通货膨胀的趋势

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通货膨胀的趋势范文第1篇

[关键词]失业率；通货膨胀率

[中图分类号]F012[文献标识码]A[文章编号]1005-6432（2014）51-0079-02

1引言

经济决策者的两个目标是低通货膨胀和低失业，但这两个目标往往是冲突的。例如，假定决策者想用货币或者财政政策扩大总需求。这一政策将会使经济沿着短期总供给曲线变动到更高产出和更高物价水平。较高的产出意味着较低的失业，因为当企业产出更多是，需要的工人也就会增加。较高的物价水平意味着物价增长也就是通货膨胀。所以降低失业会导致通货膨胀的增加，即低失业和低通胀不可以共存。

2从总供给曲线函数推导出菲利普斯曲线函数

总供给方程式为P=PE+C（Y-），将等式两段都减去上期的物价指数P-p=PE+C（Y-）-p，左边形成了当年的价格指数的上涨，右边形成了当年的预期通货膨胀指数+总产出超过当年充分就业产出量乘以系数C。将两边同时除以p左边形成通货膨胀率N，右边形成预期通货膨胀率 NE+C（Y-），N=NE+C（Y-）因为根据奥肯定律总产出的变化和失业率变化是反向的，所以N=NE+C（S-） 其中S表示当期失业率因为预期通货膨胀率难以获取数据，所以采用适应性预期将上期通货膨胀率作为当期在预期通货膨胀率。

3建立计量模型

建立计量模型时要引入随即干扰项V，N=NE+C（S-）+V，2001―2010年的CPI计算的通货膨胀率和失业率如下表：

4模型检验

4.1对模型进行经济意义检验

模型估计结果表明，在假定其他变量不变的情况下，当年通货膨胀增加，失业率减去自然失业率的值就会减少，也就是当年失业率减小。这与经验判断和理论分析相一致。

4.2统计检验

拟合优度检验：由表2中数据R可以得到：R2=0.1433，修正的可决系数为R2=0.036这说明模型对样本的拟合很不好。

t检验：x4的系数的p值为0.28，x4对y的影响不是很显著，但是较第一次回归显著的多。

5模型检验

虽然两次回归都没有得到很好的拟合效果，但是根据第二次回归的结果还是可以看出控制通胀和减少失业这两个政策目标之间的冲突性的，中国经济符合西方经济学的理论推导的结论，并且菲利普斯曲线比较接近于一条凸像x轴的曲线而不是直线。

参考文献：

[1]古扎拉蒂.计量经济学基础[M].5版.北京：中国人民大学出版社，2009.

通货膨胀的趋势范文第2篇

关键词：通货膨胀压力；P-Star；产出缺口；菲利普斯曲线

基金项目：国家社会科学基金资助项目(08CJY002)；教育部人文社会科学研究项目(07JC790055)；上海市教育发展基金会晨光计划项目(2007CG71)；上海市教委高水平特色发展项目“金融信用知识创新体系”资助。作者简介：贾德奎(1978－)，男，宁夏同心人，管理学博士，上海立信会计学院中国立信风险管理研究院副教授，主要从事货币理论与政策研究。

中图分类号：F123.9　文献标识码：A　文章编号：i006-1096(2009)04-0021-03　收稿日期：2009-05-04

通货膨胀压力IP(Inflation Pressure)是指未来某个给定时期的价格总水平相比较上一期的可能上升程度。通货膨胀压力测度即通过数量方法对物价总水平的变动趋势进行度量，其主要目的在于帮助货币当局准确把握宏观经济形势，并进而提高货币政策的决策效率及调控效果。近年来，世界上越来越多的国家采用了通货膨胀目标制的货币政策调控框架，这要求货币当局有准确判断未来通货膨胀发展趋势的能力。正基于此，对通货膨胀压力的研究成为学者们所关注的一个重要理论问题。

一、相关文献述评

在已有文献中，有学者运用产出缺口同价格变化率之间的关系来估计通货膨胀压力，也有学者运用货币流通速度与其趋势值之间的偏移率来测算通货膨胀压力。除此之外，20世纪90年代以来在国际上得到广泛应用的P－Star模型，也是测度通货膨胀压力的一种较好的尝试。

基于货币流通速度偏移率的通货膨胀压力测度，假定当经济增长过程中的货币需求量出现变化时，货币供给的增长速度能与经济增长所需要的货币需求增长速度保持一致，在此条件下，价格总水平将保持不变，此时的货币流通速度可定义为均衡货币流通速度。根据费雪的现金交易方程式YP＝MV可以得出，当实际货币流通速度与均衡货币流通速度出现偏离时，价格水平将存在着调整压力。其中，如果实际货币流通速度低于均衡流通速度，则意味着未来价格水平存在着向上的调整压力，即可能会发生通货膨胀。余根钱(1993)利用上述通货膨胀压力测度方法，对改革开放以来我国历年(1979～1992)的通货膨胀压力进行测算。结果表明，基于货币流通速度偏移率而建立的方程是一种预测物价总水平的理想模型。Miquel Faig和Bel6n Jerez(2005)利用美国的经济数据(1892～2003)，通过研究货币流通速度偏移状况来间接度量通货膨胀压力，并最终得出公众持有货币的动机变化会改变货币流通速度并引致通货膨胀。Lars RisbJerg(2006)利用货币流通速度偏移率对丹麦的通货膨胀压力进行测度，并通过考察通货膨胀压力的周期性变化，来验证货币量增长、通货膨胀与经济周期之间的内在联系。

