均值偏差序列和偏差平方序列均具有高阶自相关性，并且Lagrange Multiplier（LM）统计量的值为238.4014，也说明偏差序列显著存在ARCH效应即具有异方差特征。此外，针对序列的平稳性，采用Phillips-Perron（PP）和Augmented Dickey Fuller（ADF）两种方法检验序列是否含有单位根，结果与自相关性检验一致，即序列是平稳的，因此保证只含有时变的随机扰动项。
（二）SV-M模型的MCMC稳态模拟
为了研究通货膨胀水平与不确定性的关系问题，首先建立SV-M模型刻画通货膨胀的不确定性，注意到通货膨胀率是一个平稳过程，根据DIC准则选择AR(2)-SV(1)模型作为基础SV模型，即在理论模型中令 。考虑到通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，将基础SV模型拓展为SV-M模型。
采用MCMC算法进行模型推断时，为了消除参数的初始值对模型的影响，对于各个参数分别构造了两条Markov链进行稳态模拟。在Gibbs抽样过程中，先对每个参数进行5000次迭代，以保证参数估计的收敛性，在此基础上再进行50000次迭代，以记录下的样本结果作为参数估计的Monte Carlo试验数据。根据Markov链在平稳状态下的Monte Carlo抽样数据，图2和图3给出了模型参数的后验分布核密度估计图和相应的分位区间估计图，从图中我们可以掌握参数的分布情况，并进行各参数的后验区间估计。
由图2可以看出，模型参数 和 的后验分布具有偏态特征，其他参数的后验分布都具有对称性。这主要是由于参数 和 的Monte Carlo抽样数据中，一侧的极端值出现的概率较大，使后验分布呈现出偏态特征。此外，图3表明各个参数的分位区间估计已经基本趋于平稳，说明各条Markov链已经基本达到平稳状态，所得样本依分布收敛到目标分布，可用于参数估计，同时通过参数 和 的分位区间估计图也可以观察到其后验分布所具有的偏态特征。
综合各个参数的后验分布核密度图，对利用MCMC方法抽样得到的Monte Carlo样本进行进一步的分析，可以得到模型参数的贝叶斯估计值以及相应的分位区间估计。表3给出了我国通货膨胀率的SV-M模型参数的均值、标准差、MC误差、2.5%和97.5%等主要分位数的贝叶斯估计值以及检验Markov链收敛性的Gelman-Rubin（G-R）统计量的值。
从表3可以看出，首先，各个参数的MC误差远小于标准差，G-R检验统计量都在1到1.2之间，可以认为模型各个参数的样本分布已经收敛到其后验分布，即采用MCMC稳态模拟估计模型参数是有效的；第二，波动方程的自回归参数 的贝叶斯后验均值为0.968，表示通货膨胀的不确定具有较强的持续性特征，类似于金融收益率波动的持续性过程；第三，风险溢出系数 的贝叶斯后验均值为5.730，由于 可以用来度量波动对预期观测变量的影响，值为正则说明通胀不确定性对通胀水平具有正向影响，由此可以初步判断Cukierman和Meltzer假说成立。此外，模型的AIC值为-1702.05，残差序列的Q(5)统计量为11.3712，P值为0.04，Jarque-Berra检验统计量为1.3386，相应的P值为0.51，无法拒绝正态分布的原假设，说明模型设定的有效性。
（三）ASV-M模型的MCMC稳态模拟
在上述SV-M模型的基础上，为考察均值方程和波动方程的扰动项 与 之间的相关关系，说明利空（观测值为负）或利好（观测值为正）消息对波动影响的非对称性现象，从而引入了ASV-M模型。对该模型进行MCMC稳态模拟时，同样对于各个参数分别构造两条Markov链，每条链迭代50000次，舍去前10000次进行退火处理，对保存下的样本作为参数估计的Monte Carlo试验数据。图4给出了各个参数的两条Markov链的抽样动态轨迹，各个参数的Markov链较好地磨合在一起，说明抽样链已经基本达到平稳状态。图5和图6则分别给出模型参数的后验分布核密度估计图和相应的分位区间估计图。
由图5和图6可以看出，模型参数 、 和 的后验分布具有较为明显的偏态特征，其他参数的后验分布都具有对称性。同时，各个参数的分位区间估计已经基本趋于平稳，这也说明设置的各条Markov链已经基本达到平稳状态，Monte Carlo样本可用于进行参数的区间估计。对所得样本进一步分析，可以得到模型参数的贝叶斯估计值以及相应的分位区间估计，具体见表4。容易看出，各个参数的MC误差远小于标准差，G-R检验统计量都在1到1.2之间，说明采用MCMC稳态模拟方法的有效性。
