通货膨胀的特征精选(九篇)

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第1篇：通货膨胀的特征范文

关键词：通胀持久性；动态面板数据模型；系统GMM

一、引言

深入分析我国总体价格水平的动态特征对于我国货币政策的制定与实施是至关重要的。对于总体价格水平的运行特征的刻画，文献中通常从其波动聚集性、预期不确定性、“长记忆性”和持久性等几个方面进行研究，前三方面国内研究已经相对丰富，对于通货膨胀持久性的研究相对较少，而且，通货膨胀的持久性与货币政策的实施效果密切相关，因此本文将研究通货膨胀的持久性这一特征。

通货膨胀持久性（Inflation Persistence），也称通货膨胀惯性，是指通货膨胀在遭受随机扰动因素冲击后，通货膨胀偏离其均衡状态所持续的时间长度。通货膨胀持久性越高，货币政策的滞后时间就越长，此时货币政策对越难物价波动发挥作用。在这种情况下，央行在稳定产出波动和控制通货膨胀这两个目标时赋予控制通货膨胀更高的权重，政府要达到既定政策目标的社会成本就会越大（Fuhrer，1995）。

二、数据与模型设定

（一）数据

代表通货膨胀程度的指标通常有居民消费价格指数（CPI）和商品零售价格指数（RPI）。本文选取2000年第一季度至2011年第一季度的季度CPI与RPI同比数据，季度数据采用的是月度数据的平均数。本文运用31个省、直辖市、自治区的面板数据。同时对数据进行了X-12季节调整。数据来源于中经网统计数据库。

（二）模型设定

国内对于通货膨胀持久性的研究大部分是基于非结构化的通货膨胀持久性模型，为了与以往的研究相一致并且跟以往的研究比较，本文设定通货膨胀持久性的模型为：

πit=α1+ρπit-1+■φkΔπit-k+uit2≤t≤T

{1}

其中Δπit-k＝πit-k-πit-k-1，ρ即为通货膨胀持久性。

本文采用系统GMM估计通货膨胀持久性的动态面板数据模型，不过参数估计是否有效依赖于工具变量的选择是否有效，本文根据两种方法来识别模型设定的有效性：（1）检验扰动项是否序列自相关，其零假设为差分后的残差项不存在二阶序列相关，如果不能拒绝零假设即AR（2）的值大于0.1，则说明估计是有效的；（2）用Hansen检验识别工具变量的有效性，其零假设为过度识别检验是有效的，若不能拒绝零假设就意味着工具变量的设定是恰当的。

三、通货膨胀持久性的实证估计

本文采用系统GMM法对31个省、直辖市、自治区的CPI数据与RPI数据进行估计。

系统GMM估计的结果显示我国通货膨胀的CPI与RPI序列的持久性分别为0.8200和0.8532。与我国学者（张成思（2007）；杨碧云等（2009））的研究结论相一致，即我国的通货膨胀持久性相对较高。模型设定的有效性有两种检验结果：AR（2）的值均大于0.1，不能拒绝差分后的残差项不存在二阶序列相关的零假设，说明随机扰动项uit不存在序列自相关；Hansen检验的值表明不能拒绝过度识别检验是有效的零假设，说明工具变量的设定是恰当的，这表明本文的模型的设定是有效的。

四、结论

本文运用我国31个省、直辖市、自治区的动CPI与RPI数据建立动态面板回归模型，采用SGMM的方法估计我国的通货膨胀持久性，结果显示，我国的通货膨胀无论是CPI还是RPI均表现出较高的持久性（相对于Pivetta&Reis（2007）；Vaona&Ascari（2007）等的研究）。

Benigno（2004）的研究指出，央行在制定货币政策时，应该根据通货膨胀持久性在稳定产出与控制通货膨胀之间赋予不同权重，高通胀持久性时赋予控制通货膨胀更大的权重，而低通胀持久性是应适当降低控制通货膨胀权重，从而避免社会福利损失。这一观点是很好理解，因为如果央行不考虑通胀持久性水平而对不同时期采取同样的货币政策，那么高通胀持久性的时受到货币政策的冲击的影响就会持续更久，而低通胀持久性时则正好相反。因此本文的研究结果表明我国央行在制定货币政策时需要考虑不同时期的通胀持久性差异。这样才能使货币政策能更好的调节国内经济情况。

参考文献：

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

2、杨碧云,易行建,周义.中国通货膨胀持续性估计及其货币政策启示[J].经济经纬,2009(5).

3、苏芳.中国通货膨胀持续性时变特征及其来源分析[J].云南财经大学学报,2010(5).

4、张成思,刘志刚.中国通货膨胀率持久性变化研究及政策含义分析[J].数量经济技术经济研究,2007(3).

第2篇：通货膨胀的特征范文

关键词:货币政策框架;通货膨胀目标制;东亚地区

中图分类号:F83

文献标识码:A

文章编号:1672-3198(2010)09-0164-02

1 通货膨胀目标制概述

1.1 通货膨胀目标制的概念

“通货膨胀定标是指,中央银行直接以通货膨胀为目标,并对外公开通货膨胀目标,以此规划货币政策操作的货币政策制度”(钱小安,2002)。通货膨胀目标制是一种货币政策框架。许多国家的货币政策目标是保持低通货膨胀水平。

1.2 通货膨胀目标制的本质特征

通货膨胀目标是某一经济体货币政策最根本的目标,这一特征使通货膨胀目标制政策框架与仅宣布要实现某一通货膨胀目标区分开来。后者的货币管理当局没有责任制定政策保证所宣布的通货膨胀目标实现,尤其在这样做可能有损其他宏观经济目标时更会在通货膨胀目标上妥协。通货膨胀目标制并不仅以通货膨胀水平作为目标,许多采用通货膨胀目标制的国家采用了弹性通货膨胀目标制度,这种制度框架下就业和产出在决策中起到了很重要的作用。即使在严格的通货膨胀制下,对产出的考量也具有非常重要的影响力,因为产出对于未来通货膨胀水平扮演了重要的角色,产出在中央银行的反应函数中总是起着重要作用。产出和就业受重视的程度受通货膨胀制弹性的影响,这两个目标被重视的程度将影响到通货膨胀目标制设计的特征。

1.3 选择通货膨胀目标制的原因

因为数量目标(包括基础货币和广义货币)的货币政策框架存在严重缺点,货币需求呈现较大波动性,并频繁出现结构性变化,使货币供给与政策目标之间存在不确定性。尽管货币数量作为中介目标已失去了重要性,但仍然可以作为一种有效的宏观经济指标。

1.4 实施通胀目标制的基本前提

被普遍认可的通货膨胀目标制的四个实施前提:第一,中央银行应该具有使用政策工具的独立性,能自由运用货币政策工具实现货币政策最终目标。第二,中央银行应该具有有效的货币政策工具,这种工具应与通货膨胀高度相关。第三,中央银行的独立性应与不断提高的责任性相联系,中央银行要定期向公众作关于货币政策的报告,公开有关宏观经济形势分析。第四,通货膨胀目标制要与公众进行良好的沟通,以提高政策透明度保证公众对通货膨胀目标制的认识,提高中央银行的公信力,引导通货膨胀的合理预期,并将其作为工资与价格制定的锚。

2 东亚经济体实施通货膨胀目标制的可行性研究

2.1 Masson等人(1997)的否定观点

Masson, Savastano and Sharma (1997)认为绝大多数发展中国家并不适合实施通货膨胀目标制。他们认为大多数发展中国家不具备实施通货膨胀目标制的前提。其一是执行独立货币政策的能力,其二是如何在通货膨胀目标制的政策框架下实行汇率目标管理。另外,他们指出在新兴市场经济体实施通货膨胀目标制存在技术方面的问题,尤其是预测通货膨胀的困难,通货膨胀过程的易变性,以及缺乏货币政策传导机制的信息。

2.2 Guy Debelle(2001)的肯定观点

Guy Debelle(2001)评价了通货膨胀目标制在新兴市场经济体是否适应,实行通货膨胀目标制的方面对其成功实施是否重要,他得出了肯定的结论。

采用通货膨胀目标制必须满足一定的必要条件。对于东亚经济体来说,最重要的是中央银行应具有追求通货膨胀目标的独立性以及不受财政控制的束缚。第二点是应该由中央银行及其上级机构对通货膨胀目标进行承诺。没有政府的支持,制度的公信力将被削弱,并且中央银行实现通货膨胀目标的能力也会打折。

实施障碍。缺少精确的预测和分析框架不能被视作望而却步的障碍。Guy Debelle(2001)认为Masson等人提到的问题在应用绝大多数货币政策框架时都存在,并非仅在采用通货膨胀目标制才出现;而且他们所描述的技术问题同样在许多发达国家最初实施通货膨胀目标制时同样存在。对于亚洲大多数新兴市场经济体来说,通货膨胀目标制是可行的货币政策框架,尤其是通货膨胀已处于较低水平的经济体。

Guy Debelle(2001)认为当前应该是一个适合东亚经济体采用通货膨胀目标制的时机。通货膨胀已处于低位,反通胀成本已下降。在没有明确界定的货币政策框架下,这些经济体在过去曾成功地使通货膨胀保持在较低的水平。由于为将来锁定了低利率环境,通货膨胀目标制看来是一种可行的货币政策框架。不过,他亦指出采用通货膨胀目标制并不能立刻治愈通货膨胀问题。

3 东亚经济体采用通货膨胀目标制的实践研究

从1998年开始,韩国、印度尼西亚、泰国和菲律宾四国先后开始正式实行或宣布即将实行通货膨胀目标制。

3.1 韩国:最早实施通货膨胀目标制

1997亚洲金融危机后,韩国在东亚地区最早采用通货膨胀目标制。

确定通货膨胀的衡量指标。韩国通货膨胀目标制最早使用公众消费者物价指数(headline CPI)。受信贷萎缩、经济低迷影响到,韩国物价持续走低,1999年的通货膨胀率低于l%。通货膨胀目标制实施两年后,韩国银行结合本国的实际情况对其进行修订完善。经征询政府同意,韩国银行于2000年宣布使用核心通货膨胀率(Core Inflation)代替原指标,核心通货膨胀率补充定义为“剔除了非谷类农产品和石油类产品因素的消费者价物价指数”。

设定通货膨胀目标的程序。每年年末,韩国银行咨询政府的意见,共同制定下一年的通货膨胀目标。韩国银行的货币政策委员会制定和实施具体的货币政策。

通货膨胀目标数值或区间。韩国1998年的通货膨胀目标为9%,1999为3%,目标区间宽度为士1%,1998年实际通货膨胀率为7.5%,2001年、2002年和2003年均为3%。2000年的实际通货膨胀率为1.8%,2001年为4.2%,突破了目标区间,韩国银行对此的解释是,与长期贷款相关的货币政策过于宽松,以及公共设施价格上升;2002年的核心通货膨胀率为3%,2003年为3.1%。与此同时,2003年韩国的公众消费者物价指数突破了目标区间,但是核心通胀率一直保持在目标区间之内。

目标时长。韩国设定通货膨胀目标的时长为一年。根据韩国银行的分析报告,短期利率的改变对物价产生影响大约需要7到8个月的时间,并且其后续效果一直会持续到2年之后。因此,韩国的目标时长是否合适值得考量。

3.2 印度尼西亚:非完全意义的通货膨胀目标制

印度尼西亚于2000年1月开始采用通货膨胀目标制。此前,印尼于1999年5月通过了一项新的中央银行法案,明确规定货币政策的目标是实现物价水平的稳定,并赋予中央银行“印度尼西亚银行”独立性。印尼采用的货币政策框架不能被视为真正意义上的通货膨胀目标制。因为在其货币政策框架里没有责任条款约束央行对通货膨胀目标负责。因此当通货膨胀目标未实现时,中央银行不必承担责任。责任性的缺乏导致公信力丧失,公信力的丧失使通货膨胀目标无法引导公众的通胀预期,从而也无法作为工资和价格制定的锚,减损中央银行的货币政策效力。

确定通货膨胀的衡量指标。用剔除了如电力价格和佣人薪酬等管制商品价格的消费者物价指数衡量通货膨胀水平。因两年的目标区间均被突破,2002年印尼转为采用公众更熟悉的消费者物价指数作为衡量手段。

通货膨胀目标数值或区间。设定2000年通货膨胀目标为3%-5%,2001年为4%-6%。2002年为9%-10%(新衡量指标),同时宣布中期目标在2002―2006年间使通货膨胀水平降到6%-7%。2002年印尼实际通胀为10%,与目标区间上限持平。印尼2003年的通货膨胀目标设定为9%,波动区间为士%l,中期目标维持不变。IMF要求印尼将基础货币作为政策工具。3.3 泰国:货币政策制度的透明度

泰国于2000年5月引入通货膨胀目标制,寄望于通货膨胀目标制能为货币政策提供一个有效的名义锚,并提高货币政策的透明度和政策工具的有效性。

确定通货膨胀的衡量指标。泰国银行采用季度核心通货膨胀率作为通胀水平的衡量手段。季度核心通货膨胀率是“剔除了初级食品(rwafood)和能源类产品价格因素的标题通货膨胀率”。这一指标保留了公众消费者价格指数中约75%的价格信息,能够较好地反映出泰国通货膨胀趋势。核心通货膨胀率由独立的政府机构―商务部计算,以提高公信力。

泰国通货膨胀目标区间为0-3.5%;主要货币政策工具是14天回购利率;通货膨胀目标的时长为两年。泰国的核心通胀率基本处于目标区间内,产出波动较小,实现了低而稳定的通货膨胀率。

提高透明度。泰国银行通过完善信息披露制度加强信息披露,采用先进的预测方法提高预测水平,不断提高货币政策的透明度。

3.4 菲律宾:精心设计通货膨胀目标制

菲律宾中央银行于2002年1月实施通货膨胀目标制。菲律宾的通货膨胀目标制包含远近两重目标,即央行同时宣布未来两年的通货膨胀目标,保证货币政策在波动较大的环境中仍然具有较强的连续性,以稳定金融市场运行,并合理引导公众预期。货币政策工具以隔夜回购利率主。

确定通货膨胀的衡量指标。菲律宾采用公众消费者物价指数作为通货膨胀目标的衡量手段。通货膨胀目标数值或区间。菲律宾的通货膨胀目标由菲律宾中央银行与政府共同制定。实施通货膨胀目标制时,菲律宾通货膨胀率降到了4%左右。2002年通货膨胀目标为5%-6%,实际水平为3.1%(以CPI衡量),比通胀目标区间的下限低2%,主要因为粮食和能源价格较低;当年的GDP增长率超过3%。2003年为4.5%-5.5%,实际通胀率也为3.1%,GDP增长4.5%。

