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通貨膨脹的趨勢(shì)范文第1篇

[關(guān)鍵詞]失業(yè)率；通貨膨脹率

[中圖分類(lèi)號(hào)]F012[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A[文章編號(hào)]1005-6432（2014）51-0079-02

1引言

經(jīng)濟(jì)決策者的兩個(gè)目標(biāo)是低通貨膨脹和低失業(yè)，但這兩個(gè)目標(biāo)往往是沖突的。例如，假定決策者想用貨幣或者財(cái)政政策擴(kuò)大總需求。這一政策將會(huì)使經(jīng)濟(jì)沿著短期總供給曲線(xiàn)變動(dòng)到更高產(chǎn)出和更高物價(jià)水平。較高的產(chǎn)出意味著較低的失業(yè)，因?yàn)楫?dāng)企業(yè)產(chǎn)出更多是，需要的工人也就會(huì)增加。較高的物價(jià)水平意味著物價(jià)增長(zhǎng)也就是通貨膨脹。所以降低失業(yè)會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹的增加，即低失業(yè)和低通脹不可以共存。

2從總供給曲線(xiàn)函數(shù)推導(dǎo)出菲利普斯曲線(xiàn)函數(shù)

總供給方程式為P=PE+C（Y-），將等式兩段都減去上期的物價(jià)指數(shù)P-p=PE+C（Y-）-p，左邊形成了當(dāng)年的價(jià)格指數(shù)的上漲，右邊形成了當(dāng)年的預(yù)期通貨膨脹指數(shù)+總產(chǎn)出超過(guò)當(dāng)年充分就業(yè)產(chǎn)出量乘以系數(shù)C。將兩邊同時(shí)除以p左邊形成通貨膨脹率N，右邊形成預(yù)期通貨膨脹率 NE+C（Y-），N=NE+C（Y-）因?yàn)楦鶕?jù)奧肯定律總產(chǎn)出的變化和失業(yè)率變化是反向的，所以N=NE+C（S-） 其中S表示當(dāng)期失業(yè)率因?yàn)轭A(yù)期通貨膨脹率難以獲取數(shù)據(jù)，所以采用適應(yīng)性預(yù)期將上期通貨膨脹率作為當(dāng)期在預(yù)期通貨膨脹率。

3建立計(jì)量模型

建立計(jì)量模型時(shí)要引入隨即干擾項(xiàng)V，N=NE+C（S-）+V，2001―2010年的CPI計(jì)算的通貨膨脹率和失業(yè)率如下表：

4模型檢驗(yàn)

4.1對(duì)模型進(jìn)行經(jīng)濟(jì)意義檢驗(yàn)

模型估計(jì)結(jié)果表明，在假定其他變量不變的情況下，當(dāng)年通貨膨脹增加，失業(yè)率減去自然失業(yè)率的值就會(huì)減少，也就是當(dāng)年失業(yè)率減小。這與經(jīng)驗(yàn)判斷和理論分析相一致。

4.2統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

擬合優(yōu)度檢驗(yàn)：由表2中數(shù)據(jù)R可以得到：R2=0.1433，修正的可決系數(shù)為R2=0.036這說(shuō)明模型對(duì)樣本的擬合很不好。

t檢驗(yàn)：x4的系數(shù)的p值為0.28，x4對(duì)y的影響不是很顯著，但是較第一次回歸顯著的多。

5模型檢驗(yàn)

雖然兩次回歸都沒(méi)有得到很好的擬合效果，但是根據(jù)第二次回歸的結(jié)果還是可以看出控制通脹和減少失業(yè)這兩個(gè)政策目標(biāo)之間的沖突性的，中國(guó)經(jīng)濟(jì)符合西方經(jīng)濟(jì)學(xué)的理論推導(dǎo)的結(jié)論，并且菲利普斯曲線(xiàn)比較接近于一條凸像x軸的曲線(xiàn)而不是直線(xiàn)。

參考文獻(xiàn)：

[1]古扎拉蒂.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)基礎(chǔ)[M].5版.北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2009.