对比ASV-M模型和SV-M模型的参数估计结果，可以看出，在ASV-M模型中波动持续性参数 的贝叶斯后验均值为0.978，大于SV-M模型中估计值，说明ASV-M模型能够更好地把握通货膨胀不确定性的持续性特征；风险溢出系数 的贝叶斯后验均值在ASV-M模型中为8.215，也大于SV-M中的相应估计值，说明ASV-M模型能够更好地反映通胀不确定性对通胀水平的正向影响作用；对于反映不确定性估计精度的 值，ASV-M模型中的估计值为0.265，相对于SV-M模型有所降低，说明前者对数据的拟合精度也优于后者。此外，ASV-M模型的AIC值为-1720.9，小于SV-M模型，也说明该模型设定的有效性。进一步对模型进行残差检验，可得残差序列的Q(5)统计量为8.911，相应的P值为0.133，说明模型的残差序列不存在显著的自相关性，Jarque-Berra检验统计量为1.923，P值为0.382，不能拒绝正态分布的原假设，由此可见，ASV-M模型更好地刻画了我国通胀率的动态特征。
特别需要说明的是，模型中扰动项的相关系数 的贝叶斯后验均值为0.354，代表不同性质的信息冲击对通货膨胀不确定性影响的非对称作用。由于 值大于零，说明通货膨胀中出现的反向冲击降低了通胀的不确定性程度，而正向冲击则加剧了这种不确定性水平，这也表明通货膨胀率中不存在与金融资产价格运动类似的杠杆效应，这主要是因为商品市场与资产市场的价格调整速度是不同的。在商品市场中，价格成分主要由市场供给和需求调节，市场出清的短边因素在需求方向，因此价格变化以需求驱动为主。然而，经济学中的展望理论（prospect theory）表明：人们强烈厌恶相对损失，一定金额的收益所引起的效用增加低于相同数量的损失所引起的效用减少。这一理论可以用于解释为何工人反感相对损失而强烈抵制工资的减少，而在垄断竞争环境下名义工资的粘性导致名义价格的粘性，从而说明在商品市场中普遍存在着向下的价格粘。正是因为存在价格的向下粘性特征，所以通货膨胀率中的反向冲击带来的不确定性影响较低，而正向冲击则增加了经济行为主体对未来不确定性的预期，而一旦出现了正向冲击，由此导致的“示范效应”和“追涨效应”将是非常明显的，这些都同正向冲击带来的投资扩张等行为有密切关系。由此可见，ASV-M模型所揭示的通货膨胀率的非对称性具有重要的市场机制和政策操作方面的启示。
（四）脉冲响应分析
在利用MCMC方法估计ASV-M模型的基础上，以模型中的潜在波动变量 度量通货膨胀不确定性。这种度量方法使得 包含一个新息过程，能够更好地反映信息冲击对波动影响的动态过程，符合通货膨胀不确定的确切含义。在此基础上，为了进一步讨论通货膨胀水平与不确定性的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，绘出了60阶滞后的通货膨胀率与不确定性相互作用的脉冲响应函数图：
图7 通货膨胀率与通胀不确定性相互作用的脉冲响应函数
由图7可以看出，通货膨胀率水平的变化对通胀不确定性的影响基本上接近于零，说明 的冲击对 的影响不显著；反过来，给通胀不确定性一个正的冲击，通货膨胀水平在前6期内达到最大值，即在第6期 对 的响应是0.1706，然而这种冲击作用不具有持续性，在50期之后几乎为零。这与SV-M模型和ASV-M模型中的判断是一致的，这些经验结论表明高度的通货膨胀不确定性会促使通货膨胀率上升，反之则没有支持的证据。根据Cukierman和Meltzer的理论观点，说明我国目前的货币政策框架中含有相机抉择的成分因素。从主流的宏观经济学与货币经济学的角度而言，目前经济学家大多认同“货币长期中性、短期非中性”的结论，这也为货币政策的制定在短期内具有一定的灵活性提供了理论基础。从实证经济学的角度，由于金融市场不完全有效和市场参与者在获取价格信息时的不对称性，使得货币政策传导过程并不是畅通无阻的，大量货币会偏离政策目标，在传导过程中“渗漏”出去，迷失于非实体经济，导致了“货币迷失”。伴随着这种现象的出现，自上世纪90年代以来，越来越多的国家与地区以通货膨胀作为货币政策关注的核心变量，采用通货膨胀目标制的货币政策框架[21]。
为了深入说明不同的货币政策框架下的行为表现，在存在通货膨胀粘性的条件下构建货币政策部门的效用函数，以附加预期的菲利普斯曲线和由货币数量方程决定的社会总需求函数为约束组成优化模型，不难证明完全相机抉择和有约束的相机抉择货币政策下的通货膨胀水平分别为：
其中， 代表价格的粘性程度， 反映了政府给予通货膨胀目标的权重， 反映了通货膨胀对过度需求的敏感程度， 为上期通货膨胀率，对应于充分就业的产出水平设定为 。
容易看出，当 时， 。在通货紧缩情况下（ ），有约束的相机抉择下的通货膨胀率高于完全相机抉择下的通货膨胀率水平（ ），能够有效的促使宏观经济走出通货紧缩；而在通货膨胀的情况下（ ），有约束的相机抉择下的通货膨胀率低于完全相机抉择下的通货膨胀水平（ ），又能有效抑制通货膨胀水平。这说明在存在通货膨胀粘性的条件下，有约束的相机抉择货币政策下的通货膨胀波动低于完全相机抉择下的波动。