免责条款。菲律宾中央银行目前的免责条款主要包括:(1)未加工食品的价格波动;(2)石油相关产品的价格波动;(3)政府政策的重大变化对物价产生的直接影响,如税收结构、税收优惠、税收补贴的变化;(4)对经济影响较广的自然因素。通过免责条款增强政策的灵活性,以更好地应对外部冲击。

3.5 东亚四国通货膨胀目标制的特点及效果

首先,东亚四国建立通货膨胀目标制的初始条件并不理想,但通货膨胀目标制的框架内容基本完整。表1和表2分别总结了东亚四国通货膨胀目标制基本特征和实施效果等内容。

第二,通货膨胀目标制的引入提高了货币政策的透明度以及央行的责任性。货币政策透明度的提高有助于加强与公众的交流,引导公众关于通货膨胀的预期;强化中央银行的责任性,促进央行独立性的进一步增强。

第三,东亚四国结合各自的实际情况,设计适合本国的制度,使通货膨胀目标制不仅在发达国家也在发展中国家较顺利实施,并达到了降低、保持低通胀的目的,助力经济发展,回答了关于通货膨胀目标制能否在发展中国家实施的问题,还为其他的新兴市场经济体采用这种货币政策框架提供了经验。

综上所述,通货膨胀目标制在东亚四国的实践取得了初步的成功,各经济体建立了制度要素基本健全的货币政策框架,使东亚四国在亚洲金融危机后控制通货膨胀水平,稳定物价,促进经济发展。

4 结论

通货膨胀目标制对东亚国家提出了一些实施障碍。不过,在许多案例中,东亚经济体并不比那些早在九十年代就采用这种制度的经济体所面临的障碍更大。

缺少精确的预测和分析框架不能被视作望而却步的障碍。从十来年的通货膨胀目标制经验中学习能让现在采用通货膨胀目标制的中央银行比十年前的同行们实施得更好。然而,采用通货膨胀目标制并不能立刻治愈通货膨胀问题。

在实施通货膨胀目标制的实践过程中,应该结合本国实际情况精心设计通货膨胀目标制,并借鉴发达国家的成功经验。

在采用通货膨胀目标制时必须满足一定的必要条件。最重要的是中央银行应具有追求通货膨胀目标的独立性以及不受财政控制的束缚。第二点是应该由中央银行及政府对通货膨胀目标进行承诺。没有政府的支持,制度的公信力将被削弱,并且中央银行实现通货膨胀目标的能力也会打折。

参考文献

第3篇：通货膨胀的特征范文

[关键词]外汇储备；通货紧缩；通货膨胀；中央银行

一、引言

2015年第三季度我国GDP同比增长6.9%，2015年第四季度为6.8%，连创6年来新低。低于7%的经济增长速度表明当前我国经济面临着较大的下行压力。在此情形下，我国通货膨胀水平也在连年降低。国家统计局的数据显示，我国的居民消费者价格指数近两年一直在较低水平徘徊，甚至在2015年1月跌至0.8%。中国人民银行行长周小川在2015年博鳌亚洲论坛上表示，“中国的通货膨胀也是在下降，因此我们必须要谨慎、警惕看一下通货膨胀趋势是不是会继续持续下去，是不是会出现这种通货紧缩的情况。”而伴随着通货膨胀水平的不断下降，我国外汇储备也在2015年出现了连续十个月下降的局面。2015年12月，我国外汇储备余额为33303.62亿美元，较上月再度“缩水”1079亿美元，是我国后金融危机时期单月最大降幅。在当前我国面临着经济下行、通货膨胀不断收缩的局面下，央行结构性减储行为对于我国通货膨胀水平有何作用，是否会进一步加剧我国通货膨胀收缩的不利形势，这将是本文研究的重点。

对于通货膨胀与外汇储备之间的关联，国外学者主要从长期的角度进行研究。Heller分别从发达国家和发展中国家、固定汇率和浮动汇率两个维度进行了实证研究，他发现外汇储备和通货膨胀之间存在正相关性，并且两者互为格兰杰原因。Bahmani-Oskooee和Alse通过大量数据证实两者之间仅存在长期协整关系，而且互为因果关系。Monacelli和Sala利用英、法、美、德四国从1991-2004年的经济数据，研究了国际因素对一国通货膨胀的动态影响，实证结果显示国际因素对通货膨胀的影响达到15%～30%。从以上的研究可以看出，国外学者比较集中的观点是基于长期的角度外汇储备对于通货膨胀具有正向影响效应。

国内学者对于通货膨胀与外汇储备之间的关联主要有以下两种观点。第一种，外汇储备对于通货膨胀具有正向影响效应。曲强等基于货币数量论构建了SVAR模型。他们的实证研究表明，中国的外汇储备变动对于通货膨胀具有显著的正向影响效应。惠晓峰和王馨润通过构建VAR模型，深入研究了外汇储备、货币供给量与通货膨胀这三者之间的相互关联。研究发现，外汇储备每变化1%会引起通货膨胀同向变动0.048%，对通货膨胀的贡献程度为19.697%，且存在2期最大滞后；此外，外汇储备与货币供给互为格兰杰因果，且三者之间的相互关联存在显著的阶段性特征。王三兴等采用状态空间模型以及协整分析的方法，发现外汇储备、货币供给量、汇率以及汇率制度是通货膨胀的格兰杰原因。第二种，外汇储备对于通货膨胀没有任何影响，两者不存在显著的关联。高瞻通过实证研究发现，外汇储备对于我国通货膨胀的影响是微弱的，尽管外汇储备可以通过货币供给进而引起通货膨胀，但外汇储备对于通货膨胀的冲击影响是非常小的。可以看出，国内学者比较侧重基于短期视角来研究外汇储备与通货膨胀之间的关联，并且对于这两者之间的关联并没有形成统一的结论。

基于上述相关研究的结论与推断，本文将从理性预期假设的视角出发，推导开放经济下的卢卡斯总供给模型，并结合外汇储备与汇率之间的关系以及中央银行的社会福利方程，获取我国外汇储备对通货膨胀影响的计量模型。进一步通过门限模型分析我国当前外汇储备对于通货膨胀的非线性作用机制，以此针对现阶段我国对于通货膨胀的管理与调控给出相应的政策意见。

二、外汇储备对于通货膨胀影响机制的理论模型分析

根据Barro和Gordon、Lin和Wang的相关研究，本文采用卢卡斯总供给方程来刻画总产出变动。具体方程形式如下：

yt=a（πt-πet）+b（St+πft-πt）+εt （1）

其中：yt为总产出增长率；πt为通货膨胀率；πet为通货膨胀率预期；πft为国外通货膨胀率；St为汇率变化率；εt是实际产出冲击。

在方程（1）中，有两个因素将对产出增长率产生影响。第一个因素是“货币惊异效应”。它是指如果实际通货膨胀率高于预期通货膨胀率，那么实际工资水平就将低于预期工资水平，而按照预期工资提供的劳动将促使实际产出提高，因此对应的系数满足约束条件：a>0。第二个因素是“汇率效应”，描述汇率对劳动力市场和产品市场的影响机制。Gourinchas的实证研究表明，汇率对就业和产出具有显著影响。然而，“汇率效应”并不能完全由本国控制，因此通常将其视为外生变量，这导致“汇率效应”的系数符号也无法事先确定。

假设中央银行对汇率的调节是通过外汇市场操作进行的，将中央银行对外汇储备的干预表示为：

St=k・FRt （2）

其中，FRt是中央银行的外汇储备变化率。中央银行通过购买外汇使外币升值同时令本国货币贬值，因此k>0。

将中央银行政策操作的损失函数表示为如下的二次函数形式：

其中：y是产出目标增长率；λ1，λ2表示产出增长率波动和汇率波动的影响强度。将方程（1）和（2）代入方程（3），并求解损失极小化的通货膨胀率：

这里，如果аπt/аFRt>0，央行就可以通过降低外汇储备来降低国内通货膨胀率；倘若аπt/аFRt

对方程（5）进行化简，我们可以得到新的方程形式：

πt=β1+β2FRt+β3πft+et （7）

其中：

在对于我国通货膨胀与外汇储备之间关联的研究中，不少专家、学者通过研究发现这两者之间的关联存在显著的非线性特征。惠晓峰和王馨润通过研究发现，尽管外汇储备、货币供给量与通货膨胀三者之间存在正向相关关联，但是这三者之间的关联存在显著的阶段性特征，具体表现为在2008-2011年全球金融危机时期，外汇储备、货币供给量与通货膨胀这三者之间的相关关联变得十分不显著，这也就意味着金融危机大大削弱了外汇储备对于通货膨胀的拉动效应。因此，本文认为在经济周期的不同阶段，外汇储备对于通货膨胀的作用机制将会发生显著的变化。本文接下来将针对式（7）进行扩展，在模型中引入非线性特征。具体而言，本文选取经济增长率与通货膨胀率作为本文研究的门限变量，这样处理有利于深刻揭示在经济周期的不同阶段外汇储备对于通货膨胀的作用机制将会发生怎样的变化。如下所示：

这里，Ii（gt，πt），i=1，2，3，4代表示性函数，当其满足括号内的约束条件时Ii（gt，πt）=1；反之，Ii（gt，πt）=0。gt与πt代表门限变量，其中gt是经济增长率，为第一门限变量，而πt是通货膨胀率，为第二门限变量，γ1，γ2，γ3分别代表相应的门限值。et为独立同分布的残差项，其均值为0，方差为σ2e。

如果通过计算得出第一门限值的门限效应显著时，本文可以通过第一门限值将样本进行分割，并在每一个子样本内继续计算得出第二门限值，估计原理相同，因此本文在此仅针对式（8）中经济增长的门限效应给出门限值的估计方法，并对假设检验的方法进行说明。式（8）中经济增长的门限效应表示如下：

本文主要参照Chan和Hansen提出的格栅搜索法来估计门限值。具体而言，将样本按照门限变量的升序排列，依次选取门限变量观测值中间的80%作为潜在门限值，并代入式（9）求出残差平方和，则门限值的一致估计量就是使得残差平方和最小的门限值。将残差平方和表示成S1（Y1），则门限值的一致估计量Y1，由下式给出：

γ1=argminS1（γ1） （10）

式（9）作为非线性方程存在一个问题，那就是很可能存在伪回归的现象，因此本文要针对式（9）中是否存在门限效应进行假设检验，如果存在，则需检验门限效应的显著程度。传统的假设检验方法在这里并不适用，这是因为在不存在门限效应零假设的前提下，门限变量是无法被识别的。因此，传统方法所要构建的统计量大样本分布不再服从卡方分布，这便意味着构建的统计量不再渐进有效。因此，本文参照Hansen拉格朗日乘数法（Lagrange Multiplier）先对假设检验统计量进行转换，再通过自举样本法（Bootstrap）得到构建统计量的值。Hansen证明了通过拉格朗日乘数法以及自举样本法得到的值是渐进有效的。因此本文采用上述方法检验门限效应是否存在。具体而言：

针对式（9），如果经济增长的门限效应不存在，其对应的零假设为：

H0：αi1=αi2，i=1，2，3 （11）

相应的备择假设为：

H0：αi1≠αi2，i=l，2，3 （12）

令S0和S0分别为在零假设H0及备择假设H1的条件下式（9）的残差平方和，则本文构建检验门限效应是否存在的统计量为如下形式：

Hansen通过研究发现，当门限效应存在时，门限变量的估计值γ1与现实中门限变量值γ2是一致的，但是门限变量估计值的F统计量并不服从标准的正态分布。因此Hansen采用极大似然比法推导出F统计量的渐进分布，并满足如下似然比检验：

三、通货膨胀与外汇储备之间非线性关联机制的计量分析

（一）变量的数据来源及处理方式

本文选取了我国1995年第一季度至2015年第三季度的经济数据作为样本，国外通货膨胀率使用国际货币基金组织公布的世界通货膨胀率数据，其他数据来源为中国经济统计数据库。相关变量均通过Eviews 6.0软件中X12季节调整模块的乘法模型进行了季节调整。具体变量数据说明如下：（1）通货膨胀率（πt）。本文通货膨胀率根据消费价格指数（CPI）数据计算得到。具体做法是：首先根据月度同比消费物价指数，将季度内每个月份的消费物价指数进行算术平均，并将平均值作为季度的消费物价指数；然后通过季节调整得到季度CPI；最后根据公式πt=（CPI-1）×100%计算得出季度通货膨胀率。（2）外汇储备增长率（FRt）。本文首先将外汇储备的季度值进行季节调整，通过季节调整过的外汇储备计算出外汇储备的季度同比增长率。（3）国外通货膨胀率（πft）。本文的国外通货膨胀率根据国际货币基金组织公布的世界通货膨胀率数据计算得出，国外通货膨胀率同样经过了季节调整。（4）经济增长率（gt）。本文选取GDP的实际增长率作为经济增长的变量。具体而言，本文以1994年的价格为基期，分别计算出每季度的实际GDP，将每季度的实际GDP通过季节调整后计算得出实际季度GDP同比增长率。

（二）平稳性检验

为了避免在回归分析中出现伪回归的问题，本文需要针对门限模型中的每一个变量进行平稳性检验。Hansen提出的检验门限效应是否存在的假设检验方法具有一个重要的前提假设，即模型中的相关变量必须是平稳的，不包含单位根。因此，为了保证采用门限模型来研究通货膨胀与外汇储备之间的关联是适宜的，本文采用ADF单位根检验法与Phillips-Perron单位根检验法对模型中所涉及的相关变量进行平稳检验，检验结果由表1给出。表1的结果显示，所有的经济变量均在10%的显著水平下拒绝了零假设，这说明模型中所有的变量都通过了平稳性检验。因此，本文采用门限模型来研究通货膨胀与外汇储备之间的门限效应具有适宜性。

（三）实证结果

本文选取了我国1995年第一季度至2015年第三季度的季度数据作为研究样本，共包含了83个样本容量，通过经济增长率将总样本分割得到的两个子样本的容量分别为49与34。由于在经济增速较慢的区制内样本容量为34，因此出于统计学有效性的角度，本文在经济增速较慢的区制内不再选取通货膨胀率进行第二次样本分割。在此，本文将式（8）进行了相应的变换，如下所示：

式（15）便是本文研究的模型。表2给出了我国经济增长与通货膨胀门限效应检验结果的LM检验值与渐进p值，从表2的估计结果中可以看出，经济增长门限效应检验结果的LM检验值为22.7734，对应的p值为0.003，即在1%的水平下拒绝了零假设，这也就意味着在1%的水平下本文认为我国通货膨胀与外汇储备之间确实存在经济增长的门限效应。通货膨胀门限效应检验结果的LM检验值为21.8614，对应的p值为0.008，即在1%的水平下拒绝了零假设，这也就意味着在1%的水平下本文认为当经济处于高速增长时期时，我国通货膨胀与外汇储备之间确实存在通货膨胀的门限效应。此外，表2还给出了相应的经济增长的门限值为9.0929%，通货膨胀的门限值为3.2421%。