基于产出缺口的通货膨胀压力测度，其理论基础为菲利普斯曲线所描述的价格水平与经济增长率之间的正相关关系。正是利用实际GDP增长率对其潜在值(或均衡值)的偏离来间接度量经济中的通货膨胀压力。新西兰储备银行从上世纪90年代以来，就以产出缺口作为经济中通货膨胀压力的重要衡量指标，并进而为货币当局的政策决策和操作提供依据。Stefan Gerlach等(2006)利用不同方法对中国i982年~2003年间的产出缺口进行估计，并研究了产出缺口与通货膨胀之间的关系。结果发现，当考虑了价格管制放松、贸易自由化及汇率制度改革等不可观测变量后，产出缺口变化能够较好地解释中国多年以来的通货膨胀变动趋势。国内许多学者也进行了类似研究。刘树成(1997)通过研究改革开放前后中国的“产出－物价”菲利普斯曲线发现，我国随着市场经济体制的完善，市场机制开始发挥作用，经济增长率与物价上涨率之间呈现出基本菲利普斯曲线所表明的同向变动关系。范从来(2000)通过研究中国的“产出－物价”菲利普斯曲线的形状，发现中国的经济增长率和价格水平之间存在着基本的菲利普斯曲线所表明的同向变动关系，并据此提出反通货紧缩应该成为货币政策的一个重要目标。石柱鲜、黄红梅、石庆华(2004)通过对中国产出缺口与通货膨胀率关系的分析，表明中国的产出缺口与通货膨胀率具有显著的正相关关系，并且这种相关关系比较稳定。刘金全、金春雨、郑挺国(2006)以菲利普斯曲线和“奥肯定律”为理论依据，通过采用具有区制转移的状态空间模型，对经济增长率和通货膨胀率之间的关系进行经验分析。研究发现，中国的经济增长率与通货膨胀率之间并不存在短期菲利普斯曲线所描述的直接关系，但存在着长期菲利普斯曲线下经济增长波动性与通货膨胀波动性之间的紧密联系。

基于货币需求理论中的费雪现金交易方程式，美联储的Hallman Jeffrey等三位研究人员(1989)提出了一种估计通货膨胀压力的模型，即所谓的P－Star模型。国内外许多学者利用P－Star模型对相应国家或地区的通货膨胀压力进行实证研究，得出的结论表明该模型能够应用于大多数经济体的通货膨胀压力测度。Peter Hoeller和Pierre Poret(1991)通过实证研究以评估P－Star模型的有效性。结果表明，P－Star模型在解释过去的通货膨胀变化轨迹时，要比单一依赖产出缺口的模型更为出色；不仅如此，在对样本中大多数国家的研究中发现，在长期通货膨胀压力的预测方面，P―Star模型也优于基于金融市场变量的其他模型。但令人遗憾的是，在预测短期通货膨胀压力方面，P-Star模型表现出相应的不足。其主要原因在于，P-Star模型既无法有效识别出事先的货币流通速度和潜在产出水平的暂时性冲击因素，也无法识别出类似的永久性冲击因素。杨运杰、张永军(2007)估计了P－Star模型的经验方程，并且研究表明运用P-Star方程来估算通货膨胀压力的变化，可以为国家价格总水平的调控提供参考。

在许多标准模型中，产出缺口是解释通货膨胀的主要变量，而在P－Star模型中，货币流通速度对均衡趋势的偏离也是决定通货膨胀水平的重要因素。P-Star模型基于传统的古典货币数量论，即就长期而言，价格水平取决于货币供应量。P-Star模型的货币政策含义在于货币当局在短期或长期内影响货币供应量的能力。

不同的通货膨胀压力测度方法既可以互为补充，又能够彼此验证，因此各具借鉴意义。但在具体研究中，测度方法

的选择应该基于现实的经济特征。基于此，考虑到中国过去所经历的通货膨胀上涨的主要引致原因，即主要表现为经济增长过快下的需求驱动特征，下面将利用菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系式，通过估计产出缺口，以对中国宏观经济中的通货膨胀压力进行测度。

二、产出缺口估计及模型建立

利用菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系对通货膨胀压力进行测度，首先需要准确地估计产出缺口，然后通过建立产出缺口和通货膨胀之间的回归方程式进行计量分析，最后对通货膨胀压力进行测度。

(一)产出缺口估计

在已有的学术文献中，从理论上估算产出缺口的方法有结构性方法与非结构性方法两大类。结构性方法的代表是生产函数方法，但通过生产函数法估算潜在产出时必须使用失业率、企业开工率、固定资产使用率等指标，而在中国没有企业开工率、固定资产使用率的正式统计，对失业率的统计只有城市登记失业率一项，该指标对农村失业及城市中下岗等情况没有进行统计，因此在中国直接使用生产函数法计算潜在产出有比较大的困难。