我国货币政策的中介目标经历了从1984至1993年间主要监测现金计划和信贷计划的现金发行量和信贷规模，到1998年开始以货币供应量管理为主进行间接调控。然而，从每年的中央经济工作会议文件与货币政策执行报告来看，我国的货币政策实质上面临多目标约束，如：物价稳定、促进就业、确保经济增长、支持国有企业改革、配合积极的财政政策扩大内需、确保外汇储备不减少以及保持人民币汇率稳定等等。因此，货币政策部门短期的动态微调政策便是利用公众对货币增长和通货膨胀预期的不确定性，在多个目标中做出权衡，以实现一种快速的政策效果。然而值得注意的是，这种带有相机抉择成分的货币政策容易加剧公众对货币当局公信度和货币政策效果的不确定性，反过来又会影响到通货膨胀预期水平。因此从长期来看，货币政策应给予通货膨胀目标更大的权重，使得在存在通货膨胀粘性的条件下，将通货膨胀波动控制在较低的水平，从而减少社会福利损失。
四、主要结论
本文主要研究了我国通货膨胀水平与不确定性的动态关系问题。针对我国通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，本文首先建立了SV-M模型和度量我国的通胀不确定性动态特征。在此基础上，为进一步捕捉这种不确定性对消息的正向冲击和反向冲击的影响将SV-M模型扩展到ASV-M模型。在MCMC稳态模拟方法的框架下，设计了Gibbs抽样算法对我国近20年的通胀水平和不确定性的动态关系进行了实证分析。
模型结果表明：我国通货膨胀不确定性中具有明显的持续性特征，并且不同性质的信息冲击对我国通货膨胀不确定性具有非对称的影响作用，这种非对称性不同于金融资产价格运动中普遍存在的杠杆效应，主要是由于价格的向下粘性特征以及正向冲击带来的投资扩张行为，使得信息的正向冲击增加了经济行为主体对未来不确定性的预期，由此导致了明显的“示范效应”和“追涨效应”。此外，针对通货膨胀水平与不确定性的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，脉冲响应函数的经验结论表明通货膨胀率水平的变化对通胀不确定性的影响不显著，而给通胀不确定性一个正的冲击，通货膨胀水平在前6期内达到最大值，但是这种冲击作用不具有持续性，根据Cukierman和Meltzer的理论观点，说明我国目前的货币政策框架中含有相机抉择的成分因素。由于在存在通货膨胀粘性的条件下，有约束的相机抉择货币政策下通货膨胀波动低于完全相机抉择下的波动，因此从长期来看，货币政策应给予通货膨胀目标更大的权重，使得在存在通货膨胀粘性的条件下，将通货膨胀波动控制在较低的水平，从而减少社会福利损失。
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通货膨胀的特征范文第3篇
论文关键词：通货膨胀率,食品供给,刚性需求,翘尾因素
引言
2008年的金融危机给全球各国的经济增长带来致命的打击，中国经济也面临了前所未有的不利冲击，中国政府适时采取宽松的货币政策和积极的财政政策，在政府空前力度的经济刺激政策的实施下，我国经济在逆势中步步向好，2009年呈现出令世人惊叹的“V”型回升。货币供给和金融机构信贷超常扩张是经济迅速回升增长的强大驱动力。2009年我国狭义货币M1和银行信贷这两个指标年增长率达到25%左右。M1和银行信贷如此天量增长也给经济发展带来负面影响，市场上对通货膨胀的预期不断加大，对于是否引发未来通货膨胀争议不断，但对于加大经济系统的通货膨胀压力这一观点达成共识。随着2010年1-5月份宏观经济数据的陆续出台，市场对于通货膨胀的讨论甚嚣尘上，因此理性分析当前通货膨胀形势无论是对个人认清当前的宏观经济情况还是对于未来货币政策的制定和实施都具有切实的指导意义。
现有研究成果的简单回顾
通货膨胀本质上就是一种货币现象，是货币供给大于货币实际需求，而引起的一段时期内物价持续而普遍地上涨现象。长期以来，学术界关于通货膨胀的研究从来没有停止过。主要分为两类分析，一类是研究通货膨胀与其他经济变量的关系；刘霖、靳云汇（2005）以1978-2003的年度数据构建经济增长率、货币增长率、通货膨胀率三变量VAR模型，研究显示，从长期看价格水平上升时，未来货币供给增长率下降，这一规律可能与中央银行利用货币政策工具对付通货膨胀的行为有关。另一类是专门研究我国通货膨胀的特性如成因、类型、惯性特征等；陈彦斌（2008）通过对2003-2007年我国通货膨胀的研究发现，2003以来的通货膨胀具有结构性、非平衡性、温和性等特点；同时具有需求拉动通货膨胀和成本推动通货膨胀的特征，流动性过剩对居民消费价格上涨的影响还不明显。本文在前人研究的基础上，运用当前的最新数据、以比较说明的方法为主，分析当前我国经济的通货膨胀形势。