通貨膨脹的趨勢(shì)范文第2篇

關(guān)鍵詞：通貨膨脹壓力；P-Star；產(chǎn)出缺口；菲利普斯曲線(xiàn)

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金資助項(xiàng)目(08CJY002)；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目(07JC790055)；上海市教育發(fā)展基金會(huì)晨光計(jì)劃項(xiàng)目(2007CG71)；上海市教委高水平特色發(fā)展項(xiàng)目“金融信用知識(shí)創(chuàng)新體系”資助。作者簡(jiǎn)介：賈德奎(1978－)，男，寧夏同心人，管理學(xué)博士，上海立信會(huì)計(jì)學(xué)院中國(guó)立信風(fēng)險(xiǎn)管理研究院副教授，主要從事貨幣理論與政策研究。

中圖分類(lèi)號(hào)：F123.9　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：i006-1096(2009)04-0021-03　收稿日期：2009-05-04

通貨膨脹壓力IP(Inflation Pressure)是指未來(lái)某個(gè)給定時(shí)期的價(jià)格總水平相比較上一期的可能上升程度。通貨膨脹壓力測(cè)度即通過(guò)數(shù)量方法對(duì)物價(jià)總水平的變動(dòng)趨勢(shì)進(jìn)行度量，其主要目的在于幫助貨幣當(dāng)局準(zhǔn)確把握宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，并進(jìn)而提高貨幣政策的決策效率及調(diào)控效果。近年來(lái)，世界上越來(lái)越多的國(guó)家采用了通貨膨脹目標(biāo)制的貨幣政策調(diào)控框架，這要求貨幣當(dāng)局有準(zhǔn)確判斷未來(lái)通貨膨脹發(fā)展趨勢(shì)的能力。正基于此，對(duì)通貨膨脹壓力的研究成為學(xué)者們所關(guān)注的一個(gè)重要理論問(wèn)題。

一、相關(guān)文獻(xiàn)述評(píng)

在已有文獻(xiàn)中，有學(xué)者運(yùn)用產(chǎn)出缺口同價(jià)格變化率之間的關(guān)系來(lái)估計(jì)通貨膨脹壓力，也有學(xué)者運(yùn)用貨幣流通速度與其趨勢(shì)值之間的偏移率來(lái)測(cè)算通貨膨脹壓力。除此之外，20世紀(jì)90年代以來(lái)在國(guó)際上得到廣泛應(yīng)用的P－Star模型，也是測(cè)度通貨膨脹壓力的一種較好的嘗試。

基于貨幣流通速度偏移率的通貨膨脹壓力測(cè)度，假定當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)程中的貨幣需求量出現(xiàn)變化時(shí)，貨幣供給的增長(zhǎng)速度能與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所需要的貨幣需求增長(zhǎng)速度保持一致，在此條件下，價(jià)格總水平將保持不變，此時(shí)的貨幣流通速度可定義為均衡貨幣流通速度。根據(jù)費(fèi)雪的現(xiàn)金交易方程式Y(jié)P＝MV可以得出，當(dāng)實(shí)際貨幣流通速度與均衡貨幣流通速度出現(xiàn)偏離時(shí)，價(jià)格水平將存在著調(diào)整壓力。其中，如果實(shí)際貨幣流通速度低于均衡流通速度，則意味著未來(lái)價(jià)格水平存在著向上的調(diào)整壓力，即可能會(huì)發(fā)生通貨膨脹。余根錢(qián)(1993)利用上述通貨膨脹壓力測(cè)度方法，對(duì)改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)歷年(1979～1992)的通貨膨脹壓力進(jìn)行測(cè)算。結(jié)果表明，基于貨幣流通速度偏移率而建立的方程是一種預(yù)測(cè)物價(jià)總水平的理想模型。Miquel Faig和Bel6n Jerez(2005)利用美國(guó)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)(1892～2003)，通過(guò)研究貨幣流通速度偏移狀況來(lái)間接度量通貨膨脹壓力，并最終得出公眾持有貨幣的動(dòng)機(jī)變化會(huì)改變貨幣流通速度并引致通貨膨脹。Lars RisbJerg(2006)利用貨幣流通速度偏移率對(duì)丹麥的通貨膨脹壓力進(jìn)行測(cè)度，并通過(guò)考察通貨膨脹壓力的周期性變化，來(lái)驗(yàn)證貨幣量增長(zhǎng)、通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)周期之間的內(nèi)在聯(lián)系。