接下来，本文给出了检验经济增长门限效应是否存在的统计量的图像与95%的置信区间的图像。图1是检验经济增长门限效应是否存在的统计量图像，图2是经济增长的95%的置信区间的图像。图3是检验通货膨胀门限效应是否存在的统计量图像，图4是通货膨胀的95%的置信区间的图像。图中，实线分别表示的是经济增长率与通货膨胀率的标准化似然比序列，虚线分别表示的是经济增长与通货膨胀的95%的置信区间。从图2中可以看出，经济增长的门限估计值使得标准化似然比序列达到了最小，此时对应的经济增长率的门限估计值为0.09029。进一步从图2中可以看出，虚线下方的实线部分表示的是经济增长率95%的置信区间，通过计算本文可以得到经济增长率的95%的置信区间为г*=[0.085368，0.092743]。同样，根据图4的显示，本文计算出通货膨胀率的95%的置信区间为г*=[0.031425，0.032681]。这样的结果表明，本文有充分的证据来证明在原先的样本区间内我国通货膨胀与外汇储备增长之间确实可以通过经济增长与通货膨胀进行区制划分，这也充分证明了本文关于我国通货膨胀与外

本文接下来将针对我国外汇储备对于通货膨胀的作用机制进行深入分析，并依据经济增长将样本进行了第一次样本分割，并分别在总样本与三个子样本中进行最小二乘回归，这样处理是为了便于比较分析不考虑门限效应与考虑门限效应时我国通货膨胀与外汇储备关联性之间的差异。具体的估计结果由表3给出。

从表3的估计结果中可以看出，外汇储备对于通货膨胀的作用机制在不同的经济增长区制与通货膨胀区制内是大相径庭的。当不考虑经济增长与通货膨胀的门限效应时，外汇储备对于通货膨胀的贡献度为0.0582，表明外汇储备同比增长率每上升1%，便会引起通货膨胀率上升0.0582%。此时，整个模型的R2为0.7431，拟合程度较为理想。可以看出，在全样本范围内，我国的通货膨胀与外汇储备之间呈现出一种正向相关关联，这与从卢卡斯总供给模型推导出的通货膨胀率与外汇储备增长率之间的相互关联是吻合的。当考虑到经济增长与通货膨胀的门限效应时，外汇储备对于通货膨胀的作用机制发生了很大的变化。

1.针对区制1的情况，可以从表3的结果中看出，外汇储备对于通货膨胀的作用机制发生了显著的变化。当经济增长率小于门限值时，无论是外汇储备对于通货膨胀的系数-0.0061，还是整个样本的拟合程度R2为O.0993均不显著，这表明当经济处于紧缩期时，外汇储备对于通货膨胀的作用机制是十分不显著的，此时外汇储备对于通货膨胀不再具有拉动效应。

2.针对区制2的情况，当我国处于高速经济增长、低通货膨胀的理想经济阶段时，外汇储备对于我国的通货膨胀同样不存在显著的拉升效应，这表明当我国经济增速较高、通货膨胀较低时，我国外汇储备增长率对于通货膨胀的贡献程度是较小的，此时我国的通货膨胀成因主要来自于其他方面，从卢卡斯总供给模型推导出的通货膨胀率与外汇储备增长率之间的相互关联不再适用于我国经济的实际状况。

3.针对区制3的状况，当我国经济处于高速增长阶段、高通货膨胀时，外汇储备对于通货膨胀具有显著的拉动效应，外汇储备与通货膨胀之间的系数为0.0986，与之前全样本以及区制1与区制2外汇储备对于通货膨胀的系数表现出显著的提升。以2011年第二季度为例，我国外汇储备增长率为26.7285%，通货膨胀率为5.7105%，而通货膨胀率中有2.6354%是来自于外汇储备的增加，因此外汇储备的增加对当期实际通货膨胀的贡献程度高达46.2%。

以上数据表明，当我国处于高速经济增长、高通货膨胀时期，我国的通货膨胀主要来源于外汇储备增长率，是典型的国际输入型通货膨胀，外汇储备的增加促使货币当局过量发行货币进而导致了较为显著的通货膨胀。而此时，货币当局通过调节外汇储备来实现对通货膨胀的控制与管理是十分有效的。

图5给出了我国自1995-2015年的通货膨胀与外汇储备的走势。

1.从图5中可以清晰地看出，总体上我国通货膨胀率与外汇储备增长率保持了同向的变动，表明在全样本范围内从卢卡斯总供给模型推导出的通货膨胀率与外汇储备增长率之间的相互关联是吻合的。

2.本文发现当我国处于高增长、高通胀的区制内时，我国的外汇储备与通货膨胀均处于相邻时期内的较高水平，并且二者走势趋于一致，表明我国外汇储备与通货膨胀之间存在高度的正向相关关联，此时我国较高的通货膨胀率大部分来自于外汇储备的增长，属于典型的国际输入型通货膨胀。

3.从图5中还发现，1998-2002年以及2012年之后，我国进入了低速增长时期，这两段时期外汇储备增速的走势与通货膨胀率的变动趋势产生了显著的差异，表明当我国处于低速增

通过分析发现，在我国1998-2002年期间，我国经济增长大幅度下滑，随之而来的是我国出现了轻微的通货紧缩局面，这主要是受东南亚金融危机的影响。我国政府为了保证香港外汇市场以及资本市场的稳定，斥资1000亿港元平准基金采取了救市行动。这使得我国外汇储备增速在短期内急剧下降，并导致外汇储备对通货膨胀的影响方向也发生了相应改变，此时，通货膨胀与外汇储备间的作用机制与固定系数“卢卡斯总供给方程”的描述相悖。具体表现为：外汇储备增速的下降对于通货膨胀率不再具有显著的影响，这两者之间不存在任何显著的相关关联。这主要是因为：外汇储备的负增长会显著降低一国对国际金融风险的抵御能力，同时使我国的国际购买力水平下降，这会引起短期内的供给不足，造成通货膨胀率不再与外汇储备增速同方向的变动，这两者之间便不存在显著的相关关联。东南亚金融危机平复后，外汇储备对通货膨胀的正向影响效应稳步上升，形成了持续增强的拉动效应。然而，在2008年美国次贷危机爆发过后，我国外汇储备增速与通货膨胀之间的依存机制再度发生转变，尤其是在2012年之后，外汇储备增速大幅度下降，而通货膨胀率的变动则较为平稳。这些事实表明我国经济在遭遇外部冲击时，外汇储备增长对于通货膨胀的作用机制发生了显著的改变。通过以上分析本文认为，我国当前面临着产能过剩的不利局面，属于典型的需求约束型经济，而外汇储备的下降不会对于我国当前持续低水平的通货膨胀产生显著的下拉效应。因此，我们应理性看待当前央行的结构性减储行为，不必过分担心央行的结构性减储行为对于我国当前通货膨胀收缩局面所产生的不利影响。

四、结论

本文选取我国1995年第一季度至2015年第三季度的经济数据，深入研究了我国通货膨胀与外汇储备之间的非线性关联，主要得出以下几方面的结论。首先，在全样本范围内，外汇储备增长率能够导致通货膨胀水平的提升，表明由卢卡斯总供给模型所推出的通货膨胀与外汇储备增长率之间的相互关系与我国实际的经济运行状况是高度吻合的。其次，我国通货膨胀与外汇储备之间存在显著的经济增长门限效应。具体而言，当我国经济高速增长时外汇储备增长率对于通货膨胀的贡献程度要显著高于不考虑经济增长门限效应与经济低速增长时外汇储备增长率对通货膨胀的贡献程度，这表明当我国处于高速经济增长时我国的通货膨胀主要是国际输入型通货膨胀，外汇储备的增加促使货币当局过量发行货币进而导致了较为显著的通货膨胀，此时，货币当局通过调节外汇储备来实现对于通货膨胀的控制与管理是十分有效的。但是当我国经济低速增长时，外汇储备增长率对于通货膨胀的作用机制发生了显著的变化，外汇储备增长率与通货膨胀之间不存在任何显著的相关关联。最后，当我国处于高速经济增长时期，我国通货膨胀与外汇储备之间存在显著的通货膨胀门限效应。具体而言，当我国通货膨胀水平较高时，外汇储备增长率对于通货膨胀的影响要显著高于通货膨胀水平较低时外汇储备增长率对于通货膨胀的影响，较高的通货膨胀主要是来自于外汇储备的增长，即外汇储备的增加促使货币当局过量发行货币进而提升通货膨胀水平；但是当通货膨胀水平较低时，外汇储备增长率对于通货膨胀的作用机制不再显著。

我国现阶段外汇储备下降的趋势已然形成。随着经济全球化的加深，人民币国际化进程也在不断加快，我国对他国储备货币的需求将会大幅下降。同时，全球资本配置格局也出现了新变化：外国直接投资和国际游资都将出现净流出状态，从而带动我国外汇储备净额持续下降。在外汇储备大幅度减少的情况下，外界开始担心中国要为人民币汇率的稳定和遏制外资出逃付出巨大的代价，并且认为外汇储备的持续下降是导致我国现阶段经济增速下滑、通货膨胀收缩的主要原因。但是通过本文的研究结果可以看出，外汇储备的持续性下降对我国当前经济增速下滑、通货膨胀收缩的影响仍处于可控范围。事实上，无论中国外汇储备减少的趋势是否持续，我国外汇储备的规模都足以保障当前国内经济的平稳运行以及人民币汇率的相对稳定。

第4篇：通货膨胀的特征范文

关键词： 通胀惯性；通货膨胀的波动性; 杠杆效应; CPI

中图分类号：F830 文献标识码： A 文章编号：1003-7217(2012)02-0008-06

一、引 言

由于通货膨胀对宏观经济运行和金融市场发展都有重要影响，因此，国内外学者对它进行了广泛研究，得出一系列成果。蔡纯（2010）利用条件异方差模型分析了2007年次债危机以来主要大宗商品价格变动情况，研究表明不同商品期货市场的有效性略有差异，主要商品收益波动均具有积聚效应与杠杆效应［1］。张成思（2008）分析了1980~2007年中国通货膨胀情况，研究表明在低通胀环境下我国通货膨胀仍然呈现相当高的惯性特征［2］。李敏、王相宁（2008）研究了1987~2008年我国通货膨胀率的动态波动路径，研究结果表明我国的通胀惯性在低通胀区制时弱，在温和、高通胀区制时强［3］。艾慧（2010）认为通货膨胀理论的核心部分是传导机制，而治理通胀的根本途径是采取措施调控货币需求和削弱通胀预期的影响，以改变微观主体行为［4］。

Fuhrer，Jeffrey（1995）研究认为，通货膨胀惯性强与弱对货币政策的滞后效果有决定性的影响［5］。

Engle（1982）提出ARCH 模型，并且认为该模型集中反映了金融数据时间序列方差波动特点［6］。Bollerslev（1986）证明广义自回归条件异方差模型，即GARCH 族模型能够更好地刻画收益序列残差项的异方差性［7］。Nelson，Daniel （1991），Black（1976）从理论和经验两方面阐明了利好消息与利空消息对股市的不对称影响［8，9］。Nelson，Daniel（1991）也首次提出了非对称波动性的EGARCH 模型［9］。Engle（1993）比较了允许利好消息和利坏消息对未来的波动性有不同影响的非对称波动性模型［10］。

虽然国内外学者就通货膨胀的形成、惯性、演化机制等问题从不同侧面和角度进行了有成效的研究，但是这些研究在整体上缺乏对通货膨胀特征的关注，而这个问题对帮助货币当局就通货膨胀治理建立一个理性的期望、选择有效的政策着力点是至关重要的。为此，本文在借鉴上述研究的基础上，拟采用条件异方差模型结合我国1994年1月~2009年12月的居民消费价格指数对中国通货膨胀的动态演化特征情况进行研究，以期揭示中国通货膨胀的演化机制及其内在规律并提出相应的政策建议。

二、模型的选择与分析思路

1.ARMA模型。ARMA（p,q)表达式为:

ut=c+∑pi=1φiut－1+εt+∑qj=1θjεt－j（1）

其中ut为平稳时间序列，ut－1为滞后随机变量，误差项εt为白噪声，c为常数项，φi、θj为参数。

2.ARCH模型。ARCH（p)条件方差函数为：

σ2t=ω+∑pi=1αiu2t－j（2）

ARCH模型通过对过去p期非预期回报ut的平方的方差的移动平均来捕获回报序列的条件异方差。该模型是由Engel于1982提出。

3.GARCH模型。GARCH(p,q)表达式为:

εt=σtet et～i.i.d.N(0,1)

σ2t=ω+∑qj=1βjσ2t－j+∑pi=1αiu2t－j（3）

其中σ2t=E(u2tFt－1)，Ft－1为t时刻以前的全部信息。当q=0时，GARCH模型即为ARCH(P)模型。GARCH(p，q)过程是平稳过程的充要条件是α(1)+β(1)＜1，当p=q=1，α(1)+β(1)=1时，GARCH(1，1)即转化为IGARCH(1，1)模型。

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

4.TARCH模型。其条件方差方程表达式为：

σ2t=ω+∑qj=1βjσ2t－j+∑pi=1αiu2t－j+

∑rk=1γku2t－kI－t－k（4）

当ut＜0时，I－t=1，说明坏消息有一个更大的冲击，即(αt+γt)倍的冲击；ut>0时，I－t=0，说明好消息的冲击要小，只有αt倍；当γk＜0时，则表明市场对坏消息的反应更强。该模型是由Zakoian于1990年提出。

5.EGARCH模型。其条件方差方程表达式为：

log(σ2t)=ω+∑qj=1βjlog (σ2t－j)+

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

等式左边是条件方差的对数，说明杠杆影响是指数的，该模型是由Nelson于1991年提出的。当γk＜0并且通过显著性检验，则表明市场存在非对称效应，即杠杆效应。

首先,把CPI指数随时间推移而形成的数据序列看作是一个随机序列，利用ARMA模型可以挖掘CPI指数序列自身变动规律。其次,把CPI指数序列看成一个均值为零，方差随时间变化的正态分布，利用ARCH模型可以把CPI指数序列的波动集群性表现出来。然后,利用GARCH模型可以反映出CPI指数序列的长期记忆性质。最后,利用TARCH、EARCH模型可以把好、坏消息对CPI指数序列影响的非对称效应表现出来。

财经理论与实践(双月刊)2012年第2期2012年第2期(总第176期)王祥兵，严广乐等：中国通货膨胀的波动性与杠杆效应研究基于条件异方差模型的实证分析

三、中国通货膨胀特征的实证分析

1.样本选取与数据处理。

本文数据来自国家统计局网站所公布月度数据，样本选自1994年1月~2009年12月的月度CPI指数，样本容量192个。以Y代表CPI月度指数，先采用X-12方法对Y进行季节调整，调整后数据减去100记作X，对X一阶差分记作DX。文中所用工具为Eviews6.0.