当前物价上涨的主要原因
自居民消费价格指数（CPI）同比增长率由负增长扭转为正增长以来，CPI同比增长率不断攀升，1月份为1.5%，5月份攀升到3.1%，创19个月新高，首破通货膨胀警戒线。市场的通胀预期愈演愈烈，通货膨胀真的来临了吗？
事实上，仔细分析居民消费价格指数的构成部分可知：食品和居住这两大类的价格上涨是拉动居民消费价格指数上涨的最主要动力。（见表1）从表中可直观看出，食品类和居住类的同比上涨率均高于CPI的同比上涨率，其中食品类的上涨率往往是CPI上涨率的两倍之高。又由于在我国CPI构成中，我们赋予食品和居住这两大类的权重相对比较高，综合这两方面的因素，可以认为当前我国居民消费价格指数上涨主要是由食品和居住这两大类拉动起来的。以4月份为例，食品价格上涨5.9%。居住价格上涨4.5%，占2.8%同比涨幅的93%。由此可知，当前CPI的上涨很大程度上是结构性因素造成的，并不是全面的价格上涨。
表12010年1-5月份CPI分类别同比上涨率单位：%
月份
类别
1月份
2月份
3月份
4月份
5月份
CPI同比上涨率
1.5
2.7
2.4
2.8
3.1
食品类同比上涨率
3.7
6.2
5.2
5.9
6.1
居住类同比上涨率
2.5
3.0
3.3
通货膨胀的特征范文第4篇
关键词：通货膨胀成因；ECM模型；动态分析
中图分类号：F822.5 文献标识码： A 文章编号：1003－3890（2008）11－0005-05
一、研究背景与文献综述
2007年7月，中国的CPI同比增长5.6%，出现通货膨胀的端倪，在其后的时间里，更是一路攀升，在2008年2月达到了8.7%，截至2008年7月，一直没有低于5.6%的水平。毫无疑问，中国正面临新一轮的通货膨胀。
虽然中国以前也经历数次通货膨胀，中国的经济学家对通货膨胀成因的认识不断深入，但是在历次的通货膨胀中，从来没有对通货膨胀的原因达成过一致的意见。总体来说，对中国通货膨胀的原因的分析，有以下几种观点。
（一）货币学派的观点
货币学派是从总量关系入手，认为任何通货膨胀背后总会有货币和总量失衡方面的基本根源，从总需求及其相联系货币扩张角度解释通货膨胀成因，并侧重从货币政策等总量管理方面探讨应对政策。
刘金全等（2004）以1982年1月-2004年3月M0和M1月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系。张文刚以1981年1月-2002年6月通货膨胀率与M1的月度同比增长率进行实证分析，发现二者之间不仅存在长期均衡关系，也存在短期误差修正机制，不过二者之间的影响关系依赖总供给与总需求之间的相互制约。刘霖、靳云汇（2005）利用1978-2003年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了。
（二）结构型通货膨胀
“结构性通货膨胀”往往通过CPI增长构成来寻求通货膨胀根源，但CPI本身已是综合各种商品价格指数并进行加权平均的结果，意在反映价格总水平上涨。强调结构因素，用特定商品相对价格变动解释一般物价变动存在局限性。“核心通货膨胀不高”是与结构性通货膨胀相联系的常见说法，但大家会发现有一部分通货膨胀因素永远不能计算到核心来，这样理解核心通货膨胀指标，会人为延误对通货膨胀早期的及时治理。
粮价上涨导致通货膨胀的理论基础和传导机制包括以下几个方面（卢锋等，2002）：第一，由于收入、人口增长等原因，粮食需求上升较快；第二，由于农业结构性原因，粮食生产不能与需求增长保持同步，它与第一条结合在一起，表现为国内生产和需求不平衡；第三，由于粮食净进口受到控制，国内粮食产出与需求缺口不能被净进口上升所弥补，粮食相对价格会不断上升；第四，粮食产出价值量在国内生产总值中、粮价在一般物价指数中都占有很大份额。如果这四个条件长时期同时成立，在逻辑上有理由相信，粮价上涨会导致通货膨胀。如果上述假设在某个时期内成立，也可能出现阶段性粮价上涨导致通货膨胀的情况。
（三）成本推动型通货膨胀
该种观点认为，上游投入品价格的上涨引起下游产品价格的上涨，从经济指标的具体表现来看，就是PPI和CPI都出现上涨的情况，当然二者的上涨基本不会是同期的，存在一定的时滞（左小蕾，2008；汪同三，2007）；导致上游产品价格上涨的一个重要原因在于中国快速发展过程中劳动力成本的大量增加，沿海地区劳动力短缺的现象显示了工资上涨的压力。新《劳动合同法》的实施，从保护劳动者权益角度作出的法律规定，包括最低工资制度以及其它一些保障性制度安排，使工资增长的预期增加。
（四）输入型通货膨胀
过去5年前后，中国精炼铜、原铝、石油、铁矿石等大宗商品消费增量对世界需求增长平均贡献率为56.5%，这意味着中国对于这些原材料国际价格上涨客观上具有较大影响。