非结构性方法也称为统计方法，是直接根据实际产出估计潜在产出，不需要其他统计指标，其中最具代表性的是HP滤波方法。即如果Y是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，Y是其中含有的趋势成分，Y：是其中含有的波动成分，则利用liP滤波可以将经济变量序列中长期增长趋势和短期经济波动成分T分离出来。下面采用HP滤波法估算潜在产出时，因使用的是年度数据，故采用了OECD的建议，取r=25。估算结果如下表所示。

(二)模型建立

基于菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系，可建立下述计量模型。

上式中为时期的通货膨胀率，Gap，为时期的产出缺口，真为扰动项。上式的经济学含义为，当期的通货膨胀水平受过去的通货膨胀水平及产出缺口的影响，即产出缺口是影响通货膨胀水平的重要因素。其中，在正的产出缺口下，通货膨胀有上升的压力；在负的产出缺口下，通货膨胀则有下降的压力。下面将利用中国的宏观经济数据。通过上述模型，对中国近期的通货膨胀压力进行测度。

三、实证及结果分析

计量分析所用的CPI及产出缺口数据均为年度数据。CPI数据来源为GCER中国经济研究服务中心的宏观经济数据库，产出缺口采用上面利用HP滤波方法的估计值。方程中的CPI和产出缺口分别取一阶滞后项，最后使用最小二乘法(OLS)进行回归分析，结果如下表所示，

从回归结果看，各变量系数的‘统计量都比较显著，DW值为1.32，为67.1％，调整后的及R为62％，计量结果比较理想。

根据上述回归方程，参考张晓晶(2008)关于稳态通货膨胀率的解释，可以计算出不同稳态通货膨胀率水平下的GDP增长率。如果仍然假定社会可承受的通货膨胀率水平在5％以下，则相对应的GDP增长率为9.41％；并且从下表可以看出，通货膨胀率为0时，GDP增长率为7.39％。由此根据下表可以得出，稳态通货膨胀率上升1个百分点与GDP增速提高0.4个百分点是相对应的；并且可以看出，中国如果出现9％以上的GDP增长率，则经济将面临较大的通货膨胀压力。

四、简要结论

笔者利用HP滤波方法估计中国近年(1992―2007)的产出缺口状况，并建立描述中国宏观经济中产出缺口与通货膨胀之间关系的菲利普斯曲线方程式，最后采用计量方法进行实证研究发现，经济发展过快是中国近年来出现通货膨胀的主要因素；不仅如此，中国2007年前后曾出现的通货膨胀上涨也主要由经济增长偏快所引致。通过考察不同稳态通货膨胀率水平所对应的GDP增长率可以发现，中国的稳态通货膨胀率上升1个百分点与GDP增速提高0.4个百分点是相对应的。由此可以得出，中国如果持续出现9％以上的GDP增长率，则宏观经济将面临较大的通货膨胀压力，这一结论也为中国过去30年的经济实践所证实。

通货膨胀的趋势范文第3篇

关键词:通货膨胀;预期;产出缺口;菲利普斯曲线

中图分类号:F820.5 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)23-0010-02

在经济学上,通货膨胀表现为整体物价水平持续性上升。公认的菲利普斯曲线表示的是通货膨胀与失业率之间的替代关系,即反映到政策上是可以用通货膨胀换取失业率。弗里德曼和菲尔普斯在解释20世纪60年代至70年代西方世界出现的滞胀现象时提出附加预期的菲利普斯曲线,在模型中引入了适应性预期,得出在短期菲利普斯曲线存在、长期不存在的结论;新古典宏观经济学派提出理性预期菲利普斯曲线,提出无法以通货膨胀为代价来降低失业率,菲利普斯曲线始终是垂直于自然失业率的一条直线;新凯恩斯主义菲利普斯曲线是基于理性预期和价格黏性的菲利普斯曲线。

一、基于预期与产出缺口的菲利普斯曲线模型

在西方经济理论中,预期的概念早已提出,但是,将其引入通货膨胀的研究是在20世纪60年代之后。正是预期因素的引入,成为现代西方理论和传统理论的分水岭。相比之下,中国直到80年代后期,尤其是1988年抢购风之后,通胀的预期理论才逐渐引起学者的重视。预期的假定是“经济人力图正确的预期未来,从而减少目前决策的损失。”在现代人们偏向于理性的情况下,预期是一个不可忽视的因素。在菲利普斯曲线的研究中,西方学者也把预期引入其中,从而得出基于预期的菲利普斯曲线。我们知道在菲利普斯曲线中,失业率和通货膨胀率之间存在替代关系,因此,推测政府有可能在失业率和通胀率之间进行取舍,从而在降低失业率的同时导致了通货膨胀的发生。在我国,由于失业率的统计数据不完全,只有城镇失业率登记,在农村还存在着大量的失业无法统计,所以,在我国不能用这种不完整的统计的失业率去找出通胀的原因。但可以用产出缺口来替代,因为按照奥肯定律,实际GDP增长率相对于潜在GDP增长率每下降2到2.5个百分点,失业率就上升一个百分点,所以只要证明了通货膨胀与产出缺口之间存在正相关关系,就可以说明通货膨胀率与失业率之间存在负相关关系。所以,本文建立了基于预期和产出缺口的菲利普斯曲线模型。