表1中的统计结果显示，序列X有尖峰厚尾的分布特征(序列呈现偏态、峰度系数大于3)，Jarque-Bera检验显示非正态性，这些初步表明，序列X可能存在ARCH现象。

3.X序列平稳性检验。

如果采用非平稳序列来建立各种统计模型，就会出现虚假回归问题，因此，在进行ARCH、GARCH等效应检验之前，需要对X、DX序列进行单位根检验（见表2），本文采用的方法为扩大的迪克-福勒检验(ADF检验)。

由表2可知：在显著性水平为1%的条件下，序列X的ADF 检验值大于相应的临界值，说明序列X是非平稳；而序列DX通过检验，拒绝存在单位根的原假设，说明DX序列是平稳的，从而序列X是一阶单整的，即是I(1)，ADF检验法有效。

4.建立ARMA模型。

DX时间序列是平稳的，因而建立ARMA模型是合适的。考虑建立ARMA(1，1)、AR(1，12)、AR(1)、MA (1)模型。通过计算和比较四个模型的AIC、SC值发现模型AR(1，12)的值较小（见表3），根据AIC准则，以及DX时间序列的自相关、偏相关函数分析图，初步确定建立以下方程：

DXt=α1DXt－1+α12DXt－12+εt（6）

借助于Eviews6.0软件，可得序列DX 拟合的函数表达式为:

DXt=0.3581DXt－1－0.289DXt－12+εt

T-Statistic (5.403) (-4.585)

R2=0.1975 DW=2.083

以上模型表明：

(1)序列DX的均值方程有滞后期为12的滞后项，这表明我国的CPI指数的当前走势对未来一年的CPI指数走势都会产生影响。

(2)本模型的计量结果也说明我国的通货膨胀一旦受到外部冲击偏离预期目标，通常一般需要一年或更长时间才能返回到预期水平。

(3)由于序列DX的均值方程有滞后期为12的滞后项，表明我国的通货膨胀影响持续的时间很长，通货膨胀对政策变化的反应速度较慢，即我国的通胀惯性很强，因而在这种情况下，我国的货币政策的效果必然存在着极大的滞后效应。

5.ARCH效应检验。

图1是DX的残差图，观察DX的残差图可以初步判断有波动集现象存在于序列DX中: 较大或较小幅度的波动后会相应地紧随着较大或较小幅度的波动，这说明误差项可能具有条件异方差性。对序列DX的回归方程残差序列进行滞后阶数为1的ARCH-LM检验。F统计量值为5.354，R2值为0.0295，其中：

F=5.354＞F0.05(1,178－1－1)=3.84

LM=TR2=178×0.0295

=5.255＞x20.05(1)=3.841

F和LM统计量所对应的概率值都小于0.05，可知F和LM的值都落在相应临界值的右边，因此拒绝原假设，说明DX残差的平方序列存在1阶自相关，即DX的回归方程残差序列存在ARCH效应。如果对DX的回归方程残差序列进行滞后阶数为12的ARCH-LM检验，序列DX也可通过检验，说明序列DX存在高阶ARCH效应（GARCH效应），于是考虑建立GARCH模型。

6.建立GARCH模型。

由于序列DX的回归方程残差序列存在高阶的ARCH效应，可对序列DX建GARCH(1，1)、IGARCH(1，1)模型。通过计算和比较两个模型的AIC、SC值发现IGARCH(1，1)的值较小（见表4），根据AIC、SC准则，可对序列DX建立如下IGARCH(1，1)模型：

均值方程：

DXt=0.3927DXt－1－0.3052DXt－12+εt

Z-Statistic (9.358) (-7.252)

方差方程：

2t=－0.03082t－1+1.03082t－1

Z-Statistic (-36.87) (1233.513)

R2=0.196对数似然值=-171.75

AIC=1.95 SC=2.006

以上模型表明：

(1)序列DX的方差方程中也有滞后项，进一步表明中国CPI指数的当前走势会对未来的走势产生影响。这种信息没有及时被市场获取，反映在当期的DX序列中，符合本文的自相关检验结果，DX序列的自相关性也很强。

(2) 序列DX的方差方程中:α+β=1，表明在经济开放和转型条件下，外部经济冲击对中国CPI指数有持续的影响，并且冲击对条件方差也产生持久影响。

(3)运用IGARCH(1，1)模型后，再对方程进行ARCH－LM检验已经不再显著。

7.非对称ARCH模型的建立。

中国的通货膨胀不仅具有波动集群性，而且具有非对称性，即杠杆效应。下面通过建立非对称的GARCH模型的进行实证研究。利用Eviews6.0软件进行估计可得序列DX 的TARCH、EGARCH模型。通过计算和比较两个模型的AIC、SC值发现模型EARCH(1，1)的值较小（见表5），为有效说明中国的通货膨胀的非对称性，根据AIC、SC准则，可对序列DX建立如下EGARCH(1，1)模型：

均值方程：

DXt=0.4308DXt－1－0.3231DXt－12+εt

Z-Statistic (7.012) (-7.053)

方差方程：

ln (2t)=－1.568+0.591t－1t－1－

Z-Statistic (-6.534) (2.959)

0.231(t－1t－1)－0.203ln (2t－1)

(2.015) (-0.793)

R2=0.191对数似然值=-168.21

AIC=1.946S C=2.053

以上模型表明：

(1)序列DX的方差方程中杠杆效应项γ=－0.231，且显著不等于零，说明中国的通货膨胀的具有显著非对称性效应。

(2)序列DX的方差方程中α=0.591，当ut－1>0时，该信息冲击的条件方差的对数有一个0.591+(－0.231)=0.36倍的冲击；当ut－1＜0时，它给条件方差的对数带来一个0.591+(－0.231)×(－1)=0.822倍的冲击。

(3)对于序列DX，负的冲击（使物价上涨的因素）所产生的波动性要远大于正的冲击（使物价下降的因素）的波动性。

四、实证结果的分析及其经济机制

由于宏观总量总是由微观个量组成，因而宏观经济现象不可能离开其微观基础而存在，对宏观货币经济现象的调控也必然要依赖于其现实的微观基础和制度条件。基于此，下面将从理论分析视角讨论中国通货膨胀特征的微观机制和政策价值。

1.通胀惯性。在以上的AR(1，12)、IGARCH(1，1)、EGARCH(1，1)模型中，均值方程、方差方程中都含有滞后项，特别是均值方程有滞后12期的滞后项，这说明中国CPI指数的当前走势对未来的走势会产生影响。因而我国居民的通货膨胀预期受实际通货膨胀及其滞后序列的影响较大。当期实际通货膨胀的波动会对下一期的通货膨胀预期产生正的影响，且这种影响会持续1年左右的时间，即消费者在形成通货膨胀预期时，会考虑一年以来的通货膨胀历史情况。模型AR(1，12)的计量结果也说明，我国的通货膨胀有很强惯性特征①。由于我国物价指数序列DX的均值方程有滞后期为12的滞后项，说明我国的通货膨胀影响持续的时间很长，通货膨胀惯性很强，即通货膨胀对政策变化的反应速度较慢，在这种情况下，我国的货币政策的效果必然存在着极大的滞后效应。因而我国货币当局在进行反通货膨胀的货币政策时，应充分考虑我国通胀惯性强的特征，对通货膨胀抬头趋势的适度警觉，以应对强通胀惯性环境下的货币政策滞后效应［2］。

2.波动集群性。

在IGARCH(1，1) 方差方程中，β表示系统波动的记忆性， β越大说明系统记忆性越强，当β为正则说明系统会通过非线性机制放大其前期的波动；α表示系统外部冲击对系统波动的影响，当α为正且较大时,表明外部冲击对波动影响较大，而当α为负,表明外部冲击有助于系统稳定；(α+β)表示通胀波动的持续性，当(α+β)＜0，则说明模型收敛，波动对条件方差的影响有限；如果(α+β)=1,则说明外部冲击对条件方差影响持久［11］。根据IGARCH(1，1)模型对中国通货膨胀的估计，β=-1.0308＞1, 这表明我国经济系统具有放大其前期价格波动特性，因而我国价格系统运行不具有自稳定功能，仅依靠市场的力量难以达到价格稳定，必须依靠非市场的政策干预才能实现中国价格系统的平稳运行，这也说明经济转型和开放条件下的中国市场经济还不是很成熟，不具有内生最优演化性［11］。其次α=-0.0308＜0，说明我国经济系统中前期外部冲击能降低本期通胀波动，因而我国的经济干预政策具有稳定价格系统运行功能，这也从实证上说明我国相关经济政策的有效性，为我国政府的经济干预提供理论和实证依据。同时我国通货膨胀波动的持续性(α+β)=1,表明外部经济冲击对价格波动产生了持久影响，这与我国通货膨胀惯性较长特征一致。

3.杠杆效应。

在EGARCH(1，1)中，在方差方程中的系数γ显著异于0，且为负值，反映了中国通货膨胀波动的杠杆效应。负的γ值表明负的冲击（即使物价上涨的因素）和正的冲击（即使物价下降的因素）对市场价格产生影响是不对称的，负冲击(0.822倍)对市场价格的影响往往要比相同规模的正冲击(0.36倍)强烈多。这种杠杆效应主要归咎于市场客体的心里预期即通货膨胀预期。其过程一般包括以下三个方面:（1）消费决策。当消费者形成通胀预期时，为了保值增值，他们会增加耐用消费品或可增值的金融产品，从而使货币需求减少、货币超常供给。（2）企业投资决策。通胀预期下，企业的投资成本降低，在短期内，由于企业投资的增加将导致总需求增加，从而通胀压力进一步加大。（3）生产要素供需环节。当生产要素供给者通胀预期形成时，在签约时供给者会提高生产要素的报酬率，当生产要素需求者同意提高时，被提高的生产要素的报酬率部分会通过生产转嫁到产品价格中，从而形成下一轮的成本推动型通胀；当生产要素需求者不同意提高时，要素需求者减少生产要素的购买，导致总供给减少，这也会使新的通胀压力形成。当通胀预期一旦形成，上述三种途径就会叠加成为新一轮物价上涨的非均衡力量，从而产生更强大的通胀压力，导致物价上涨的“羊群负效应”。而一旦市场价格下降时，由于市场客体的通货膨胀预期的粘性和市场价格的粘性，则会使市场价格向下的趋势变得平缓的多。因此，中国通货膨胀的杠杆效应较为明显。

五、结论与政策建议

以上研究表明，我国通货膨胀具有波动集群性、通胀惯性强、杠杆效应等特征。

波动集群性特征说明外部经济冲击对我国价格波动影响持久，并且经济系统自身会放大其前期的波动，因而经济系统不可能依靠市场的力量达到稳定状态，只有靠外部力量的政策干预才能实现中国价格系统的平稳运行，这也说明中国货币当局进行政策干预价格波动的必要性和重要性。通胀惯性强的特征说明我国通货膨胀对其治理政策变化的反应速度较慢，货币当局必须保持对通货膨胀抬头趋势的适度警觉，加强对货币政策时滞的管理，以减少货币政策滞后效应。杠杆效应说明通胀预期对物价上涨的“羊群负效应”起着很重要的推动作用，因而在物价上涨时，我国公众的通胀预期并非完全理性，货币当局应该加强通胀预期管理和积极引导公众形成良好的、稳定的通胀预期，前瞻性地做好宏观微调准备，以减少高通胀预期对宏观经济运行和货币政策传导的的影响。通过对中国通货膨胀特征分析，可以看出中国通货膨胀特征有深刻政策含义，对通货膨胀治理、通胀预期管理、货币政策安排等都具有相当重要的指导意义和价值：

1.我国通胀惯性强的特征要求增强货币政策的前瞻性，减少货币政策滞后效应。措施如下：首先，应提高货币政策的时效性、增强货币政策的弹性和灵活性，减少货币政策冲击对产出的滞后性。其次,要根据经济形势的演化，适当控制货币供给增长率，减少流动性，同时要合理搭配其他政策工具降低通货膨胀受货币供给量的显著滞后影响。最后,提高中央银行的独立性，缩短货币政策内部决策时滞；提高微观经济主体的敏感性，防止货币政策被扭曲，缩短货币政策外部时滞。

2.杠杆效应说明公众一旦形成了长期高通货膨胀预期，政府就需要花大量精力去改变这种预期，而且宏观经济还会面临长期滞胀的风险。因而政府应加强通胀预期管理，利用经济政策与措施影响远期，以期改变公众通货膨胀预期，让公众确信政府能解决通货膨胀问题，以减少羊群负效应。措施如下：首先,政府应该加强各种信息和政策的披露和共享，增加政策的透明度和可信度、降低公众获取真实信息的成本、提高公众信息的对称性，从而正确引导和调整公众的预期。其次,当通货膨胀出现时，各经济决策部门可以通过协同行动、多种政策协调操作协调来疏导公众的通胀预期心理。

3.本轮通胀是从2010年7月份开始，2011年前四个月的CPI上涨是5.1，5月份达到5.5。本轮通胀是2008年11月以来较长时期货币供应过多的直接结果，过多的货币供应强化了中国经济的粗放扩张，恶化了经济结构，特别是最终消费和居民消费比例在2010年降到最低点，因而形成了强大的通货膨胀压力，同时产品成本增加积累以及国际市场大宗商品上涨进一步强化了通胀压力。中国通货膨胀特征对本轮通胀治理的启示：(1)政府较早承认通货膨胀的出现，确认控制物价上涨是宏观调控首要任务，这是一个强烈的信号，表明中国政府治理通胀的决心和信心，有利于疏导的公众通胀预期心理。(2)本轮通货膨胀率不断攀升，主要因为农产品，特别是食品价格上涨所导致的，也有房地产价格上涨因素。因而要治理中国的通货膨胀，就应针对这两个最主要的源头进行，尽量平衡农产品与房地产市场长期的供求。(3)由于通货膨胀预期具有很强的自我实现性，政府可以通过动用农产品的储备和提高农产品生产力来降低通货膨胀的预期；通过提供保值债权，显示政府治理通货膨胀的决心，改变公众对通货膨胀的预期。(4)政府应为公众提供可靠的防通胀工具，让公众不必通过购买商品来避风险；也可利用人民币升值的优势和降低关税来增加进口，以增加预期的国内供给，从而使低通胀自我实现。(5)货币当局通过不断提高商业银行的法定存款准确金率，可有效降低总体的流动性。到目前我国已经出现16个月的实际存款利率是负的，这会导致中国商业银行的存款流出，可以通过提高长期固定存款的利率，让实际存款利率朝正向发展以减少存款的流出。