基于產(chǎn)出缺口的通貨膨脹壓力測(cè)度，其理論基礎(chǔ)為菲利普斯曲線(xiàn)所描述的價(jià)格水平與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的正相關(guān)關(guān)系。正是利用實(shí)際GDP增長(zhǎng)率對(duì)其潛在值(或均衡值)的偏離來(lái)間接度量經(jīng)濟(jì)中的通貨膨脹壓力。新西蘭儲(chǔ)備銀行從上世紀(jì)90年代以來(lái)，就以產(chǎn)出缺口作為經(jīng)濟(jì)中通貨膨脹壓力的重要衡量指標(biāo)，并進(jìn)而為貨幣當(dāng)局的政策決策和操作提供依據(jù)。Stefan Gerlach等(2006)利用不同方法對(duì)中國(guó)i982年~2003年間的產(chǎn)出缺口進(jìn)行估計(jì)，并研究了產(chǎn)出缺口與通貨膨脹之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)考慮了價(jià)格管制放松、貿(mào)易自由化及匯率制度改革等不可觀測(cè)變量后，產(chǎn)出缺口變化能夠較好地解釋中國(guó)多年以來(lái)的通貨膨脹變動(dòng)趨勢(shì)。國(guó)內(nèi)許多學(xué)者也進(jìn)行了類(lèi)似研究。劉樹(shù)成(1997)通過(guò)研究改革開(kāi)放前后中國(guó)的“產(chǎn)出－物價(jià)”菲利普斯曲線(xiàn)發(fā)現(xiàn)，我國(guó)隨著市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制的完善，市場(chǎng)機(jī)制開(kāi)始發(fā)揮作用，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與物價(jià)上漲率之間呈現(xiàn)出基本菲利普斯曲線(xiàn)所表明的同向變動(dòng)關(guān)系。范從來(lái)(2000)通過(guò)研究中國(guó)的“產(chǎn)出－物價(jià)”菲利普斯曲線(xiàn)的形狀，發(fā)現(xiàn)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和價(jià)格水平之間存在著基本的菲利普斯曲線(xiàn)所表明的同向變動(dòng)關(guān)系，并據(jù)此提出反通貨緊縮應(yīng)該成為貨幣政策的一個(gè)重要目標(biāo)。石柱鮮、黃紅梅、石慶華(2004)通過(guò)對(duì)中國(guó)產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率關(guān)系的分析，表明中國(guó)的產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且這種相關(guān)關(guān)系比較穩(wěn)定。劉金全、金春雨、鄭挺國(guó)(2006)以菲利普斯曲線(xiàn)和“奧肯定律”為理論依據(jù)，通過(guò)采用具有區(qū)制轉(zhuǎn)移的狀態(tài)空間模型，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和通貨膨脹率之間的關(guān)系進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)分析。研究發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間并不存在短期菲利普斯曲線(xiàn)所描述的直接關(guān)系，但存在著長(zhǎng)期菲利普斯曲線(xiàn)下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)性與通貨膨脹波動(dòng)性之間的緊密聯(lián)系。

基于貨幣需求理論中的費(fèi)雪現(xiàn)金交易方程式，美聯(lián)儲(chǔ)的Hallman Jeffrey等三位研究人員(1989)提出了一種估計(jì)通貨膨脹壓力的模型，即所謂的P－Star模型。國(guó)內(nèi)外許多學(xué)者利用P－Star模型對(duì)相應(yīng)國(guó)家或地區(qū)的通貨膨脹壓力進(jìn)行實(shí)證研究，得出的結(jié)論表明該模型能夠應(yīng)用于大多數(shù)經(jīng)濟(jì)體的通貨膨脹壓力測(cè)度。Peter Hoeller和Pierre Poret(1991)通過(guò)實(shí)證研究以評(píng)估P－Star模型的有效性。結(jié)果表明，P－Star模型在解釋過(guò)去的通貨膨脹變化軌跡時(shí)，要比單一依賴(lài)產(chǎn)出缺口的模型更為出色；不僅如此，在對(duì)樣本中大多數(shù)國(guó)家的研究中發(fā)現(xiàn)，在長(zhǎng)期通貨膨脹壓力的預(yù)測(cè)方面，P―Star模型也優(yōu)于基于金融市場(chǎng)變量的其他模型。但令人遺憾的是，在預(yù)測(cè)短期通貨膨脹壓力方面，P-Star模型表現(xiàn)出相應(yīng)的不足。其主要原因在于，P-Star模型既無(wú)法有效識(shí)別出事先的貨幣流通速度和潛在產(chǎn)出水平的暫時(shí)性沖擊因素，也無(wú)法識(shí)別出類(lèi)似的永久性沖擊因素。楊運(yùn)杰、張永軍(2007)估計(jì)了P－Star模型的經(jīng)驗(yàn)方程，并且研究表明運(yùn)用P-Star方程來(lái)估算通貨膨脹壓力的變化，可以為國(guó)家價(jià)格總水平的調(diào)控提供參考。