二、数据来源与实证分析

(一)变量的说明

在该模型中涉及到通货膨胀预期及产出缺口,通货膨胀预期是指对于通货膨胀的估计值,其数值大小会直接地影响人们的行为。实际产出与潜在产出的差值就是产出缺口。潜在产出一般是指,在非加速通货膨胀的情况下,现有的劳动力、资本和技术所能实现的生产水平。

(二)变量的计算

至于预期的通货膨胀∏te如何确定,经济学家提出预期机制,大致可以分成四种:首先是静态预期,这种预期简单地把上一期的实际通胀率作为现期的预期通货膨胀,即∏te=∏t-1;其次是外推型预期,设定预期通货膨胀率等于上期通胀率加上通胀变化趋势的一个修正值:∏te-∏t-1=a(∏t-1-∏t-2);第三种是适用性预期,这种预期假设人们在形成对现期的预期通货膨胀时,考虑到上一期的预期误差,即∏te-∏t-1e= a(∏t-1-∏t-1e);最后是理性预期,即经济当事人会利用一切可得的信息对未来的经济变量做出准确的判断:∏te=∏t。由于静态预期过于趋于简单化,理性预期又缺乏现实性,所以普遍使用的是外推型或适用性预期机制。本文采用外推型预期。

潜在产出的估计方法大致分为两类:一是统计分解趋势法,另一类是经济结构关系估计法。前者试图把时间序列分解为永久性成分和周期性成分;而后者则试图用经济理论分离出结构性和周期性因素对产出的影响。本文通过计量方法,用一条光滑的指数曲线来拟合潜在GDP的增长趋势。因为Gt=(Yt-Yt*)/Yt*约等于lnYt-lnYt*,所以用公式lnYt-lnYt*来计算产出缺口。

3.模型构建与实证分析

选择1980―2009年的数据,利用EViews进行分析,可以看出Yt与t之间存在对数关系。所以可以建立拟合潜在产出模型

lnYt*=a+bt+e

Yt为年度国民内生产总值,t为时间变量,以年为单位,它在 1980年的取值为1,得出的函数为

lnYt*=8.227+0.1541t+e

(0.0531) (0.0030)

t=(154.83)(51.47)

R2=0.9895F=2649.666S.E=0.1419

拟合优度R2为0.9895,说明模型较好地拟合了实际GDP,国内生产总值的变化中98.95%可以用回归模型来解释。t值和F值都显著,说明变量具有显著性,模型也具有显著性。这个结果表明潜在产出存在一种趋势,潜在产出对时间的惯性为0.1541。

利用以上结果,计算出我国的产出缺口,选择1979―2008年的居民消费物价指数代表1980―2009年的通货膨胀预期的其中一部分,用1978―2008年的数据计算出通货膨胀趋势,与产出缺口一起得到,在大样本的情况下并且剔除个别异常的数据后可以大概认为通货膨胀∏t与∏t,∏t-1-∏t-2 ,Gt存在线性关系,因此可以设立线性模型:

∏t =a+b∏t-1+ c(∏t-1-∏t-2)+Gt+e

∏t代表通货膨胀,∏t-1表示上期通货膨胀,∏t-1-∏t-2表示通胀膨胀变化趋势,Gt表示产出缺口,e表示随机误差。

应用EViews软件进行回归分析,由此得到的通胀与预期及产出缺口的模型为:

∏t=3.352003+0.390435∏t-1+0.493252(∏t-1-∏t-2)+11.19414Gt+et

(1.1975) (0.1634)(0.175)(7.041)

t= (2.799)(2.389) (2.812) (1.589)

R2=0.584F=12.176 S.E=4.411

模型表示的经济含义为自发性的通货膨胀率为3.35%,这是经济增长引起的;上期的通货膨胀对本期的通货膨胀的影响惯性为39.04%,即人们有理由相信本期的通货膨胀会在上期的基础上保持一定的比例;通货膨胀变化趋势的影响程度为49.3%,即人们还会根据前两期的通货膨胀差额来预测本期的通胀;产出缺口的影响程度为11.194,即若实际GDP比潜在GDP增加1%,将会导致通货膨胀增加11.194%。

模型的拟合优度为0.584,定量地描述了∏t的变化中可以用回归模型来说明的部分为58.4%,也就是说模型具有0.584的解释程度。F值为12.176,由于n=30,k=3,n-k-1=26,取显著性水平为a=0.05,查表得F0.05(3,13)=3.41,表明只要F值大于3.41,就能以95%的置信度认为模型的线性关系是显著的。