对国际大宗商品价格的变化导致中国通货膨胀变化的研究主要集中在国际石油价格变动对中国通货膨胀的影响。何晓群和魏涛远（2002）通过一个一般均衡模型对世界油价上涨对中国经济的影响进行了剖析，定量研究了在中国油价与世界油价实现完全接轨时中国经济的变化情况。孙稳存（2007）通过实证研究发现，能源对中国经济的波动具有重要的影响，中国能源价格上升10%，当年的通货膨胀率大约上升0.29%，国际石油价格上升100%，将导致中国物价出现温和上升，上升幅度不超过1%。
笔者认为，以上各种观点都在一定程度上阐释了中国通货膨胀的可能成因，但是更为关键的问题在于，不同的因素对通货膨胀的影响程度是不同的，找到影响通货膨胀的主要因素才能以更低的成本，更为快速和有效地治理通货膨胀。正是基于此，笔者考虑所有可能定量化的影响因素，通过建立一个通货膨胀决定的误差修正模型，分析不同因素对通货膨胀贡献的差异，在此基础上提出有的放矢的政策建议。
二、指标选取与数据说明
我们采用通常的做法，选取CPI的上年同期增长率作为通货膨胀的指标，CPI和RPI相比的优势在于，CPI不仅反映了实物商品的价格，而且反映了服务的价格，而RPI只能反映实物商品的价格。
我们选取M2的增长率作为货币供给的指标，这是因为随着金融创新的深入，M1只能反映部分的货币供给，不能全面涵盖基础货币供给变化后，货币乘数的全部作用。我们使用CRB指数反映价格水平的国际传导。CRB指数是由美国商品调查局（Commodity Research Bureau）依据世界市场上22种基本的经济敏感的大宗商品价格编制的一种期货价格指数，通常简称为CRB指数。由于它反映了国际上交易活跃的大宗商品期货的价格，而期货价格和现货价格有同方向变动的特点，所以用这一指标能较好地衡量通货膨胀的国际传导。
由于劳动力价格上升，企业设备利用率增加引起的折旧增加，增加了企业的成本。这一成本的增加，我们使用PPI来衡量。由于目前缺乏可信且连续的粮食价格的月度数据，因此对于粮食价格的上涨，我们直接使用居民食品消费价格指数来衡量。（所有数据均为月度数据，数据区间为1997年1月-2008年6月。其中，CRB来自美国商品调查局官方网站，其它数据均来自中经网统计数据库。）
三、中国通货膨胀成因的计量模型
（一）平稳性检验
在以往对时间序列数据的经济计量建模中，都暗含着时间序列存在着动态稳定的假设，而实际上，经济时间序列常常都是非平稳的，基于稳定假设下对非平稳时间序列建模，可能会产生伪回归的问题，Granger（1981）提出的协整技术解决了非平稳时间序列的建模问题，协整关系是描述时间序列长期关系的一种统计性质，如果非平稳序列之间具有协整关系，那么就可以避免伪回归。确定数据是否为平稳序列的方法有图示法和单位根检验法两种。
为控制高阶序列相关，假设y服从AR（p）以及调整检验方法来对高阶相关进行参数纠正。
DF检验只能对存在一阶序列相关的变量进行单位根检验，如果序列存在高阶滞后相关，就会违背干扰项是白噪声的假设。ADF检验是在DF检验的基础上，通过在回归方程右边加入因变量y的滞后差分项来控制高阶相关，检验方程为
?驻yt=?茁0+?茁1yt-1+?琢1t+?着t+?啄1?驻yt-1+……+?啄p-1?驻yt-p（1）
?茁0、?茁1、?琢1，?啄1…?啄p为参数，随机误差项?着t为独立同分布的白噪声。原假设H0：?茁1=0，即yt为非平稳的单位根过程。本文采用Mackinnon临界值，对?驻yt-p的最优滞后阶数的选择标准为，在保证残差项不相关的情况下，使用AIC和SC准则作为最优滞后阶数的标准，能够使两个准则的值同时最小的滞后阶数为最优，即模型最有效地利用数据中的信息。
ADF检验以及PP检验都须确定检验方程中是否要加入截距项或时间趋势，因为包含这两项或其中的一项，与没包含的情形下相比，?茁1的t统计量的临界值是不同的。本文根据时序图来进行判断：如果时序图表现出了趋势（无论是确定趋势还是随机趋势）的特点，检验方程中就同时包括截距和时间趋势；如果时序图没有表现出任何趋势但具有非零均值，则检验方程中只包括截距；如果时序图在零均值附近波动，则检验方程中既不包括常数也不包括趋势。本文对检验方程具体形式的选择见表1。
（二）长期均衡关系（协整）检验
本文采用Johansen极大似然法来对协整关系进行检验。
考虑阶数为p的VAR模型：
yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+?着t（2）
其中，yt是一个含有非平稳的I（1）变量的k维向量；xt是一个确定的d维向量，?着t是扰动向量。在式（2）两端同时减yt-1，我们可把VAR模型改写为以下形式：