在許多標(biāo)準(zhǔn)模型中，產(chǎn)出缺口是解釋通貨膨脹的主要變量，而在P－Star模型中，貨幣流通速度對(duì)均衡趨勢(shì)的偏離也是決定通貨膨脹水平的重要因素。P-Star模型基于傳統(tǒng)的古典貨幣數(shù)量論，即就長(zhǎng)期而言，價(jià)格水平取決于貨幣供應(yīng)量。P-Star模型的貨幣政策含義在于貨幣當(dāng)局在短期或長(zhǎng)期內(nèi)影響貨幣供應(yīng)量的能力。

不同的通貨膨脹壓力測(cè)度方法既可以互為補(bǔ)充，又能夠彼此驗(yàn)證，因此各具借鑒意義。但在具體研究中，測(cè)度方法

的選擇應(yīng)該基于現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)特征?；诖?，考慮到中國(guó)過(guò)去所經(jīng)歷的通貨膨脹上漲的主要引致原因，即主要表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)過(guò)快下的需求驅(qū)動(dòng)特征，下面將利用菲利普斯曲線(xiàn)所描述的產(chǎn)出與通貨膨脹之間的關(guān)系式，通過(guò)估計(jì)產(chǎn)出缺口，以對(duì)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)中的通貨膨脹壓力進(jìn)行測(cè)度。

二、產(chǎn)出缺口估計(jì)及模型建立

利用菲利普斯曲線(xiàn)所描述的產(chǎn)出與通貨膨脹之間的關(guān)系對(duì)通貨膨脹壓力進(jìn)行測(cè)度，首先需要準(zhǔn)確地估計(jì)產(chǎn)出缺口，然后通過(guò)建立產(chǎn)出缺口和通貨膨脹之間的回歸方程式進(jìn)行計(jì)量分析，最后對(duì)通貨膨脹壓力進(jìn)行測(cè)度。

(一)產(chǎn)出缺口估計(jì)

在已有的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)中，從理論上估算產(chǎn)出缺口的方法有結(jié)構(gòu)性方法與非結(jié)構(gòu)性方法兩大類(lèi)。結(jié)構(gòu)性方法的代表是生產(chǎn)函數(shù)方法，但通過(guò)生產(chǎn)函數(shù)法估算潛在產(chǎn)出時(shí)必須使用失業(yè)率、企業(yè)開(kāi)工率、固定資產(chǎn)使用率等指標(biāo)，而在中國(guó)沒(méi)有企業(yè)開(kāi)工率、固定資產(chǎn)使用率的正式統(tǒng)計(jì)，對(duì)失業(yè)率的統(tǒng)計(jì)只有城市登記失業(yè)率一項(xiàng)，該指標(biāo)對(duì)農(nóng)村失業(yè)及城市中下崗等情況沒(méi)有進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，因此在中國(guó)直接使用生產(chǎn)函數(shù)法計(jì)算潛在產(chǎn)出有比較大的困難。

非結(jié)構(gòu)性方法也稱(chēng)為統(tǒng)計(jì)方法，是直接根據(jù)實(shí)際產(chǎn)出估計(jì)潛在產(chǎn)出，不需要其他統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，其中最具代表性的是HP濾波方法。即如果Y是包含趨勢(shì)成分和波動(dòng)成分的經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列，Y是其中含有的趨勢(shì)成分，Y：是其中含有的波動(dòng)成分，則利用liP濾波可以將經(jīng)濟(jì)變量序列中長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì)和短期經(jīng)濟(jì)波動(dòng)成分T分離出來(lái)。下面采用HP濾波法估算潛在產(chǎn)出時(shí)，因使用的是年度數(shù)據(jù)，故采用了OECD的建議，取r=25。估算結(jié)果如下表所示。