三、主要结论

1.菲利普斯曲线在中国还是存在的,只是在一些体制方面与西方国家有差别,导致不是很明显,因而有些学者否认它在中国的存在。在这个模型中产出缺口与通货膨胀之间呈现出正相关的关系。

2.产出缺口在统计上显著影响我国的通货膨胀率。应该说,我国经济发展史上存在的经济过热现象是通货膨胀的一个重要原因;或者说,实际产出超过潜在产出水平是通货膨胀产生的主要实体经济面因素。如果实际经济当中实际GDP超过潜在GDP,其反映在通货膨胀中将被放大十倍。

3.上期通货膨胀以及通货膨胀趋势在一定程度上影响着我国的通货膨胀。

4.虽然在拟合优度不是很高,但从F值我们知道整个模型的影响是显著的,所以在没有引入其他影响因素的情况下,我们有理由相信这个模型是符合实际的。

四、治理我国通货膨胀的政策建议

首先,经济过热的不仅是某些地方政府不惜代价追求发展速度的惯的结果,也是中国特定政治周期在经济领域的一个反映:在某个政策规划刚出台的前两年。各地都想把摊子铺大,把基础打好。各级地方政府应该树立全局观念,确保政令畅通;中央政府各有关部门也应管好土地,管好税收。在宏观的几个指标中不能只顾经济增长,在有矛盾的指标之间要注意协调。应该采用稳健的政策防止经济过热,要根据实际情况来制定政策,不应该一味地追求GDP的增长速度。

其次,作为调控者的政府要把好预期这一关,不要盲目地让物价太高,只有让人们拥有一个比较稳定的预期,才能保证经济不会过分波动。一方面,要适度控制货币投放的规模和节奏,让货币供给量平稳回落至适度水平;另一方面,要合理引导信贷投放的规模和结构,既要防止信贷过度膨胀,又要通过窗口指导推动贷款投放的结构调整。此外,保持国内农产品价格的基本稳定,合理控制水电油气等资源类产品价格,在积极推进资源价格形成机制改革的同时,充分考虑到居民的承受能力和适应能力,以免成为推升物价的叠加因素。最后,加强对国际热钱的监管,防止资产价格,尤其是房价的过快膨胀。

参考文献:

[1] 张平,王宏淼.“双膨胀”的挑战与宏观政策选择[J].宏观经济研究,2008,(6).

[2] 刘伟.供求失衡的特点与通货膨胀的治理[J].宏观经济,2008,(5).

通货膨胀的趋势范文第4篇

虽然二维var模型的BQ分解是充分可识别的，但这并不表明多维BQ分解也一定是充分可解的。设形如(1)式的n维var模型，其Xt=(ytπtz3t…znt)''''n×1，ytπt的含义不变，z3t…znt代表其余的n-2个变量。残差et=(e1t…ent)''''。那么var模型的移动平均式其中，εt=(ε1tε2tε3t…εnt)''''，ε1tε2t的含义与前文相同，ε3t…εnt分别代表各种冲击，如政府购买、国外需求冲击、金融风暴、旱灾、地震、猪肉价格暴涨、太阳黑子等等。且方差标准化为1。其对各个变量的长期影响效应需根据相应的经济理论一一判断。其中d(0)和d(k)皆为n阶方阵，且有n2个未知元素待解。然而n维var模型残差的∑由于对称性只能提供n(n+1)/2个有效方程，因此至少需要BQ分解为其提供n(n-1)/2个条件，例如，根据经济理论得：所以，对于n2个未知数，恰好有n(n+1)/2+n(n-1)/2=n2个方程。然而这不能保证一定可解，且存在有意义的实数解。因为对于n个未知数，n个含未知数的方程并不是其有解的充分条件。当然若n个含未知数的方程都是一次线性的，其必然有解，要么为0解，要么唯一解，要么有无穷多解。但是由方差协方差矩阵所提供n(n+1)/2个方程都是二次的，而BQ分解所提供n(n-1)/2个却是一次的，显然我们不能绝对地说其一定无解，但也不能说其一定有解。若能恰好解出实数解的，那一定非常幸运。文章后面实证部分所用的四维var模型的BQ分解，16个未知数，有10个二次方程和6个一次方程，然而，即便采用MATLAB软件也无法求解的。这正是多维BQ分解的困难所在，乃是由其自身的结构性矛盾所决定的。对于多维BQ分解的困难，在以往的文献研究中很少有关注。但吴锦顺(2013)的研究明确表明，其在BQ分解的基础上引用了Cholesky分解来求解其中的各元素。这很可能是其在实际的研究中遇到了多维BQ分解的困难，所以才增加Cholesky分解来辅助求解。但关键问题是可不可以在BQ分解的基础上引用Cholesky分解呢？