综上所述，我国通货膨胀治理过程必须充分考虑我国通货膨胀特征的影响，在其治理政策的制定和实施中要密切关注我国通货膨胀特征各关键因素变化，加强重要消费品供求情况和价格的跟踪与分析工作，及时采用调控措施消除那些与市场制度逻辑不一致的政策传导条件以及对政策信号不能作出理性反应的市场因素。只有这样，才能稳定价格水平，合理引导物价走势，保持我国经济平稳、快速的发展。

注释:

①通胀惯性是指通货膨胀在受到随机扰动因素冲击后偏离其均衡状态的趋势所持续的，因而通胀惯性的强弱决定了通货膨胀对政策变化的反应速度。

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

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

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

第5篇：通货膨胀的特征范文

关键词：后金融危机；通货膨胀；成因；对策

一、引言

2008年下半年后，全球金融危机开始爆发，为此世界各国的经济都陷入了低迷状态。在经济全球一体化程度不断加深、国内市场与国际市场联系更加密切、外汇储备及外商直接投资不断增加的背景下，为了保持我国的经济稳健、激励经济增长，我国实施了积极的财政政策和适度宽松的货币政策，这些政策帮助我国抵御了金融危机、从而率先实现了经济的复苏。然而在经济逐渐改善的同时也引发了一些问题，当前我国经济增速逐步放缓，但物价却不断上涨，诱发通货膨胀的相干因素不断积聚，并最终致使了最近一轮传播范围广且延续时间长的通货膨胀，如图1所示我国2007年-2013年3月的通货膨胀率，这就是后金融危机时代的通货膨胀。恶性通货膨胀对经济的发展是具有破坏性的。为了使经济朝着健康稳定的方向发展，我国要在温和通货膨胀时期采取一定措施防止通货膨胀进一步恶化，从而防范恶性通货膨胀的发生。当前我国通货膨胀率在3%左右，正处于温和通货膨胀时期，因此深入研究后金融危机时代我国通货膨胀的特殊成因具有重要意义。同时我国必须采取一定措施来解决在保持经济增长的同时控制物价上涨的问题。

二、通货膨胀的理论研究

1.通货膨胀定义查阅文献发现，关于通货膨胀没有明确统一的定义。西方经济学家对通货膨胀的定义主要有三点：物价总水平的持续上涨、货币量的过度增长、生产成本增加；国内经济学家普遍认为通货膨胀是指在一定时期内，一般物价水平持续上涨的过程。2.通货膨胀度量一般来说，通货膨胀可以用居民消费价格指数、工业品出厂价格指数、商品零售价格指数、国内生产总值GDP平减指数、原材料、燃料和动力购进价格指数来度量。3.通货膨胀成因通货膨胀成因的理论一般包括：货币因素型；需求因素型；成本因素型；混合因素型；结构因素型；输入因素型；预期因素型。4.通货膨胀程度划分通货膨胀按照程度可以划分为温和的通货膨胀、奔腾的通货膨胀、恶性的通货膨胀。其中温和的通货膨胀是指年通货膨胀率在3%~6%之间，普遍认为温和通货膨胀是经济允许的、合理的通货膨胀；奔腾通货膨胀指在较长时期内，物价水平出现较大幅度的持续上升，年通货膨胀率一般在两位数以上，甚至高达百分之几十，一般认为对经济发展是不利的；恶性的通货膨胀是指月通货膨胀率在50%以上的通货膨胀，表现为货币购买力急剧下降，物价水平的上涨以加速度增长，许多经济学家认为这对一个国家的政治、经济的稳定是破坏性的，甚至还会现社会动荡。

三、后金融危机时代我国通货膨胀的状况及特征

1.国际大宗商品价格传导效应增强国际农产品价格主要通过对期货市场和一些贸易依存度高的农产品的价格影响来影响我国国内的价格。例如，在2010年7月后，国内大连、郑州的商品交易所的粮食期货价格指数全面上涨，而这一定程度上是受芝加哥的商品交易所粮食期货价格上涨影响，这又带动了国内相关商品现货的价格上涨。并且，国际原材料价格的迅速上涨对国内农产品的成本有不利影响，进而导致了国内农产品的价格上涨。2.商品价格上涨为主由图2可知，CPI与PPI变动基本趋于一致，说明以生产资料投资为主导的经济增长是引发近期通货膨胀的主要原因。现实生活中食品价格上涨是推动通货膨胀发生的主要因素，研究表明食品价格上涨对居民消费价格指数贡献率在不同时期有所不同。我国通货膨胀经历了四个时期，1994年-1997年、2003年-2004年、2007年-2008年、2009年至今，而期间食品价格对居民消费价格指数贡献率分别为51%、88.5%、85%和70.2%。所以可以看出，近年的通货膨胀主要是由食品价格上涨推动，而最早时期的通货膨胀是由食品与非食品价格上涨推动。食品价格一直以来都保持着较快的增长，而不同时期影响食品价格上涨的因素也是不同的：前期的推动因素主要是量时价格上涨，而2009年至今的推动因素主要是猪肉、肉禽的价格上涨。3.外汇储备过度增加我国是一个贸易大国，长期以来一直实行出口导向型的贸易政策，出口额与日俱增，贸易顺差总额曾一度达到前所未有的巨额数字。在2011年我国外汇储备额位居世界首位，超过3万多亿美元。而为了维持汇率的稳定，维护我国的固定汇率制度，我国需要增加货币供给量。而如果中央银行没有实现有效的应对措施，就会引起我国货币供给量过度扩张从而增加我国通货膨胀压力。4.虚拟经济的膨胀后金融危机时代我国通胀率不断上升的主要原因可以归结为当前资产价格和房地产价格的快速上涨。在最近一轮通货膨胀中，我国证券资产价格和房价的涨幅，远远大于其真实商品价格的涨幅。随着国内资金不断向房地产和资本市场等虚拟经济的流向，直接导致实体经济发展受阻，引发了社会资源分配不合理、社会生产受阻碍等一系列问题，从而不能达到有效供给。而资产价格和房地产价格不断的升高，使人们产生财富效应，同时增加消费需求，从而导致社会总需求大于总供给，抬高了消费品价格总水平，最终发生通货膨胀。

四、后金融危机时代我国通货膨胀形成机制

1.流动性过剩金融危机爆发后，我国实行了宽松的货币政策来达到刺激消费和扩大内需，使经济稳定发展。同时增加信贷投放力度这一举措放松了贷款要求，让以前一些达不到贷款要求的企业如今很容易可以获得贷款审批。然而在实体经济不景气情况下，一些企业把贷款的钱用来投机房地产业并从中获取利润。这样就导致了在在增加社会流动性的同时，房地产市场迅速发展，房价节节升高，直接导致货币释放途径可能发生变异。一些资金被用来进行期货投机，对经济的发展带来不利后果。2.低端劳动力工资上涨后金融危机时代成本推动是我国通货膨胀的重要因素。由于在外生活成本的不断上升，城市吸引力降低，人们素质不断提升等因素，导致在外务工人员数量相比以前数量有大量减少，一度出现劳动力空缺现象。因此企业要想招募劳动力必须提高个人工资水平，引起生产成本上升，再把成本转移到消费者身上，导致物价上涨；而物价水平上升必然引起生活水平上升，人们又会要求提高工资水平来应对生活负担，从而形成恶性循环，导致通货膨胀的不断发生。3.通货膨胀国际联动性增强我国初期的通货膨胀发生都是由国内因素引发的，而随着全球经济一体化程度的加深，近几年发生的通货膨胀除了国内自身因素还需要考虑国际市场价格及主要贸易伙伴国国内价格水平变动的影响，即国内外综合作用。2009年以来，通货膨胀也在许多新兴市场国家和发展中国家发生。金融危机爆发以后，发展中国家的月平均通胀率达到4.45%，其中，巴西、印度和俄罗斯、中国“金砖四国”的通货膨胀特别严重，分别为5%、12%和6%、5%。统计数据显示，我国居民消费价格指数与新兴市场国家居民消费价格指数的相关系数在金融危机爆发前后由0.38上升到0.59，这充分表明我国与世界其他国家通货膨胀的联动性不断增强，如今我国通货膨胀的发生是由国内外因素共同推动。

五、后金融危机时代我国反通货膨胀的对策

1.化解国际大宗商品价格影响首先，采取“引进来”与“走出去”相结合的战略。国际大宗商品市场不是完全竞争的市场，而是寡头垄断的市场。我国资源储备充足的情况下可以具有较强的讨价还价能力，因此实施“引进来”战略，可以利用拿到国际大宗商品价格较低的有利机会来扩大国内资源战略储备；实施“走出去”战略，可以具有国际眼光，通过收购境外资源类公司等形式在海外建立国际大宗商品战略资源储备基地。其次，增强国内厂商在国际贸易中的谈判能力，在国际贸易中努力获取国际大宗商品的定价权。2.健全房地产金融市场健全房地产金融市场是预防通货膨胀，保证经济稳定发展的必要措施。首先要建立多元化房地产融资体系，除了目前房地产金融市场资金主要来源房地产开发企业融资、个人住房贷款以及部分企业自有资金、银行贷款以外，还可以通过信托公司、发行企业中短期票据、私募基金甚至委托贷款等多渠道为房地产企业融资。其次，提高房地产税，如增值税、所得税等。人们之所以进行房地产投机，是由于通过房地产产权的买卖活动从而获取的高额利润，因此提高房地产增值税，可以有效的管制房地产投机活动。3.加强外汇储备的调控首先，政府应选择合适的货币对冲政策，其中包括对冲工具和对冲数量的选择。当前我国只通过发行中国人民银行票据的方法来对冲外汇储备上升造成的流动性增加，对冲工具过于单一而使调控效果不佳，因此可以通过扩大冲销工具的范围来解决这一问题。其次，利用外汇储备对国内外进行投资来提高外汇储备的使用效率，鼓励企业“走出去”，增加对海外的战略投资，加强我国企业的市场竞争能力，同时减小了外汇储备的冲销压力，解决了外汇储备过度增加的弊端，使得外汇储备量与我国经济发展水平相适应。

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第6篇：通货膨胀的特征范文

摘要：本文通过对2010-2013年间14个经济指标进行主成分分析和因子分析，探究该阶段引发我国通货膨胀的主要因素，并提出相关的政策建议。

关键词：通货膨胀；因子分析

一、 引言

通货膨胀是一国总体物价水平持续上涨的宏观经济现象，它通过改变商品和生产要素的相对价格，影响社会生产、交换与消费，从而影响宏观经济运行，严重的通货膨胀甚至引发社会危机。因此经济社会的通货膨胀与人民生活息息相关，同时也是各国政策制定者制定经济政策时考量的重要因素。近年来我国的物价持续攀升，通货膨胀趋势明显，对社会的生产生活产生显著影响。2010年以来我国的通货膨胀是继2008年金融危机之后又一轮显著通胀。从成因来看与以往通货膨胀有所不同。

目前，通货膨胀相关理论显示，不同的社会经济状况引发不同类型的通货膨胀，理清引发通胀的原因有利于政策制定者对症下药，相机选择合适的经济政策缓解通胀，促进经济社会平稳运行。从我国近几年执行的宏观经济政策中我们可以看出，抑制通货膨胀、保持经济平稳运行是政府工作的重要目标，不同类型的通货膨胀需要不同应对政策。就成因来看，通货膨胀可分为需求拉动型、成本推动型、结构型以及外部输入型。与需求、成本、经济结构、对外投资与贸易相关的各种经济因素都有可能导致总体物价水平的持续上涨，因此探究我国通货膨胀成因需要综合考虑国内各种经济因素以及其相互关系。本文通过搜集2010-2013年间中国经济社会不同领域的多个经济指标月度数据并对其进行因子分析，探究各经济因素与通货膨胀的关系，并由此提取出引发我国该阶段通货膨胀的主要因子，最终提出相关政策建议。

二、 文献综述

通货膨胀问题由来已久，国内外的相关研究也数不胜数，尤其是理论方面，对通货膨胀成因的研究已经相对成熟。而实证方面，具体研究通货膨胀动态发展的文献也不在少数。本文中笔者将概述关于通货膨胀成因的相关理论，并列举具有一定代表性的实证研究成果。

货币学派对通货膨胀的研究较早，货币因素引发通货膨胀也是最早被认可的，货币主义的代表学者费雷德曼（1968）提出：通货膨胀无论何时何地都是一种货币现象。凯恩斯学派的代表人物凯恩斯（1938）提出：货币数量增加能够引起总需求增加，不一定引发通货膨胀，当达到充分就业水平以后，需求的继续增加引发通货膨胀。英国经济学家希克斯首先提出结构性通货膨胀理论，鲍尔默和托宾进一步对劳动力成本进行研究，提出“劳动合同理论”和“相对工资理论”解释通货膨胀的形成。20世纪70年代蒙代尔总结发展输入性因素导致通货膨胀的理论。

近年来国内学者在对通货膨胀的动态观测和实证检验方面也卓有成效。其中使用因子分析方法研究国内通胀成因的文献就有如下一些。孙晓满（2011）对2000-2010年我国的通货膨胀的成因进行了实证分析，得出此阶段中国的通货膨胀主要由货币因素和输入性因素引发。周沫、张紫鹏、周宗安（2012）对2010-2011年我国的通货膨胀成因进行研究，得出政策因素、结构性因素和输入性因素等综合引发该阶段的通货膨胀。徐晓丽、夏成孝（2012）对22种因素进行降维分析，最终得出2000-2011年成本因素最大程度引发通货膨胀。由此可见，国内学者通过选取不同数据对中国特定时期的通货膨胀的成因进行实证研究，得出不同时期通货膨胀形成的主导因素不同的结论。

三、 研究方法与数据选取

本文的研究目的在于探究2010-2013四年间我国通货膨胀形成的主因，研究方法是因子分析。因子分析的主要作用在于给数据降维，找出主因子，以此分析得出引发通胀的主要。根据以往理论，通货膨胀形成的有不外乎货币因素、需求拉动、成本推动、结构性因素、输入性因素以及公众预期等。

货币因素引发通货膨胀是由于货币当局发行的货币超出社会经济发展需求，该因素一方面是治理通胀的重要手段，另一方面若使用不得当会加重通胀危机，因此货币主义主张实行单一的货币政策以避免货币超发带来的通胀，但目前货币政策是我国调控经济发展的重要宏观经济政策，国家掌握货币发行以及利率制定权力，因此在考察我国通货膨胀形成原因时，需将货币因素纳入其中。本文选取的代表货币因素的指标有M2当月同比增长率、M0当月同比增长率、社会融资规模当月值、银行间同业拆解利率。