?驻yt=∏yt-1+?祝i?驻yt-i+Bxt+?着t（3）
其中：∏=Ai-I，?祝i=-Aj（4）
Granger定理指出：如果系数矩阵∏的秩r＜k，那么存在k×r阶矩阵?琢和?茁，它们的秩都是r，使得∏=?琢?茁′，并且?茁′yt是稳定的。其中，r是协整关系的数量（协整秩），?茁′为协整向量矩阵，?琢为向量误差修正模型中的调整参数矩阵。
Johansen检验的思想在于将对yt的协整检验转化为对矩阵∏的分析。具体地，就是在无约束VAR的形式下估计∏矩阵，然后求出?茁，从而检验出协整秩，（秩（∏）=r＜k），得出协整向量。
因为矩阵的秩等于它不为0的特征根的个数，因此可以通过检验∏的特征根的显著性来获得协整向量的个数，在实践中，采用特征根迹检验和最大特征根检验来对特征根个数进行显著性检验。
?姿trace=-T1n（1-i）（5）
?姿max=-T1n（1-r+1）（6）
其中，i为从估计∏矩阵得到的特征根的估计值，T为可用的样本数。?姿trace为特征根迹统计量，其零假设为：不同协整向量的个数小于等于r。?姿max为最大特征根检验，其零假设为：协整向量的个数等于r。
协整检验对检验方程中差分项的滞后阶数非常敏感，因此必须确定合理的滞后阶数p。根据通常的做法，我们首先用不经差分的数据估计一个VAR模型，然后运用与无约束VAR模型一样的滞后长度检验方法，即AIC信息准则和SC信息准则来确定最佳滞后长度。结果显示，在无约束的VAR下，最佳滞后阶数为2阶。
确定滞后阶数后，还要确定数据中或协整方程中是否包含截距项或时间趋势。按照是否包含截距项或时间趋势，用于协整检验的模型基本可分为以下几类：第一，数据中无线性趋势，协整方程中不包括截距项和趋势项；第二，数据中无线性趋势，协整方程中包括截距，但不包括趋势项；第三，数据中有线性趋定趋势，协整方程中包括截距项，不包括趋势项；第四，数据中有线性趋势，协整方程中包括截距和趋势。经过观察数据特征并进行假设检验，本文选择第三种类型的模型进行协整检验，其结果如表2所示。
从结果中我们可以看到，在5%的显著水平下，当原假设为r=0，?姿trace的值大于5%下的临界值（89.62565>47.85613），所以拒绝不存在协整的原假设；同时，当原假设为r?燮1，?姿trace的值小于5%下的临界值（24.40582
（三）通货膨胀成因的误差修正模型
根据Granger表示定理，协整系统有三种等价的表达形式，向量自回归（VAR）、移动平均（MA）和误差修正模型（ECM），其中，误差修正模型既可以表示出长期均衡，也可以表示出变量对长期均衡的偏离，因此应用较普遍。向量误差修正模型（VECM）是对诸变量施加了协整约束条件的向量自回归模型（VAR），因此适用于具有协整关系的非平稳序列。VEC表达式会限制内生变量围绕其长期行为进行短期动态波动。两变量的协整系统的ECM的表达式为：
?驻yt=?琢0+?琢1i?驻xt-i+?琢2j?驻yt-j+?酌（yt-1-?茁xt-1）+?着t（7）
基于我们前部分的协整方程，对通货膨胀及其影响因素构成的协整系统的ECM形式为：
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+?着t
ecmt-1=inft-1-?茁1fpit-1-?茁2M2t-1-?茁3CRBt-1
其中，Dinf表示通货膨胀的差分，其它项中的D也表示差分。ecm表示误差修正项，对应于一般模型中的yt-1-?茁xt-1项。
使用我们建立的ECM形式的协整系统，进行估计后的结果为：
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
从估计结果可以看出，中国的通货膨胀与粮食价格、货币供给、国际大宗商品价格具有长期的均衡关系，当短期动态变动偏离长期均衡关系时，以-0.061006的调整系数向均衡关系调整。中国的通货膨胀具有很强的惯性，上期的通货膨胀变化对当期的通货膨胀影响最大，而粮食价格上涨对通货膨胀的影响次之，货币供给量的增长是第三位的原因，国际大宗商品价格上涨对中国通货膨胀的影响最小。
（四）各因素对通货膨胀的动态影响
我们使用脉冲响应函数来反映不同因素对通货膨胀影响的动态效应。脉冲响应函数描绘了在一个扰动项上加上一次性的一个冲击（one-time shock），对于内生变量的当前值和未来值所带来的影响。
从图1可以看出，粮食价格（FPI）、工业品价格（PPI）、国际大宗商品价格（CRB）以及货币供给量的增长（M2G），会引起通货膨胀率在未来的长期增加，而且这种增加会持续30个月。