(二)模型建立

基于菲利普斯曲線(xiàn)所描述的產(chǎn)出與通貨膨脹之間的關(guān)系，可建立下述計(jì)量模型。

上式中為時(shí)期的通貨膨脹率，Gap，為時(shí)期的產(chǎn)出缺口，真為擾動(dòng)項(xiàng)。上式的經(jīng)濟(jì)學(xué)含義為，當(dāng)期的通貨膨脹水平受過(guò)去的通貨膨脹水平及產(chǎn)出缺口的影響，即產(chǎn)出缺口是影響通貨膨脹水平的重要因素。其中，在正的產(chǎn)出缺口下，通貨膨脹有上升的壓力；在負(fù)的產(chǎn)出缺口下，通貨膨脹則有下降的壓力。下面將利用中國(guó)的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。通過(guò)上述模型，對(duì)中國(guó)近期的通貨膨脹壓力進(jìn)行測(cè)度。

三、實(shí)證及結(jié)果分析

計(jì)量分析所用的CPI及產(chǎn)出缺口數(shù)據(jù)均為年度數(shù)據(jù)。CPI數(shù)據(jù)來(lái)源為GCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究服務(wù)中心的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，產(chǎn)出缺口采用上面利用HP濾波方法的估計(jì)值。方程中的CPI和產(chǎn)出缺口分別取一階滯后項(xiàng)，最后使用最小二乘法(OLS)進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如下表所示，

從回歸結(jié)果看，各變量系數(shù)的‘統(tǒng)計(jì)量都比較顯著，DW值為1.32，為67.1％，調(diào)整后的及R為62％，計(jì)量結(jié)果比較理想。

根據(jù)上述回歸方程，參考張曉晶(2008)關(guān)于穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率的解釋?zhuān)梢杂?jì)算出不同穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率水平下的GDP增長(zhǎng)率。如果仍然假定社會(huì)可承受的通貨膨脹率水平在5％以下，則相對(duì)應(yīng)的GDP增長(zhǎng)率為9.41％；并且從下表可以看出，通貨膨脹率為0時(shí)，GDP增長(zhǎng)率為7.39％。由此根據(jù)下表可以得出，穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率上升1個(gè)百分點(diǎn)與GDP增速提高0.4個(gè)百分點(diǎn)是相對(duì)應(yīng)的；并且可以看出，中國(guó)如果出現(xiàn)9％以上的GDP增長(zhǎng)率，則經(jīng)濟(jì)將面臨較大的通貨膨脹壓力。

四、簡(jiǎn)要結(jié)論

筆者利用HP濾波方法估計(jì)中國(guó)近年(1992―2007)的產(chǎn)出缺口狀況，并建立描述中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)中產(chǎn)出缺口與通貨膨脹之間關(guān)系的菲利普斯曲線(xiàn)方程式，最后采用計(jì)量方法進(jìn)行實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)快是中國(guó)近年來(lái)出現(xiàn)通貨膨脹的主要因素；不僅如此，中國(guó)2007年前后曾出現(xiàn)的通貨膨脹上漲也主要由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)偏快所引致。通過(guò)考察不同穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率水平所對(duì)應(yīng)的GDP增長(zhǎng)率可以發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的穩(wěn)態(tài)通貨膨脹率上升1個(gè)百分點(diǎn)與GDP增速提高0.4個(gè)百分點(diǎn)是相對(duì)應(yīng)的。由此可以得出，中國(guó)如果持續(xù)出現(xiàn)9％以上的GDP增長(zhǎng)率，則宏觀經(jīng)濟(jì)將面臨較大的通貨膨脹壓力，這一結(jié)論也為中國(guó)過(guò)去30年的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐所證實(shí)。

通貨膨脹的趨勢(shì)范文第3篇

關(guān)鍵詞:通貨膨脹;預(yù)期;產(chǎn)出缺口;菲利普斯曲線(xiàn)