总需求包括消费需求、投资需求和国外需求。需求拉动型通货膨胀是由于社会总需求超出社会总供给导致的物价水平的持续上涨。就我国目前的经济状况来看，国内需求不足，投资过热，国际收支顺差是主要特点。国内投资过热带动货币市场、股债市场以及房地产市场的的发展，并由此带动利率等货币因素。而固定汇率制度下的国际收支顺差会导致货币增发，因此国家的外汇储备规模是考察国外需求对国内通胀作用的重要指标。本文选取的总需求指标有社会消费品零售总额同比增长率、房地产投资累计增长率、固定资产累计增长率、外汇储备规模。代表总供给的指标采用规模以上工业增加值当月同比。

成本推动的通货膨胀是由于生产要素价格上涨或者利润上升带来的物价水平的持续上涨。工资水平和原料价格的上涨对产成品价格的推动作用明显。从我国现实经济状况来看，农产品和初级原料产品的价格上涨能够直接导致物价上涨。因此本文选取主要原材料购进价格指数、工业生产者购进价格指数、PPI生产者物价指数等能够反映生产成本的指标作为研究指标，探索成本上涨与通货膨胀之间的关系。

除国内经济因素直接影响通胀水平，国家价格体系的冲击也是重要因素。国外物价变动以及货币增减能够通过国际投资和汇率传导至国内物价体系。本文选取我国的外商直接投资、人民币对美元汇率作为外部传导指标进行研究。

上述数据均采用月度数据，运用SPSS17对数据因子分析，对于某些指标的某些月份数据缺失，笔者采用前后数据平均值代替。对于本文数据收集的不足之处在于有些比较重要的指标没有包含在内，而是采用相关的指标进行代替，例如以规模以上工业增加值的月度数据代替GDP数据，缺失我国近几年工资状况数据，而PPI作为生产者物价指数只能包含一定的劳动力成本的信息。

四、 实证分析

以CPI作为通货膨胀指标，其他成因类指标分别为：广义货币供应量M2，、流通中现金M0、社会融资规模、银行间同业拆借利率、外汇储备、社会消费品零售总额、房地产投资累计增长率、固定资产投资累计增长率、规模以上工业增加值、工业生产者购进价格指数、主要原材料购进价格指数、生产者物价指数PPI、实际利用外商直接投资、人民币对美元汇率等14项。

2010-2013年CPI当月同比增长率如下图所示，从图1可以看出CPI的增长趋势。CPI同比增长率从2010年开始一路上涨直到2011年7月达到最高，之后有所降低，于2012年10月达到最低点，从2013年以来又经历波动上扬。

利用主成分分析法对14项成因指标进行因子分析，首先对所选指标进行KMO检验和巴特利特球体检验，从下图可见KMO值在0.8以上，因此可以进行因子分析。

利用主成分分析法并依据特征值提取出两个公因子，从图3碎石图可看出，前两个公因子的特征值满足提取条件。从图4的公因子方差可以看出变量多数变量的方差能被公因子方差解释，如果以公因子代替变量指标，原来变量的信息能够得到较好保留。但是M0指标被解释的程度较小，信息损失较大。从现实角度来看，由于电子银行业务的发展，狭义货币的使用与实际的社会需求相差较远，与通货膨胀的关系也很松散，因此可以接受公因子替换过程中M0信息的损失。

因子1较大程度解释了工业生产者购进价格指数、固定资产投资累计增长率、房地产累计增长率、PPI、人民币对美元汇率、外汇储备规模、社会消费品零售总额、外商直接投资、原材料购进价格指数，这些指标都是货币因素以为的社会总需求和生产成本相关的因素，以此把因子1成为实体经济因子。因子2较大程度解释了社会融资规模和银行间同业拆借利率，都是货币市场相关因素，因此称因子2为货币市场因子。

将主成分分析得到的因子值与通货膨胀指标CPI置于同一图中进行对比分析，可以看出实体经济因子的变化趋势与通货膨胀变化趋势是一致的，通货膨胀变化稍有滞后性，但是在通货膨胀最为严重的时期，实体经济因子的变化并不一致，说明实体经济因子能够解释2010-2013年相对低通胀的时期，而对于高通胀的解释能力不足。

看出货币市场因子得分与通货膨胀指标CPI走势基本一致，且比实体经济因子与通货膨胀的趋势更为接近，因此能够更好的解释这一阶段的通货膨胀原因。该因子主要解释的原始变量为银行间同业拆借利率、社会融资总规模以及广义货币供应量M2。这些指标都是国家进行宏观调控的货币政策指标，因此要控制通胀，需要控制社会的货币发行与融资。

五、 结论与建议

通过前述实证检验，可以看出影响2010-2013年我国通货膨胀的因素很多，与社会总需求、生产成本、国际贸易相关的各实体经济因素对通货膨胀都有影响，但是与通货膨胀关联程度最强的还是货币市场因素。可见货币还是该阶段通货膨胀的直接原因，尤其是高通胀时期，货币因素更是通胀形成的主要原因。

2010-2013四年间中国经历了一个通胀循环，目前看来通胀状况有所缓解。基于对我国最近一轮通胀形成原因的研究以及我国当前的经济状况，本文提出相关政策建议如下。

首先，规范金融秩序，完善政策体系。国家通过宏观经济政策调控经济发展，建立完善的政策体系有利于规范政府行为。完善政策指标，加强对货币政策调控目标的检测，有利于提高货币政策的针对性、灵活性以及前瞻性。

其次，继续推进利率市场化改革。利率市场化的过程是逐步取消政府对存贷利率的直接管制，有利于加强货币市场的竞争力，活跃资本市场，从而有利于减少政府通过增发货币进行融资的可能性，因而有利于防范恶性通货膨胀。

第7篇：通货膨胀的特征范文

【关键词】通货膨胀率；股票实际收益率；波动溢出效应；Granger因果检；BEKK模型

1.引言

从上个世纪90年代起，国外学者就开始研究各金融市场间的波动溢出效应。Hamao[1]等采用GARCH-M模型来研究纽约、伦敦、东京各股市间的波动溢出效应，他认为：1987年世界股市危机后，纽约到东京、伦敦，伦敦到东京股市间存在波动溢出效应；Angela Ng[2]构建了波动溢出模型，从规模和性质变化两方面检验日本和美国与太平洋海域6个股票市场之间的波动溢出，结果发现：从区域到太平洋海域国家的波动溢出远远大于世界因素的影响。而国内学者张碧琼[3]运用EGARCH模型来检验伦敦、纽约、香港、东京、深圳、上海股市之间日收益波动率的流星雨假定。

通货膨胀与股市的关系一直是学者们在宏观经济学方面研究的核心问题，Taufiq[4]曾对四个高通货膨胀率国家（阿根廷、智利、墨西哥和委内瑞拉）的股票收益率和通货膨胀率之间的关系进行研究，结果表明：股票实际收益率对通货膨胀具有对冲作用，且过去的通货膨胀影响当前股票实际收益率；Alexandros Kontonikas[5]等运用VAR-GARCH模型研究四个通货膨胀目标制国家（澳大利亚、加拿大、瑞典和英国）的通货膨胀与股票收益率的动态关系，由模型中非对角元素的估计值表明所研究的四个国家都存在显著的股市与通货膨胀之间波动溢出效应；Joel Hinaunye Eita[6]运用VECM计量经济模型研究纳米比亚国家股票市场价格的宏观经济的决定因素，结果表明纳米比亚国家的股票市场价格主要由经济活动、利率、通货膨胀，货币供应量和汇率所决定的，股票并不是通货膨胀的一种对冲，而且通货膨胀率越高股票价格越低。国内的学者们也曾对通货膨胀与股票实际收益率之间的关系进行了大量的研究，如：董直庆、王林辉[7]运用小波变换频带分析方法对我国通货膨胀和证券市场之间的周期波动关系实证检验，结果表明，中周期通货膨胀与证券市场条件波动之间存在双向溢出效应，但是溢出强度不同，通货膨胀的条件波动对证券市场的条件波动冲击效应相对较强，而长周期波动只存在通货膨胀对证券市场的单向溢出效应；刘卫霞、林勇[8]运用分位回归方法对中国股票收益率和通货膨胀之间的相关关系进行了深入研究，研究说明在经济运行平稳阶段，股票收益率与通货膨胀率之间具有显著的负相关关系，而在经济波动较大的情况下，受宏观经济政策影响，股票收益率与通货膨胀关系不显著；王晓芳、高继祖[9]运用ARDL边界检验法和Granger因果关系检验中国通货膨胀和股市收益之间的关系，得到结论：在短期，通货膨胀率与股票收益正相关，两者不构成Granger因果效应，在长期，股市收益与通货膨胀率存在长期均衡关系，两者存在双向长久的因果关系等等。

由上可见，国内外很多学者已对通货膨胀和股票市场之间的关系进行了研究，但是没有得到一个统一的结论，这其中有诸多原因，如各国的经济状况不同、股票市场完善程度不同等等。但根据不同国家环境的不同研究此类问题是有现实价值的.鉴于目前我国通货膨胀压力的增大，股票市场对国内经济的增长作用也日益增强，研究我国股票市场与通货膨胀之间的波动关系将再次成为国内学术界和金融界关注的焦点

Engle等提出的BEKK模型允许条件方差和协方差相互影响，病不需要估计太多参数，在金融市场研究中使用较为广泛，如国外学者Joakim Puusaari[10]运用非对称MV―GARCH―BEKK模型来研究美国的股票市场与石油市场之间的波动关系，结果表明：存在股票市场到石油市场的波动溢出效应；国内学者赵留彦和王一鸣[11]也曾运用向量GARCH―BEKK模型来研究中国A、B两股市之间的波动溢出与信息传递关系。

因此本文将运用BVGARCH―BEKK模型对国内近十几年的通货膨涨与股票市场的波动溢出效应进行研究，利用二者之间的波动溢出关系，可以对通货膨胀的管控给出有价值的政策建议。

2.模型介绍

GARCH模型及其同类模型能较好地描述金融时间序列波动的聚集性和时变性特征，可以有效地考察各金融市场的条件波动性。但是，这类模型无法描述一个市场波动对另一个市场波动的影响，即难以有效地考察不同市场之间的波动溢出效应。所以之后单变量ARCH类模型和GARCH类模型逐步拓展到MVGARCH模型(multivariate GARCH，多元GARCH)，这类模型是利用残差向量的方差―协方差矩阵所包含的信息，形成条件矩相互影响参数的估计值，能够反映多个市场之间的波动溢出效应。本文在分析中国通货膨胀与股票市场之间的波动溢出效应时，选择二元GARCH(BVGARCH)模型，并建立BEKK模型。

首先设定条件均值方程为：

(1)

其中，t为时刻，为变量序列，为2×l向量；为长期漂移系数，也为2×1向量；εt│It-1~N(0，Ht)为市场在t时刻受到新生变量的冲击，并具有相应的2×2条件方差一协方差矩阵Ht，It-1为t-1时刻的信息集。

相应地，条件方差一协方差的BEKK模型为

(2)

(3)

其中，Vt是白噪声过程，其条件方差一协方差矩阵为I2；C为2x2的上三角形矩阵；A和B均为2×2的矩阵；C'、A’和B’分别为矩阵C、A和B的转置矩阵。

(4)

其中，h11，t为t时刻通货膨胀率序列的条件方差，h22，t为t时刻上证股票实际收益率序列的条件方差，h12，t=h21，t为t时刻两个序列的条件协方差，ε1，t-1和ε2，t-1分别为两个序列的滞后一期的残差项；考察两序列之间的波动溢出效应，主要通过检验系数aij和bij(i≠j)是否显著异于0。条件方差一协方差矩阵的系数是参数矩阵中元素的非线性组合，所以对矩阵元素可以进行Wald检验。若a12=b12=a21=b21=0，则既不存在通货膨胀对股票市场的波动溢出效应，也不存在股票市场对通货膨胀的波动溢出效应时；若a12=b12=0，则不存在通货膨胀对汇率市场的波动溢出效应；若a21=b21=0，则不存在股票市场对通货膨胀的波动溢出效应。

3.样本数据与统计描述

通货膨胀率是货币超发部分与实际货币需要量之比，用来反映通货膨胀、货币贬值的程度；而价格指数则是反映价格变动趋势和程度的相对数。由于消费者价格是反映商品经过流通各环节形成的最终价格，它最全面地反映了商品流通对货币的需要量，因此，消费者价格指数最能充分、全面反映通货膨胀率。目前，世界各国基本上都采用消费者价格指数(即居民消费价格指数，CPI）来反映通货膨胀的程度。因此本文以居民消费价格指数来反映通货膨胀，选取1997年1月至2011年2月共170个居民消费价格指数，数据来源于证券之星财经频道网站。

通货膨胀率：

(5)

其中，代表t期的居民消费价格指数。

由于上证指数和深证指数具有高度相关性且上海证券交易所上市的公司规模比较大，市值也比较高，并且在上交所上市的公司家数也比较多，因此本文以上证综合指数月末收盘价来计算股票收益率，选取1997年1月至2011年2月共170个数据，数据来源于凤凰网。

股票名义收益率：

(6)

其中代表第t个月最后交易日上证指数的收盘价。

股票实际收益率由股票名义收益率与通货膨胀率的差计算得来，。

由居民消费价格指数算出的通货膨胀率和由上证综合指数月末收盘价计算得到的上证股票实际收益率的描述性统计量如下面表1所示：

由表1得到，从均值看，通货膨胀率平均值的绝对值要大于上证股票实际收益率的；而从标准差看，上证股票实际收益率的波动大于通货膨胀率的；从偏度系数看，通货膨胀率为右偏分布，而上证股票实际收益率均为左偏分布；从峰度看，通货膨胀率不具有尖峰厚尾性，而上证股票实际收益率具有尖峰厚尾性。Jarque-Bera统计量显示，两序列都不服从正态分布。下面图1和图2给出两序列的时间图，从图1可看出，通货膨胀率在2008年5月份左右达到最高点，且这个样本内通货膨胀率带有截距项和趋势相，故ADF检验为有截距项和趋势项；从图2可看出，上证股票实际收益率存在波动的聚集性，且ADF检验为有截距项。此外，ADF检验显示，通货膨胀率和上证股票实际收益率均为平稳过程，可以对其直接建立模型。

4.实证分析

（1）Granger因果检验

由通货膨胀率与上证股票实际收益率的描述性统计量得知二者均为平稳序列，我们可以直接对两序列进行Granger因果检验。在检验中为了检验两序列是否存在长期关系，且由易会文[12]对格兰杰因果检验用法的讨论得知格兰杰因果检验是不依赖于滞后项的，即格兰杰因果检验的结果是稳健的，故对两序列选取同样的滞后期，得到表2。