但在较短的时期内，不同因素的影响是不同的。从图A可以看到，粮食价格的一次上涨对通货膨胀的影响，在前5个月内是逐渐增加的，在第5个月达到影响的最高峰，然后这种影响会趋于下降，但其影响一直为正。图B和图C表明，货币供给增长率和工业品价格的上涨对通货膨胀的影响是一直增加的，这明显不同于粮食价格上涨的情况。图D反映出，国际大宗商品的价格上涨在前4个月竟然导致了国内通货膨胀的下降，然后才出现上升的情况。这其中可能的原因在于，通货膨胀的国际传导会有几个月的滞后。因为大宗商品的国际贸易从重新谈判到签订新的合约，需要一定的时间。
四、结论及政策建议
中国的通货膨胀是多因素共同作用的结果，这些因素包括粮食价格上涨、工业品价格上涨、国际大宗商品价格上涨和货币供给量的增加。这说明，要解决中国通货膨胀问题，就要针对不同的影响因素，分别采取不同的政策措施，才可能有效地抑制通货膨胀。
对于粮食价格上涨的因素，政府要允许粮食价格的适当上行，这种方法看似会助长通货膨胀，但实际上只会引起粮食供给的增加，进而通过市场的调节来平抑粮食价格。这背后的原因在于，粮食价格的一定幅度的上涨会给农民一个下一年粮价继续上涨的预期，在这种预期下，会增加对粮食种植的投入。如果没有严重的自然灾害，粮食产量必定大大增加，而粮食的需求是比较稳定的，所以，在实现供求平衡的情况下，粮食价格自然就会回落。
工业品的价格上涨实际反映出的是中国的工业生产依然处于粗放式的方式，必须依赖劳动力、矿产、能源等的廉价才能生存和发展，一旦这些要素的价格上涨，马上就引起了成本的大幅度增加。这其实正是中国实现经济发展方式转变的良好契机。政府可以通过对集约型企业实行补贴或税收减免的方式来促进集约型企业的发展，同时加快对粗放型企业淘汰的步伐，实现产业结构升级。由于集约型企业对劳动力和自然资源的依赖较少，因此粗放型企业的快速淘汰和集约型企业的迅速升级会带来工业品价格的下降，即使是出现上升，那反映的也是产品质量的提高。
中国在大宗商品国际贸易中具有举足轻重地位。中国对大宗商品需求的突然增加必然会导致大宗商品的价格上涨，这就会出现，什么贵中国就买什么的奇异现象。实际上，如果我们能够及时地把对大宗商品的未来需求信息传递给国际市场，例如中国粮食的库存量的确切数量及其所能反映出的中国粮食在未来的供求缺口，那么商品的国际生产者就会增加供给，国内的需求增加基本不会引起国际大宗商品价格的上涨，也就不会助长国内的通货膨胀。因此，这是一个较少信息不对称的政策建议。
每当通货膨胀来临时，央行就会收紧银根。但是，通过上述分析我们看到，单单有中央银行从总量上减少货币供给并不能更有效地降低通货膨胀；而且中国中央银行除了稳定价格水平外，还有促进经济增长的目标，目标的双重性使央行的货币政策操作空间大受限制。所以，货币政策与其它政策的协调、加强中央银行的独立性以及政策目标的单一性，是货币政策能更有效地控制通货膨胀的前提。
参考文献：
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［3］刘金全，张文刚，刘兆波.货币供给增长率与通货膨胀率之间的短期波动影响和长期均衡分析［J］．中国软科学，2004，（7）．
［4］刘霖，靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长――基于协整的实证分析［J］.统计研究，2005，（3）．
通货膨胀的特征范文第5篇
关键词:货币供应量;通货膨胀;协整理论;误差修正模型
中图分类号:F83
文献标识码:A
文章编号:1672-3198(2010)16-0205-01
0 引言
通货膨胀是衡量一国宏观经济运行是否稳定和健康的重要指标。货币学派的代表人物弗里德曼认为通货膨胀是经济运行中价格总水平大幅度持续上升的货币现象,并指出货币在长期是中性的,其扩张率将全部转化为通货膨胀率,也就是说货币供给增加是通货膨胀波动的主要根源。
国内外学者的研究表明,价格变动与货币供应密切相关。弗里德曼利用美国1867年~1960年间货币供给(M2)与通货膨胀(GDP缩减因子)的数据分析发现高的货币供给导致高的货币膨胀,但两者没有短期相关性。另外,McCandless和Weber考察了110个国家,得出通货膨胀率和货币供给量的变化具有非常强的相关关系,其相关系数在0.92~0.96之间,几乎接近于1,并且长期来看,货币供给量的增加将最终导致相同程度的通货膨胀率的上升。也就是说,货币供应量的变化最终体现在物价的变化上。我国的众多学者在该问题的分析上也做了大量的工作。王少平以1978年~1994年为样本,验证了中国通货膨胀形成的基本原因是货币发行过量。
1 指标选取