中圖分類(lèi)號(hào):F820.5 文獻(xiàn)標(biāo)志碼:A文章編號(hào):1673-291X(2010)23-0010-02

在經(jīng)濟(jì)學(xué)上,通貨膨脹表現(xiàn)為整體物價(jià)水平持續(xù)性上升。公認(rèn)的菲利普斯曲線(xiàn)表示的是通貨膨脹與失業(yè)率之間的替代關(guān)系,即反映到政策上是可以用通貨膨脹換取失業(yè)率。弗里德曼和菲爾普斯在解釋20世紀(jì)60年代至70年代西方世界出現(xiàn)的滯脹現(xiàn)象時(shí)提出附加預(yù)期的菲利普斯曲線(xiàn),在模型中引入了適應(yīng)性預(yù)期,得出在短期菲利普斯曲線(xiàn)存在、長(zhǎng)期不存在的結(jié)論;新古典宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)派提出理性預(yù)期菲利普斯曲線(xiàn),提出無(wú)法以通貨膨脹為代價(jià)來(lái)降低失業(yè)率,菲利普斯曲線(xiàn)始終是垂直于自然失業(yè)率的一條直線(xiàn);新凱恩斯主義菲利普斯曲線(xiàn)是基于理性預(yù)期和價(jià)格黏性的菲利普斯曲線(xiàn)。

一、基于預(yù)期與產(chǎn)出缺口的菲利普斯曲線(xiàn)模型

在西方經(jīng)濟(jì)理論中,預(yù)期的概念早已提出,但是,將其引入通貨膨脹的研究是在20世紀(jì)60年代之后。正是預(yù)期因素的引入,成為現(xiàn)代西方理論和傳統(tǒng)理論的分水嶺。相比之下,中國(guó)直到80年代后期,尤其是1988年搶購(gòu)風(fēng)之后,通脹的預(yù)期理論才逐漸引起學(xué)者的重視。預(yù)期的假定是“經(jīng)濟(jì)人力圖正確的預(yù)期未來(lái),從而減少目前決策的損失。”在現(xiàn)代人們偏向于理性的情況下,預(yù)期是一個(gè)不可忽視的因素。在菲利普斯曲線(xiàn)的研究中,西方學(xué)者也把預(yù)期引入其中,從而得出基于預(yù)期的菲利普斯曲線(xiàn)。我們知道在菲利普斯曲線(xiàn)中,失業(yè)率和通貨膨脹率之間存在替代關(guān)系,因此,推測(cè)政府有可能在失業(yè)率和通脹率之間進(jìn)行取舍,從而在降低失業(yè)率的同時(shí)導(dǎo)致了通貨膨脹的發(fā)生。在我國(guó),由于失業(yè)率的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)不完全,只有城鎮(zhèn)失業(yè)率登記,在農(nóng)村還存在著大量的失業(yè)無(wú)法統(tǒng)計(jì),所以,在我國(guó)不能用這種不完整的統(tǒng)計(jì)的失業(yè)率去找出通脹的原因。但可以用產(chǎn)出缺口來(lái)替代,因?yàn)榘凑諍W肯定律,實(shí)際GDP增長(zhǎng)率相對(duì)于潛在GDP增長(zhǎng)率每下降2到2.5個(gè)百分點(diǎn),失業(yè)率就上升一個(gè)百分點(diǎn),所以只要證明了通貨膨脹與產(chǎn)出缺口之間存在正相關(guān)關(guān)系,就可以說(shuō)明通貨膨脹率與失業(yè)率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。所以,本文建立了基于預(yù)期和產(chǎn)出缺口的菲利普斯曲線(xiàn)模型。

二、數(shù)據(jù)來(lái)源與實(shí)證分析

(一)變量的說(shuō)明

在該模型中涉及到通貨膨脹預(yù)期及產(chǎn)出缺口,通貨膨脹預(yù)期是指對(duì)于通貨膨脹的估計(jì)值,其數(shù)值大小會(huì)直接地影響人們的行為。實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出的差值就是產(chǎn)出缺口。潛在產(chǎn)出一般是指,在非加速通貨膨脹的情況下,現(xiàn)有的勞動(dòng)力、資本和技術(shù)所能實(shí)現(xiàn)的生產(chǎn)水平。