二、BQ分解与Cholesky分解的矛盾

Cholesky分解与BQ分解的作用一样，是用于识别(1)式var模型的结构式模型而假设的识别条件。只是Cholesky分解与BQ分解的具体含义不同而已。这个假设表明ε1t在当期对yt有一个影响效应，同时又通过b21的间接效应对πt也有一个当期的影响效应。而ε2t对πt有一个当期的影响效应，但yt对却没有间接的影响效应，因为Cholesky分解假设：b12=0。这实质上是不同于BQ分解的。BQ分解所假设的是ε2t对yt的长期影响效应为0，而不是假设ε2t对yt的当期效应为0。所以两者有本质上的区别。以上是用最简单的二维模型的情况来证明的。将其推广至多维模型需要一些技巧。证明的关键在于把Cholesky分解与BQ分解条件联系起来，表明它们的矛盾冲突。上面证明的思路是在BQ分解的基础上引入Cholesky分解，但是在n维模型的情况下，由于B-1矩阵不能像二维时可以很容易的求解出来，所以要把思路转变为在Cholesky分解的基础上引入BQ分解。因为Cholesky分解条件最终所形成的B矩阵是一个上三角矩阵，所以B-1也是一个上三角矩阵。然后把货币供给冲击ε2t排列到εt最后的位置，再进行(12)到(14)式的步骤即可证明。既然Cholesky分解不能被用于解决多维BQ分解无法求解的困难，那么，当我们在实践中遇到这个困难时，当如何解决呢？之所以在BQ分解的基础上要引入Cholesky分解，这很可能是由于在核心通货膨胀的研究中遇到了多维BQ分解无法求解的困难，所以才盲目地引入Cholesky分解来辅助求解。只是不知两者是冲突的，不能同时使用。而人们之所以一定要采用BQ分解而不是采用Cholesky分解，就是因为BQ分解是根据经济理论而假设的。菲利普斯曲线认为货币对产出的长期效应是呈中性的，而对通货膨胀却是主要的动因。因此，当把核心通货膨胀的概念定义为产出中性的通货膨胀时，(5)式所代表的BQ分解的条件就是这种趋势分解方法关键的核心。所以引入Cholesky分解而造成的BQ分解的失效是完全不可接受的。

三、校准：一个简便而有效的方法

并不是所有的多维BQ分解都能幸运的解出实数解，那么当遇到多维BQ分解无法求解的困难时，应该怎么解决呢？校准是一个简便而有效的方法。校准本是为DSGE模型结构性参数估值的通用方法。文章破例将其用于多维BQ分解的应用中来解决其无法正常求解的难题。当然所校准的未知数个数不宜太多，主要是由于：一是并非所有的求知数都可以被近似地校准为某个弹性；二是用所校准的估值毕竟存在着一定的误差，因此应当尽量减少校准的个数，在必要的几个校准估值的基础上，结合BQ分解条件和其余的有效方程，能顺利地解出d(0)有意义的实数解即可。综合上述分析可知，其研究选用的仿值，既可以查阅各种有关弹性的文献研究，比较并选择一个最合理的结果作为校准的估值；也可以采用文献研究所使用的方法，亲自用更新的数据重新估计而得。这种方法虽然繁琐，但比较精确。最终采用哪个方法可以根据个人的研究与目的而定。

四、实证分析与检验

文章采用四维var模型来验证多维BQ分解的困难，并检验校准的方法在求解这个难题以及在核心通货膨胀的研究中的可行性。模型所用的数据皆来自中国国家统计局数据库和中国人民银行网站。其中yt是2002年1季度~2014年2季度的GDP的数据经对数、除季节性趋势和时间趋势调整后的序列（产出序列与CPI指数，利率和汇率序列存在着协整关系。而构成的var模型的变量之间要求不能存在着协整关系，否则模型不平稳，估值不准。简单的处理序列是不能除去他们之间的协整关系的。），再差分并扩大100倍的序列。πt是同期CPI的月度同比数据，经季度调整后，再对数、差分并扩大100倍的数据。rt是同期全国银行间同业拆借3个月（或90天）加权平均利率的月度数据，经季度调整、再经CPI调整并差分后的序列。ext是一美元折合人民币（平均数）的月度数据经季度、CPI调整后再差分并扩大10倍后的序列。假设它们均受到来自四个方面的随机冲击的影响，即分别是来自供给方面全要素生产率或相对劳力生产力冲击ε1，来自需求方面的货币供给或实际货币余额冲击ε2，以及来自国际的进出口贸易冲击ε3和某种随机冲击ε4。经检验，yt、πt、rt、ext皆平稳，构建形如(1)式的四维var模型。经过AIC和SBIC检验表明，其最佳滞后除数为1阶。用Stata软件估计，稳定性检验表明所有单位根皆在单位圆内，因此所构建的四维var模型稳定，存在唯一移动平均表达式。实践表明，采用文章的数据所构建的四维var模型的BQ分解，MATLAB软件也是无法求解的。因此我们采用校准的方法来辅助求解。通过查阅相关的文献，我国M2的货币需求的收入弹性在1.139（王亚琦，2012）到1.66（汪红驹，2002）之间，研究取易行键(2006)的研究结果为1.3，所以d12(0)＝0.77。对于全要素生产率所代表的技术进步对产出的贡献，文献研究存在着巨大的差异，肖志兴(2012)认为技术进步对产出的弹性仅为0.038。而龚曙明(2010)认为，2001－2007年技术进步的平均贡献率为58.04%，权衡各个方面，我们采用苗敬毅(2008)的结果，其用半参数模型测得技术进步的贡献率为0.1739。所以文章将校准定为0.17。马树才等(2009)以现代实际汇率决定模型实证分析了我国人民币实际汇率的决定。其结果表明，相对劳动生产率进步对人民币汇率的即期效应为-1.65，货币实际余额对实际汇率的即期效应为0.75。所以文章的校准d41(0)＝-1.65，d42(0)＝0.75。曹阳(2004)实证研究了我国实际汇率波动对进口贸易的影响效应为-1.478，因此文章的校准d43(0)＝-0.68。文中的分析一共校准了5个参数，在此基础上，其余的未知数皆可顺利地解得。所以d(0)可知，εt和d(k)也既可求得。因此，核心通货膨胀可得。表1比较了通货膨胀πt与按校准方法获得的核心通货膨胀πtcore的数字特征。核心通货膨胀的均值和标准差小于实际通货膨胀的均值和标准差，这说明了核心通货膨胀的波动性比较小。直观上符合实践对它的要求。并且两者的相关系数为0.86，高度相关，其p值为0，非常显著。