表2是通货膨胀率和上证股票实际收益率分别选取不同的滞后阶数所得到的格兰杰因果检验结果，可以看出滞后期为1到3时，只有通货膨胀率对上证股票实际收益率存在格兰杰因果关系，反之则没有；从滞后期为4开始，在10%的显著性水平下，通货膨胀与上证股票实际收益率互为格兰杰因果关系，滞后到20阶互为格兰杰因果关系还是显著的。检验结果表明，从短期上，只有通货膨胀率对上证股票实际收益率存在格兰杰因果关系；从长期上，二者互为格兰杰原因，此检验结果说明：上证股票实际收益率对通货膨胀的影响比较缓慢，是慢慢渗透到通货膨胀序列中，而通货膨胀序列对上证股票实际收益率的影响要比较迅速，即通货膨胀率对上证股票实际收益率的影响要快于上证股票实际收益率对通货膨胀率的影响，且通货膨胀率对上证股票实际收益率的影响具有显著的长期记忆性。

（2）波动溢出效应检验

为进一步说明通货膨胀率与上证股票实际收益率的关系，我们现在来分析二者的波动溢出效应。由通货膨胀率和上证股票实际收益率的描述性统计量分析可知，两序列平稳且都服从正态分布，故我们可以建立BVGARCH-BEKK模型来估计通货膨胀和股票市场之间的波动溢出效应，模型的估计是运用统计软件Eviews6.0和Matlab(2009版)（程序见附录）。模型的参数估计结果见表3。

在表3的方差方程中，a11不显著，说明通货膨胀得波动不具有ARCH效应，而表示GARCH效应的b11=0.0047在1%的水平下是统计显著的，说明通货膨胀波动具有持久性，也就是说当前的波动能够影响到未来。对于中国股票市场，a22和b22都是在1%的水平下统计显著的，表明股市具有ARCH效应和GARCH效应，即股市具有时变方差特征且波动具有持久性。

表4显示了通货膨胀率与上证股票实际收益率之间波动溢出效应的检验结果，在1%和10%的的显著性水平下，两项检验都拒绝了原假设，即我国通货膨胀率与上证股票实际收益率之间存在显著的双向波动溢出效应。结合表3，系数a12和b12估计值的绝对值明显大于a21和b21估计值的绝对值，这一结果说明通货膨胀率对上证股票实际收益率的波动溢出效应要强于上证股票实际收益率场对通货膨胀率的波动溢出效应，即通货膨胀与股票市场之间的波动溢出效应具有非对称性。从某种意义上说，这个结果与Granger因果检验的结果相一致。

波动溢出效应检验结果和Granger因果检验的结果都说明通货膨胀率与上证股票实际收益率具有显著的相互影响，但不具有对称性，通货膨胀率对上证股票实际收益率的影响程度较大，而且这种影响具有显著的长期记忆性。

5.结论

本文利用Granger因果检验与多元GARCH-BEKK模型对中国通货膨胀与股票市场之间的波动溢出效应进行实证分析，以居民消费价格指数计算得到的通货膨胀率来反映我国通货膨胀情况，以上证股票实际收益率来代表股票市场，得到以下结论：

（1）国内通货膨胀对股票市场的影响程度较大，而且这种影响具有显著的长期记忆性；

（2）国内通货膨胀与股票市场具有显著的相互影响，但不具有对称性，通货膨胀对股票市场的波动冲击效应相对较强。

对此，给出政策性的建议：利用通货膨胀对股票市场较强的冲击性，充分发挥股票市场对经济景气的预测作用。政府可以依据股票市场的波动规律及其波动所处阶段的认识，预测宏观经济未来的波动走势，以便制定出较优的货币政策，提前对宏观经济采取相应对策，适度地抑制经济波动，以达到防止通货膨胀或经济波动过大的目的。

参考文献

[1]Hamao,Y.,Masulis,R W.and Ng,V.K.Correlation in Price changes and Volatility across international stock markets [J].Review of Financial Studies,1990,3:281-307.

[2]Angela Ng.Volatility spillover effects from Japan and the US to the Paci c-Basin[J].Journal of International Money and Finance,2000,19:207-233.

[3]张碧琼.中国股票市场信息国际化:基于EGARCH模型的检验[J].国际金融研究,2005,5.

[4]Taufiq Choudhry.Inflation and rates of return on stocks: evidence from high inflation countries[J].Journal of International Financial Markets,Institutions and Money,2001,11:75-96.

[5]Alexandros Kontonikas,Alberto Montagnoli and Nicola Spagnolo.Stock ruturns and inflation:the impact of inflation targeting,Business School-Economics[Working Papers].University of Glasgow in its series,2006,8.

[6]Jole Hinaunye Eita.Determinants of Stock Market Prices in Namibia[Working Paper],2011,3.

[7]董直庆,王林辉.我国通货膨胀和证券市场周期波动关系―基于小波变换频带分析方法的实证检验[J].中国工业经济,2008,11:35-44.

[8]刘卫霞,林勇.我国股票收益率与通货膨胀关系的分位回归分析[J].兰州学刊,2010,7.

[9]王晓芳,高继祖.股市收益与通货膨胀率:中国数据的ARDL边界检验分析[J].统计与决策,2007,7:86-88.

[10]Joakin Puusaari.Examining the market linkage between the US stock market and the oil market:A multivariate GARCH approach[D].Sweden,Lunds University,2009.

[11]赵留彦,王一鸣.A、B股之间的信息流动与波动溢出[J].金融研究,2003,10:37-52.

[12]易会文.格兰杰因果检验用法讨论[J].中南财经政法大学研究生学报,2006,5.

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第8篇：通货膨胀的特征范文

关键词：通货膨胀目标制；目标标准设计；目标定位；目标度量

中图分类号：F821．5

文献标识码：A

文章编号：1003―7217(2007)01―0015―05

通货膨胀目标制给正在实施通货膨胀目标制的国家带来了显性的或潜在的利益。那么，这些国家能否获得最大化或最优化利益，关键在于这些国家是否有效地、合理地设计和制定通货膨胀目标制的政策框架。在设计通货膨胀目标制的基本框架时，中央银行要注意一个关键性的因素就是通货膨胀目标标准的设计，它包括目标定位(target posi-tion)、目标期限(target horizon)、目标测量(mea-sure of inflation)、目标偏离(misses Of target)和例外条款(Escape clauses)等一系列问题。由于各国的经济发展路径不同，其具体目标标准和制度性设计也有所区别。本文对22个成熟型的通货膨胀目标制国家的目标标准设计进行了比较分析，以探究通货膨胀目标标准设计特征在各国的异同。

一、通货膨胀目标定位

通货膨胀目标定位是通货膨胀目标制度设计的一个中心问题。中央银行在设计通货膨胀目标时，是采用点目标(point target)定位还是采用目标区间(target range)定位，这关系到通货膨胀目标制的实施效果。如果采用点目标定位，就会导致可控性问题，即使货币政策能有效实施，也有可能出现较频繁的目标偏离的现象。为了达到所设计的点目标，中央银行将频繁地修改货币政策工具，会造成货币政策工具的频繁变动，从而导致货币政策工具的不稳定性。如果采用目标区间定位，当经济出现大的冲击时，目标区间可以提供中央银行更多的空间，及时采取灵活的措施应对短期冲击，使目标偏离产生的可能性远远小于在点目标下可能产生偏离的情况。目标区间能提供给中央银行更大的灵活性来应对冲击，允许一定程度的灵活性来相机抉择其它目标。此外，目标区间的幅度也提前给市场和公众一些信号：中央银行许可通货膨胀围绕中心点波动的幅度是多大，以及在一个窄或宽的区间范围内权衡冲击经济的频繁度和严重性等信息。

从实施通货膨胀目标制的国家采用目标取向的情况来看，为了给通货膨胀预期提供清晰的指南，大部分的中央银行不仅确定了点目标，而且还确定了一个大约1～5个百分点的目标区间。有的国家设计了一个目标区间，却没有确定具体的点目标或中间目标，如澳大利亚、以色列、南非和西班牙四个国家没有确定通货膨胀率的点目标，而是设计一个比较宽的目标区间。只有少数国家采用的是通货膨胀率的点目标，如芬兰、挪威等国设计了点目标，但并没有确定目标区间。还有部分国家采用的是一个有对称区间的点目标，即围绕一个中心目标设有一个上限和下限。而有的国家在通货紧缩阶段，只规定了目标区间的上限，并没有确定下限。除了少数国家外，通货膨胀目标制的中央银行所确定的目标或目标区间大致相同，中期点目标12个月的通货膨胀率一般在1％～3％之间，区间幅度接近2个百分点(即目标通货膨胀率加减一个百分点)。

根据不同目标区间的选择，反映了通货膨胀目标制国家保持最低通货膨胀水平可行性的不同观点。选择幅度较小的目标区间的中央银行，表明它对通货膨胀目标有坚定的决心和可信的承诺，当然也强调中央银行要实现该目标的短期责任。如果在实际操作中，中央银行很难将目标控制在确定的区间内，频繁的目标偏离会降低中央银行的可信度。通常情况下，较窄的区间会导致货币政策工具的不稳定。为了达到给定的通货膨胀率区间，如果时间期限越短，货币政策工具变化就越大。选择较宽的目标区间，很难评估中央银行的短期行为，该区间在短期内给予了中央银行更多的灵活性，中央银行只需要对通货膨胀目标负中期责任。由于宽区间具有更多的灵活性，而窄区间的风险性更大，所以，新西兰将其目标区间从原来的2％增加到后来的3％。目标区间的加宽后，可以向公众传播一些有用的信息。如中央银行评估其政策效果的不确定性信息，而且这种不确定性与通货膨胀相关性很大，也说明目标区间在未来有更宽趋向。然而，过宽的区间会引起公众和市场怀疑，中央银行是否对其承诺的通货膨胀目标负责。

在选择通货膨胀目标数值时，零通货膨胀率才等于物价稳定，即物价稳定应该是通货膨胀率为零或接近零。事实上，物价稳定要受到度量和名义刚性问题的影响，物价稳定表现为正的低水平的通货膨胀率，而不是零通货膨胀率。零通货膨胀率将可能使价格水平出现负增长，从而使经济陷入通货紧缩的政策风险，持续的通货紧缩，会产生严重的流动性和清偿能力问题，会影响到金融系统的正常运作。因此，从表1可看出，几乎所有的通货膨胀目标制国家的通货膨胀目标都确定在零通货膨胀率以上，即年通货膨胀率为1％～3％左右。

二、通货膨胀目标期限

通货膨胀目标期限就是中央银行负责实现政策目标的时间期限，即中央银行要花多长的时间才能达到通货膨胀目标，该目标可以持续多久。一般地，通货膨胀目标期限包括实施的初期、转型期(通常为大约3年或更长点)、稳定期(要确定未来一年的年目标，常见的是两年；或确定一个可以达到长期目标的年目标路径)。通货膨胀目标可以有一个或多个期限，中央银行在确定一个目标期限时，应考虑政策的产生及其行为对通货膨胀结果影响的时滞。如果政策期限比货币政策传导的时滞还短，就意味着这个期间的通货膨胀率将高到中央银行所不能控制的水平。经验证明，通货膨胀目标期限一般为1～4年。在这个时间期限范围内，确定的目标期限越短，中央银行与公众交流的信息就越快越明确，对中央银行短期行为的自由选择的约束就越大。如果确定的目标期限较长，则可以给中央银行相对更多的灵活性来调整政策，使通货膨胀水平朝着目标区间中心点靠拢。假设确定一个不到一年或超过4年的目标期限，就会使通货膨胀目标失去意义。因为在如此短的、不到一年的期限内，货币政策是不可能控制通货膨胀的，而超过4年的目标期限，就会大大降低中央银行的可信度。目标期限可以反映出中央银行采取货币政策措施的应对短期冲击能力的强弱。实施通货膨胀目标制的国家，采取什么样的目标期限不仅要考虑政策效果的时滞，而且要依据初始阶段时的通货膨胀率。如果该国初始的通货膨胀率与所期待的

通货膨胀率不同的话，在假定货币政策对通货膨胀影响时滞的条件下，该国可以允许大约两年的期限内来完成目标，如果该国的通货膨胀水平已经很低，那么，他们可以采取即期的或无限期的目标期限。

从表1看，少数国家如芬兰、挪威、秘鲁、瑞典、泰国和英国没有一个确定的期限外，大部分的通货膨胀目标制国家通常有确定的、一年或多年的通货膨胀目标期限，通常在初期阶段为1～3年不等。在通货紧缩指标中，除了用数字表示的长期通货膨胀目标或代表性的通货膨胀率外，还有几个重要的目标期限的指标：(1)一个转型时期――通常为大约3年或更长时间，在此期间，他们的目标是将通货膨胀水平降至一个长期的目标区间；(2)确定一个未来一年的年目标，常见的是两年；(3)确定一个可以达到长期目标的年目标路径；(4)年目标是按阳历年12个月的通货膨胀率来确定，有时也使用平均年通货膨胀率。

在通货膨胀稳定时期，目标期限有加长的倾向。当通货膨胀水平降至长期目标区间内时，年通货膨胀目标将被一个长期的、稳定不变的通货膨胀目标所代替，即使采取了稳定通货膨胀目标，中央银行仍然需要为货币政策确定一个有效期限，只要当通货膨胀水平保持稳定，目标期限就加长。加拿大、智利、哥伦比亚、冰岛、以色列、墨西哥、韩国、波兰、新西兰和瑞典等国在它们处于稳定期后，他们的通货膨胀目标期限明显延长了。

三、通货膨胀目标度量

在设计通货膨胀目标制时，另一个关键性的问题是选择什么样的标准来测量通货膨胀目标，选择什么样的物价指数来确定通货膨胀的变化率。在通常情况下，中央银行可以根据权衡可控性和可信度来选择合适的物价指数，并通过物价指数来计算目标通货膨胀率。所选择的物价指数一般能反映经济对供给冲击的相对敏感性。大多数国家的中央银行选择消费物价指数(Consumers Price Index-CPI)作为通货膨胀目标制的名义目标变量，一是因为CPI作为生活成本指数，能够及时和明确地反映一篮子商品和服务价格的变化，二是因为该指数定期公布，广为人知，易于获取和明了。但是，CPI作为通货膨胀目标制的名义变量也有一些不足。首先，CPI包含了住房项目(指住房按揭利息费用)，而短期内该费用使得CPI与中央银行的调整意图呈反向变动：如利率上调抬高住房按揭利率，从而使得CPI上升；利率下调住房按揭利率下降，从而CPI下降。其次，CPI还包含一些中央银行没法控制的因素，如管理价格、贸易条件、间接税、食品和能源价格的短期波动等。