(二)變量的計(jì)算

至于預(yù)期的通貨膨脹∏te如何確定,經(jīng)濟(jì)學(xué)家提出預(yù)期機(jī)制,大致可以分成四種:首先是靜態(tài)預(yù)期,這種預(yù)期簡(jiǎn)單地把上一期的實(shí)際通脹率作為現(xiàn)期的預(yù)期通貨膨脹,即∏te=∏t-1;其次是外推型預(yù)期,設(shè)定預(yù)期通貨膨脹率等于上期通脹率加上通脹變化趨勢(shì)的一個(gè)修正值:∏te-∏t-1=a(∏t-1-∏t-2);第三種是適用性預(yù)期,這種預(yù)期假設(shè)人們?cè)谛纬蓪?duì)現(xiàn)期的預(yù)期通貨膨脹時(shí),考慮到上一期的預(yù)期誤差,即∏te-∏t-1e= a(∏t-1-∏t-1e);最后是理性預(yù)期,即經(jīng)濟(jì)當(dāng)事人會(huì)利用一切可得的信息對(duì)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)變量做出準(zhǔn)確的判斷:∏te=∏t。由于靜態(tài)預(yù)期過(guò)于趨于簡(jiǎn)單化,理性預(yù)期又缺乏現(xiàn)實(shí)性,所以普遍使用的是外推型或適用性預(yù)期機(jī)制。本文采用外推型預(yù)期。

潛在產(chǎn)出的估計(jì)方法大致分為兩類(lèi):一是統(tǒng)計(jì)分解趨勢(shì)法,另一類(lèi)是經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)關(guān)系估計(jì)法。前者試圖把時(shí)間序列分解為永久性成分和周期性成分;而后者則試圖用經(jīng)濟(jì)理論分離出結(jié)構(gòu)性和周期性因素對(duì)產(chǎn)出的影響。本文通過(guò)計(jì)量方法,用一條光滑的指數(shù)曲線(xiàn)來(lái)擬合潛在GDP的增長(zhǎng)趨勢(shì)。因?yàn)镚t=(Yt-Yt*)/Yt*約等于lnYt-lnYt*,所以用公式lnYt-lnYt*來(lái)計(jì)算產(chǎn)出缺口。

3.模型構(gòu)建與實(shí)證分析

選擇1980―2009年的數(shù)據(jù),利用EViews進(jìn)行分析,可以看出Yt與t之間存在對(duì)數(shù)關(guān)系。所以可以建立擬合潛在產(chǎn)出模型

lnYt*=a+bt+e

Yt為年度國(guó)民內(nèi)生產(chǎn)總值,t為時(shí)間變量,以年為單位,它在 1980年的取值為1,得出的函數(shù)為

lnYt*=8.227+0.1541t+e

(0.0531) (0.0030)

t=(154.83)(51.47)

R2=0.9895F=2649.666S.E=0.1419

擬合優(yōu)度R2為0.9895,說(shuō)明模型較好地?cái)M合了實(shí)際GDP,國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的變化中98.95%可以用回歸模型來(lái)解釋。t值和F值都顯著,說(shuō)明變量具有顯著性,模型也具有顯著性。這個(gè)結(jié)果表明潛在產(chǎn)出存在一種趨勢(shì),潛在產(chǎn)出對(duì)時(shí)間的慣性為0.1541。

利用以上結(jié)果,計(jì)算出我國(guó)的產(chǎn)出缺口,選擇1979―2008年的居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)代表1980―2009年的通貨膨脹預(yù)期的其中一部分,用1978―2008年的數(shù)據(jù)計(jì)算出通貨膨脹趨勢(shì),與產(chǎn)出缺口一起得到,在大樣本的情況下并且剔除個(gè)別異常的數(shù)據(jù)后可以大概認(rèn)為通貨膨脹∏t與∏t,∏t-1-∏t-2 ,Gt存在線(xiàn)性關(guān)系,因此可以設(shè)立線(xiàn)性模型:

∏t =a+b∏t-1+ c(∏t-1-∏t-2)+Gt+e

∏t代表通貨膨脹,∏t-1表示上期通貨膨脹,∏t-1-∏t-2表示通脹膨脹變化趨勢(shì),Gt表示產(chǎn)出缺口,e表示隨機(jī)誤差。

應(yīng)用EViews軟件進(jìn)行回歸分析,由此得到的通脹與預(yù)期及產(chǎn)出缺口的模型為:

∏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

模型表示的經(jīng)濟(jì)含義為自發(fā)性的通貨膨脹率為3.35%,這是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)引起的;上期的通貨膨脹對(duì)本期的通貨膨脹的影響慣性為39.04%,即人們有理由相信本期的通貨膨脹會(huì)在上期的基礎(chǔ)上保持一定的比例;通貨膨脹變化趨勢(shì)的影響程度為49.3%,即人們還會(huì)根據(jù)前兩期的通貨膨脹差額來(lái)預(yù)測(cè)本期的通脹;產(chǎn)出缺口的影響程度為11.194,即若實(shí)際GDP比潛在GDP增加1%,將會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹增加11.194%。