从图1可知，从2002年（172期）以来，我国通货膨胀一直都处于可控制的范围之内。在上个十年的初期，核心通货膨胀基本上反映了对应时期的通货膨胀的特征，在低位波动。到了2007年（188期），为了应对受国外的输入性通胀和国内房地产等行业的价格上涨所形成的新一轮的通货膨胀压力，央行连续6次提高存款准备金率，所以在2008年后，我国核心通货膨胀开始大幅下降，后来受国际金融风暴的影响，我国实施了“4万亿”的刺激计划，所以在2009年（196期）后核心通货膨胀又开始大幅的上升，之后则在一个合理的区间内波动。在这个剧烈波动的时期，我国的核心通货膨胀总是保持着与通货膨胀一致的波动趋势，并且小于其波动。由下面的检验可知，核心通货膨胀是CPI的格兰杰原因，因此该核心通货膨胀是实际通货膨胀的前导，是它的核心趋势。所得到的核心通货膨胀πtcore是平稳序列，将其转化为与CPI指数相似的核心通货膨胀指数（Core指数）并检验Core指数与CPI指数、货币供给之间的协整关系。表2的检验表明，Core指数与CPI指数存在一阶协整，因此它们具有相同的趋势。然而，Core指数与货币供给m2没有协整关系，其trace值小于临界值，不能拒绝没有协整关系的原假设。但是Core指数却与m0一阶协整。其trace值6.61小于临界值6.65，不能拒绝存在一阶协整的假设。因此所得到的Core指数与CPI指数、货币供给分别具有相同的趋势。表3的格兰杰因果检验表明，货币供给m2是Core指数的格兰杰因果原因。这说明了以往的货币供给能够解释Core指数的后来走势，因此我们可以通过现行的货币政策大致上推断出今后的通货膨胀的主要的核心趋势。检验也表明了CPI指数不是Core指数的格兰杰原因，相反Core指数却是CPI的格兰杰原因。这恰好符合了理论对核心通货膨胀的基本要求。因为其本身就是作为对实际通货膨胀主要趋势的预测而被提出来的。所以Core指数应该能预测和解释未来通货膨胀的趋势，而不是CPI能预测Core指数的未来趋势。这样没有实际的意义。所以，Core指数必须是CPI指数的格兰杰原因，而不能相反。而驱动Core指数的应该是由货币政策所造成的。因此货币供给是核心通货膨胀的格兰杰原因。以上的计量检验恰好证实了Core指数所应该具有的理论特征。所以通过校准BQ分解的方法所得到的Core指数本质上符合理论对它的要求，是一条合理的核心通货膨胀。因此，校准作为多维BQ分解无法正常求解时的备择方法，具备一定的合理性和有效性。

五、结论

通货膨胀的趋势范文第5篇

（北京信息科技大学经济管理学院，北京 100192）

（School of Economics and Management，Beijing Information science & Technology University，Beijing 100192，China）

摘要： 本文首先分析了我国近年来货币供给和居民消费价格指数的变动趋势，然后选取近20年的统计数据，建立一元回归模型，就居民消费价格指数与货币供应量的相关关系进行了实证检验。根据实证分析结果，提出了相关建议。

Abstract: Firstly, this paper analyzes the changing trend of money supply and consumer price index in recent years in China, then builds a regression model by choosing the statistics of nearly 20 years, empirically tests the relationship between consumer price index and money supply, and puts forward relevant proposals based on the empirical results.