判断是否发生了通货膨胀、通货膨胀的程度如何,涉及到通货膨胀率的侧度问题。目前,常用的通货膨胀的衡量指标有消费价格指数(CPI),零售价格指数(RPI),批发价格指数(WPI),生产者价格指数(PPI),以及国内生产总值缩减指数(IPD)等。国际上,一般采用CPI指标来观察某个国家或地区是否发生了通货膨胀或通货紧缩。虽然居民消费价格指数只是局限于统计居民家庭消费的商品和劳务,而把国家消费和集团消费排除在外,不能全面的反映物价的变动,但它编制较为简单,有可靠的数据来源,且与人民的生活息息相关,所以本文选用居民消费价格指数(CPI)作为衡量通货膨胀的指标。
我国货币供应量一般分为三个层次,M0、M1、M2。其中,M0为流通中的现金,M1=M0+活期存款,M2=M1+准货币(定期存款+储蓄存款+其他存款)。笔者认为广义货币供应量M2最能反应货币的总体情况,而之前也有学者作了研究发现M0、M1和通货膨胀之间不存在显著的协整关系(刘金全,2004),所以笔者认为选用M2具有代表性及可行性。
2 实证研究
2.1 平稳性检验
利用Eviews分别对三个原序列以及一阶差份序列进行单位根检验得到检验结果见表1。由表1的结果表明:用ADF单位根检验和PP检验得到的较为一致的结论, M2、CPI均在0.05的显著性水平下不能拒绝原假设,即存在单位根。而M2、CPI的一阶差分序列均在0.05的显著性水平下拒绝原假设,即差分序列均为平稳序列,分别记为:DM2、DCPI。检验结果表明M2、CPI均为一阶单整序列。
表1 各个序列的单位根检验结果
变量ADF检验值P值PP检验值P值
CPIM2DCPIDM2-0.180704-0.744763-3.317634-2.2240110.60440.37670.0030
0.0306-0.180704-0.659237-2.002389-3.0634980.60440.41450.04670.0050
2.2 协整分析
CPI与M2均为一阶单整的,而同阶单整的序列的某种线性组合可能是平稳的,也就是说有可能CPI与M2存在协整关系,即长期均衡关系。所以首先要对是否具有协整关系进行检验。常用的两变量检验方法为恩格尔―格兰杰法(E―G两步法)。
分别建立CPI与各种货币供给量的一元线性回归方程,并利用最小二乘法估计得到方程如下:
CPI=8.540223+0.7941M2
(0.5323) (6.0379)
R2=0.7225 F=36.4568 DW=1.2285
从上述模型可知CPI与M2的回归效果较好,模型通过F检验,拟合优度达到0.7225,系数通过t检验,不存在自相关。
对回归方程的残差进行ADF和PP单位根检验,其中 表示方程的残差,且检验结果见表2。
表2 各个残差序列的单位根检验结果
变量ADF检验值P值PP检验值P值
εt-2.9310070.0064-3.1832170.0037
从表2看出,在显著性为1%的情况下,ADF检验及PP检验均表明 是平稳的。综合上述结论,在1%水平下M2与通货膨胀率之间存在较显著的长期均衡关系。
2.3 误差修正模型
建立误差修正模型一般采用两步,即分别建立区分数据长期特征和短期特征的计量经济模型。误差修正项的大小表明了从非均衡向长期均衡状态调整的速度,该模型突出了长期均衡关系对短期的影响。
对短期动态关系中各变量的滞后项的选取,进行从一般到特殊的检验,在这个检验过程中,不显著的滞后项被剔除,直到找到了最佳形式为止。本文通过了多次的试验检验 ,并利用Eviews软件得出的结果为:
ΔCPI=-0.006955+0.395962ΔM 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,在样本期内货币供应量的增长率与CPI的误差修正模型的误差修正项系数小于零,符合反向修正的原则,即上一期的CPI高于均值时,本期的CPI的涨幅便会下降,反之上升。
3 结语
本文以我国1991年~2009年的年度数据,综合利用平稳性检验,协整分析,误差修正模型,分析各个层次的货币供给量与通货膨胀率的关系,得到了以下结论:
(1)从长期来看,货币供应量与通货膨胀率存在正的长期均衡关系,并且它与通货膨胀率的乘数为0.7941,明显的小于1,这说明在我国货币变量的长期中性的说法不是准确的。
(2)从短期来看,M2与通货膨胀率之间的短期动态关系,本期的M2的增量对CPI起到正相关的关系,同时本期的通货膨胀率对下一期的通货膨胀率也有正的影响。然而,较为奇怪的是误差修正系数为-2.16948,绝对值很大,这表明短期波动对长期均衡趋势偏离的程度很高,它们的波动幅度很大。
综上所述,我国的通货膨胀率仍是一种货币现象,但并不像弗里德曼所说的货币是中性的。广义货币供给量M2与通货膨胀之间有显著的长期均衡关系,也就是说如果国家要控制通货膨胀主要应该控制准货币(定期存款,储蓄存款及其他存款),其中提高定期存款利率以及增加法定存款准备金是比较可行有效的办法。
参考文献
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