中央银行采用核心通货膨胀标准来预测未来的通货膨胀，制定前瞻性的政策，以及在通货膨胀报告中分析通货膨胀走势和通货膨胀结果。由于CPI中包含了一些中央银行难以控制的因素及其短期影响，这些不利因素促使部分国家选择了CPI的修正指数核心通货膨胀率(core Inflation Rate)作为它们的目标度量标准(见表1)，如南非使用的是扣除了利息费用的CPI指数(CPIX)。英国在2004年前使用的是RPLX指数(扣除了利息费用的零售价格指数)。2004年后，英国为了与欧盟的HICP指数(扣除了利息费用的消费价格指数)相对应，使用了目前的CPI指数。加拿大、澳大利亚、韩国、泰国等使用的是扣除了食品和石油价格的核心CPI指数。为什么许多国家有使用核心CPI指数作为度量标准的倾向?主要原因有：一是核心CPI指标剔除了抵押贷款利息的支付等因素，可以避免以上不足而产生一些问题。二是核心通货膨胀目标中剔除了CPI的其它因素，如加拿大和芬兰等国家剔除了间接税，这样财政政策的变化不会引起货币政策非预期的变化。三是核心CPI指数扣除了最容易变动(且平均恢复期限长达2～3年)的食品和能源价格因素，这样可以通过确定一个较长期限(如一年多)的通货膨胀目标或采用一个变动的年平均通货膨胀率来解决这个问题。新西兰则使用可调整的CPI通货膨胀率来计算核心通货膨胀率。政策目标协议规定，新西兰储备银行应该调节CPI以适应某些种类的冲击，如供给冲击和贸易条件变化等。当冲击产生时，可调整的CPI使中央银行更具一定的判断力，不过，在选择核心通货膨胀标准时，中央银行必须向公众说明物价指数是怎样形成的，同时，还要说明核心通货膨胀率与公布的CPI指数的关联性。

四、目标偏离和例外条款(escape clause)

随着经济环境的变化和货币政策的不确定性，即使通货膨胀目标制下的目标定位已经确定，经济中都有可能出现实际通货膨胀的目标偏离现象。如果经济中出现了大的供给冲击，有的国家允许通货膨胀目标出现一定幅度的短期偏离，中央银行需要一定的时间和空间以及更大的灵活性来调节经济，以达到长期通货膨胀目标。

通货膨胀目标偏离现象不仅仅是突发事件产生而引起的，还有货币当局决策的结果。由于通货膨胀目标是一种“限制性的相机抉择”政策理论框架，如果政策目标所关注的不仅仅是通货膨胀，还有其它宏观经济变量，那么，政策结果就会造成事先所公布的目标偏离或目标变更的现象。政策决策是否要改变通货膨胀目标，很大程度上在于攻击经济的冲击种类。如产生了石油价格的暴涨等总供给冲击，就会产生短期的产出和就业之间不稳定的矛盾和长期的通货膨胀不稳定情况。如果冲击过大，或这种冲击产生于一些不可预期的缘由，实际的通货膨胀目标也会偏离或改变事先公布的通货膨胀目标[7]。

目标偏离是通货膨胀目标制的国家常出现的一种现象。目标偏离并不意味着我们应该放弃事先公布的、整个的通货膨胀目标策略。只要中央银行能够解释说明这种偏离是一种突发事件所产生的结果，中央银行在公众中的可信度不会受到影响。例如，中央银行重新确定目标后，需要向公众公布并说明中央银行是怎样打算来适应这种不可预期的偶发事件，同时要确定恢复物价稳定目标的回归路径。这样，一种策略尽管不能减少供给冲击的短期通货膨胀影响，但至少可以限制这些影响，并阻止它们进一步影响到长期的通货膨胀倾向。

实践中，如果一个国家所确定的通货膨胀目标为点目标，更容易出现目标偏离的情况。一般地，不管目标偏离是偶发性的还是货币当局的决策行为，为了对通货膨胀目标负责，中央银行应该正式向公众说明通货膨胀偏离目标的原因，但每个通货膨胀目标制中央银行并非如此，只有新西兰、加拿大、英国、瑞典、以色列、巴西、泰国、冰岛、菲律宾的中央银行说明目标偏离的原因和解决问题的措施等。有的只是出于某种压力，才对通货膨胀目标偏离的这种现象进行公布和解释。

如果通货膨胀目标确定为点目标，这样更加容易出现目标偏离情况。这就需要使用了一个“例外条款”和确定一个偏离的幅度作为责任底线，或者根据核心通货膨胀率确定通货膨胀目标以克服目标区间的不足。“例外条款”的条件是，允许通货膨胀目

标出现一定程度的偏离，并规定了中央银行可以恢复或回归通货膨胀目标路径或公布新目标路径的时间期限。中央银行一旦决定使用例外条款或允许一个偏离的容忍度(margin of tolerance)，就应该将这个决定条理化、法律化，并将成文的内容公布于众。例外条款通常是用来提前说明在这样一些经济环境中，如经济中出现了负的供给冲击、或大范围的管理价格的调整，中央银行要适当调整货币政策来适应通货膨胀的失调。此外，使用例外条款并没有成为通货膨胀目标制的一种标准，也只有少数国家是根据核心通货膨胀率来确定通货膨胀目标。

例外条款的设计主要是为了确定在特殊条件下，允许目标在一定程度的范围内偏离所确定的通货膨胀目标。例外条款给予中央银行更多的灵活性来应对突发冲击。这种突发性冲击包括贸易条件的变化、供给冲击和间接税等。例外条款并不是所有的通货膨胀目标制国家都会确定。事实上，只有如加拿大、捷克、新西兰、菲律宾、波兰和南非等少数国家在他们的通货膨胀目标制的理论框架中有例外条款。在捷克，当非预期的外部冲击、自然灾害和影响农业生产的状况发生时，允许目标出现暂时性的偏离。在新西兰，当世界商品价格发生暂时性的波动、间接税变化和自然灾害时，允许目标偏离。在菲律宾，突发性的冲击包括未加工的商品价格、石油产品价格的波动、税收和津贴等政府政策的变动，以及自然灾害等。在波兰，包括外部因素、食品和官方控制价格。在南非，供给冲击包括贸易条件、国际资本流动和自然灾害等。瑞典的冲击包括短暂的突然冲击、和抵押贷款利率、间接税和供给冲击的变化等。

五、结束语

第9篇：通货膨胀的特征范文

关键词：外汇占款；货币发行；货币供应；通货膨胀；VAR模型

一、 引言

近十几年来，我国外汇占款一直处于上升的通道中。自从我国加入WTO以来，我国经济发展非常迅猛，已经很好地融入到全球经济格局中，对外贸易成为支撑我国经济发展的一个重要支柱。由于我国多年以来主要呈现贸易顺差局面，并且由于我国实施强制结售汇制，所以央行必须不断发行货币，用新发行的货币购进外汇，造成我国外汇占款逐年增长，由此也对我国通货膨胀的上升带来了不小的压力。

由图1可以看出，截至2014年12月末，中国金融机构外汇占款总计人民币27.07万亿元，而2001年末这一数据仅为1.88万亿元，增长了大约14倍，同时外汇占款与基础货币的比值也由2001年末的0.473提升到了2013年末的0.92。从图1还可以发现，我国外汇占款一直保持着一种迅猛的增长态势，2006年末外汇占款超过了基础货币，这种情况一直持续到2011年，此后由于人民币升值的压力导致外汇占款增长速度放缓，央行通过逆回购央票的方式来发行货币，我国的外汇占款才降到了基础货币之下，而到了2013年后，外汇占款又重新回到上升渠道，继续支撑起我国基础货币发行的职能。

二、 数据选取与模型构建

本文将建立向量自回归模型（VAR），以此来分析外汇占款对我国通货膨胀的影响及其传导路径。

1. 数据选取。本文选取了2001年1月～2014年12月期间的月度相关数据进行分析，其中，外汇占款、货币发行量、货币供应量和物价指数均使用同比增长率数据，在分析中FX 表示外汇占款，CI代表货币发行量，M2代表广义货币供应量，CPI表示物价指数，此次分析的数据均来源于人民银行的年度统计数据库。论文采用工具软件 EVIEWS8.0 进行数据分析。

2. 序列平稳性检验。通过对模型的平稳性检验显示四个变量中存在单位根序列，并非都是平稳序列，然而经过检验发现这四个变量的一阶差分序列都是平稳的。因此使用这些变量的一阶差分序列来构建VAR模型。表1所示即为外汇占款、货币发行量、货币供应量和物价指数这些变量一阶差分序列的平稳性检验结果。

从表1的单位根检验结果可以看出，采用ADF检验得到t统计量都小于显著水平5%的临界值，说明外汇占款、货币发行量、货币供应量、和物价指数这四个变量的一阶差分序列均不存在单位根，说明这四个变量的一阶差分序列是平稳的，因此可以用外汇占款、货币发行量、货币供应量、和物价指数这四个变量的一阶差分序列建立VAR模型。

3. 模型滞后期选择。VAR模型滞后阶数选择范围设为滞后0-8期，表2为VAR模型滞后阶数选择的辅助判定表，其中“*”表示不同的准则下应该选取的最优滞后阶数，可以看出，模型在滞后阶数为2的情况下出现“*”号的次数达到2次，多于其它滞后期下出现“*”号的次数，因此设置模型的最优滞后阶数为2。

4. 单位根检验。根据表2的分析结果得知构建VAR模型的最优滞后阶数为2阶，因此可以构建2阶滞后的VAR模型。在对VAR模型进一步分析前，还需对VAR模型进行单位根检验，检验结果见图2所示。从图2中可以看出，VAR模型共有8个特征根，这些特征根都落在了单位圆内，因此能够判定构建的VAR模型是比较稳定的。

三、 VAR模型分析

1. VAR模型估计结果。表3为所建立VAR模型的估计结果，从中可以看出，上月货币供应量每变化一个单位会引起本月外汇占款按相反方向变化0.344单位，上月通货膨胀每变化一单位则会引起本月外汇占款相反方向变动0.652单位，由此可以断定外汇占款受前期的货币供应量和物价指数的影响较大。上月外汇占款每变化一单位会引起本月货币发行量按相反方向变动0.179单位，前两个月外汇占款每变动一单位导致本月货币发行量同方向变化0.519单位，同时货币发行量也受到了货币供应量和通货膨胀的前一、二期影响。上月货币发行量每变化一单位导致本期货币供应量反方向变动0.046单位，并且上月外汇占款每变动一单位导致本月货币供应量按相同方向变动0.012单位，相对来说货币发行量比外汇占款对货币供应量的影响较大。通货膨胀受到了前两期外汇占款、货币发行量和货币供应量的影响，其中受货币供应量影响的程度相对比较明显。

2. 脉冲响应分析。本研究选取脉冲响应函数滞后期为24期，即两年时间，对随机扰动项上施加一个标准差的结构冲击，分析结构冲击对内生变量的当期和未来各期取值所带来的影响。图3表示通货膨胀对外汇占款、货币发行量、货币供应量和本身的脉冲响应图。

从图3中可以发现，如果在本月给外汇占款施加一个正向冲击，通货膨胀因此所受的影响也始终是正向的，影响程度在第3个月达到最大，随后各期的影响逐渐减弱。由此可以说明外汇占款增长会促使通货膨胀的上升，其影响程度在第三个月达到最大。如果在本月对货币发行量施加一个正向冲击，通货膨胀所受的影响也始终是正向的，其影响程度在第一个月达到最大，随后各期影响逐渐减弱。可以说明货币发行量的上涨会促使通货膨胀的加剧，这种影响在初期表现最为明显，随后逐渐减弱。如果在本期给货币供应量施加一个正的冲击后，通货膨胀在第一期受到影响是反向的，第二期变为正向响应，但此后各期的响应均为负的。由此可以说明我国政府对通货膨胀的控制比较严谨，当货币供应增长较快时，政府通常会采取一系列措施来预防通货膨胀的加剧。

3. 方差分解。对VAR模型进行方差分解，分析外汇占款、货币发行量和货币供应量这些变量对通货膨胀的影响程度和贡献率，图4为方差分解的结果。

图4（左上）表示外汇占款对通货膨胀的方差贡献率，可以看出外汇占款最初2个月对物价指数的方差贡献率非常小，仅有0.5%，从第3个月就迅速上升到2.97%，随后几个月呈现出一种上升的态势，从第7个月以后外汇占款对物价指数的方差贡献率方差就稳定在4.7%到5%这个水平之间。

图4（右上）表示货币发行量对通货膨胀的方差贡献率，可以看出货币发行量对通货膨胀的方差贡献率相对较大，从第一个月开始，方差贡献率就达到了10.7%，在第二个月达到最大值15.4%，随后货币发行量对通货膨胀的方差贡献率便开始回落，从第7个月开始就基本稳定在14.5%左右这个水平。

图4（左下）表示货币供应量对通货膨胀的方差贡献率，可以发现货币供应量对通货膨胀的方差贡献率相对较小，最初六个月方差贡献率一直处于上升通道中，然后就稳定在2.2%～2.5%之间。

图4（右下）表示通货膨胀对自身的方差贡献率，一开始就达到了88%左右，从此之后物价指数对自身的影响就不断减少，在7个月后达到了78%左右，此后就一直稳定在这个水平上下。

通过以上分析得知，通货膨胀的波动受自身影响的最大，要想抑制通货膨胀首先要从通货膨胀本身出发，全方位分析通货膨胀被诱发的各类因素，并从各个维度对这些因素进行综合治理。其次，货币发行量对通货膨胀波动的影响也很大，最高达到15.4%，外汇占款对通货膨胀波动的影响稍弱，最高可达到5%，而货币供应量对通货膨胀波动的影响相对最弱，最高只有2.5%，由此可知货币发行量是引发通货膨胀波动的一个重要因素，要想有效抑制通货膨胀还应从源头上合理控制货币发行量的规模。

四、 研究结论

本文根据以上研究结论得出以下结论：

1. 从VAR模型中得知，外汇占款受到前期的货币供应量和通货膨胀的影响较大；货币发行量比外汇占款对货币供应量的影响要大；通货膨胀受到了前两期外汇占款、货币发行量和货币供应量的影响，其中受货币供应量影响的程度相对比较明显。

2. 从脉冲响应函数可知，外汇占款增长会促使通货膨胀的上升，其影响程度在第三个月达到最大；货币发行量的上涨会促使通货膨胀的加剧，这种影响在初期表现最为明显，随后逐渐减弱；我国在管制通货膨胀时非常谨慎，一旦货币供应量出现明显增长，央行通常会采取一系列措施来预防通货膨胀的加剧。

3. 从方差分解可以得知，通货膨胀的波动受自身影响的最大，要想抑制通货膨胀还是要从自身出发，全方位分析通货膨胀被诱发的各类因素，并从各个维度对这些因素进行综合治理；货币发行量是引发通货膨胀波动的一个重要因素，要想有效抑制通货膨胀还应从源头上合理控制货币发行量的规模。

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基金项目：安徽财经大学重点项目（项目号：ACKY1404ZD）。