关键词 ： 货币政策；货币供应量；通货膨胀

Key words: monetary policy；money supply；inflation

中图分类号：F820.5 文献标识码：A

文章编号：1006-4311（2015）06-0012-02

0 引言

尽管从2011年以来，居民消费价格指数一直处于温和区间，其增长率一直呈下滑的趋势，但人们日益普遍感受到通货膨胀对生活的压力。这是否与我国自2008下半年开始，就不断通过金融机构向市场扩大资金投放以拉动经济增长有关，这种迅速扩张的货币供应量又对国民经济产生哪些不利影响，我国货币政策是否应该做相应调整？这些问题成为学术界和实务界普遍关注的焦点。

本文选取代表货币供应量的M2（货币和准货币）和CPI指标，利用近20年来的统计数据，建立一元回归分析模型，实证检验货币供给量与通货膨胀的关系。

1 我国货币供应量与通货膨胀的现状

1.1 我国货币供应量的变动趋势

由图1可知：M0、M1、M2的增长率整体变动趋势趋于一致。其中：M0增长率的变动幅度较为灵活，M1基本与M0的变动情况重合，但是M2的增长率从1993年-2000年是一直呈现下降趋势的，这与M0、M1略有不同，2000年-2008年M2增长率略有上升，但幅度不大，增长率一直维持在20%以内，2008年以后，M2的增长率出现大幅度上升，至2009年，达到27.7%，随后便有所下降，截至2013年，M2增长率为13.6%。

1.2 我国近年来CPI的变动趋势

世界各国基本上均用消费者价格指数（我国称居民消费价格指数），也即CPI来反映通货膨胀的程度。

我国居民消费者价格指数从93年到95年间呈现快速增长趋势，但是自95年后又迅速回落，99年前后甚至出现负增长率。2000-2008年以后居民消费者价格指数增长率呈现平稳增长趋，2008-2009年有回落趋势。2011年我国通胀压力持续增加，居民消费者价格指数增长率达到阶段高点5%。2012年至今，我国继续保持稳健货币政策，居民消费价格指数呈现温和波动态势，截至到2013年底，居民消费者价格指数增长率为2.6%，具体见图2。

对比图1和图2，发现货币供应量的变化趋势和居民消费价格指数的变动趋势有一定相关性，但货币供应量的增减变动对居民消费价格指数变动的影响有一定时滞。比如93-94年间，货币供应量增长率显著下降，而居民消费价格指数的明显回落滞后一年，发生在94-95年间，这一阶段，M0，M1和M2的变动规律是一致的，此后，M2增长率的变动与居民消费价格指数变动的相关性比M0，M1更明显。

这也与我国的货币政策导向有关。比如2009-2014年期，我国一方面通胀压力持续增加，体现在居民消费价格指数持续上涨，5年间上涨了13%；另一方面受全球经济不景气和金融危机的影响，我国经济增长也放缓，仍需要通过消费拉动需求来使经济进一步复苏。

因此，我国采取逐步降低M1增长率来控制通胀水平，同时保持M0和M2增长率水平小幅波动来维持消费水平不受影响。

下文的回归模型构建中，将选取M2为货币供应量的典型代表。

2 货币供应与通货膨胀关系的实证检验

2.1 模型构建和数据采集

货币供应量增加，即货币发行的过多，就会导致货币贬值，进而物价水平上涨，引发通货膨胀。本文通过建立一元回归分析模型，来验证这一结论。以居民消费价格指数P为被解释变量，上一期广义货币M2为自变量，建立一元线性回归模型：P=λ0+λ1×M2

笔者从国家统计局的统计年鉴中收集并整理了1993年至2013年的相关数据，包括：货币和准货币供应量、居民消费价格指数等，并将这些数据带入建立的模型中进行计算分析。

2.2 实证分析

①货币供应量与物价水平的关系检验。

下面以居民消费价格指数P为被解释变量，解释变量则为上一期广义货币M2，建立线性回归模型，模型的自变量为“广义货币M2”，而因变量为“居民消费价格指数P”。

通过广义货币M2与物价指数P的散点图，进行拟合性分析，知二者具有线性相关性。也就是说，货币供应量在一定程度上会对通货膨胀产生一定的影响。使用eviews软件进行模型拟合，拟合结果如表1和表2所示。

②模型回归结果分析。

从表2中可以看出，R=0.945333，说明自变量与因变量之间的相关性较强；因变量与自变量的线性关系是显著的，能建立线性模型。而F统计量的观测值为151.2622，显著性概率为0.000，即检验假设：“H0：回归系数λ1=0”成立的概率为0.000，从而应拒绝原假设，即λ1不等于0，可建立线性模型。

因此，可以得出回归方程：居民消费价格指数P=404.2834+0.000217×广义货币M2

3 结论及建议

根据以上分析得出：广义货币M2与居民消费价格指数P之间存在线性关系。也就是说：通货膨胀率在一定程度上是广义货币供给量的增函数，从历史数据来看，在没有政策干扰和其他突发事件的影响条件下，货币供应的变动会提前通货膨胀1-2年，在短期内不会影响通货膨胀CPI指数，但是，近年来，货币当局已充分认识到M2的变动对通货膨胀的影响。当然，在制定以控制通货膨胀为目的的货币政策时，要做到政策工具之间相互协调、避免政策之间相互冲突，影响调控效果，如为抑制通货膨胀率的过快增长应降低基础货币供给量的增长率、提高法定存款准备金率、提高名义利率。

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