模型的擬合優(yōu)度為0.584,定量地描述了∏t的變化中可以用回歸模型來(lái)說(shuō)明的部分為58.4%,也就是說(shuō)模型具有0.584的解釋程度。F值為12.176,由于n=30,k=3,n-k-1=26,取顯著性水平為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%的置信度認(rèn)為模型的線(xiàn)性關(guān)系是顯著的。

三、主要結(jié)論

1.菲利普斯曲線(xiàn)在中國(guó)還是存在的,只是在一些體制方面與西方國(guó)家有差別,導(dǎo)致不是很明顯,因而有些學(xué)者否認(rèn)它在中國(guó)的存在。在這個(gè)模型中產(chǎn)出缺口與通貨膨脹之間呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系。

2.產(chǎn)出缺口在統(tǒng)計(jì)上顯著影響我國(guó)的通貨膨脹率。應(yīng)該說(shuō),我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展史上存在的經(jīng)濟(jì)過(guò)熱現(xiàn)象是通貨膨脹的一個(gè)重要原因;或者說(shuō),實(shí)際產(chǎn)出超過(guò)潛在產(chǎn)出水平是通貨膨脹產(chǎn)生的主要實(shí)體經(jīng)濟(jì)面因素。如果實(shí)際經(jīng)濟(jì)當(dāng)中實(shí)際GDP超過(guò)潛在GDP,其反映在通貨膨脹中將被放大十倍。

3.上期通貨膨脹以及通貨膨脹趨勢(shì)在一定程度上影響著我國(guó)的通貨膨脹。

4.雖然在擬合優(yōu)度不是很高,但從F值我們知道整個(gè)模型的影響是顯著的,所以在沒(méi)有引入其他影響因素的情況下,我們有理由相信這個(gè)模型是符合實(shí)際的。

四、治理我國(guó)通貨膨脹的政策建議

首先,經(jīng)濟(jì)過(guò)熱的不僅是某些地方政府不惜代價(jià)追求發(fā)展速度的慣的結(jié)果,也是中國(guó)特定政治周期在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的一個(gè)反映:在某個(gè)政策規(guī)劃剛出臺(tái)的前兩年。各地都想把攤子鋪大,把基礎(chǔ)打好。各級(jí)地方政府應(yīng)該樹(shù)立全局觀念,確保政令暢通;中央政府各有關(guān)部門(mén)也應(yīng)管好土地,管好稅收。在宏觀的幾個(gè)指標(biāo)中不能只顧經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng),在有矛盾的指標(biāo)之間要注意協(xié)調(diào)。應(yīng)該采用穩(wěn)健的政策防止經(jīng)濟(jì)過(guò)熱,要根據(jù)實(shí)際情況來(lái)制定政策,不應(yīng)該一味地追求GDP的增長(zhǎng)速度。

其次,作為調(diào)控者的政府要把好預(yù)期這一關(guān),不要盲目地讓物價(jià)太高,只有讓人們擁有一個(gè)比較穩(wěn)定的預(yù)期,才能保證經(jīng)濟(jì)不會(huì)過(guò)分波動(dòng)。一方面,要適度控制貨幣投放的規(guī)模和節(jié)奏,讓貨幣供給量平穩(wěn)回落至適度水平;另一方面,要合理引導(dǎo)信貸投放的規(guī)模和結(jié)構(gòu),既要防止信貸過(guò)度膨脹,又要通過(guò)窗口指導(dǎo)推動(dòng)貸款投放的結(jié)構(gòu)調(diào)整。此外,保持國(guó)內(nèi)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格的基本穩(wěn)定,合理控制水電油氣等資源類(lèi)產(chǎn)品價(jià)格,在積極推進(jìn)資源價(jià)格形成機(jī)制改革的同時(shí),充分考慮到居民的承受能力和適應(yīng)能力,以免成為推升物價(jià)的疊加因素。最后,加強(qiáng)對(duì)國(guó)際熱錢(qián)的監(jiān)管,防止資產(chǎn)價(jià)格,尤其是房?jī)r(jià)的過(guò)快膨脹。

參考文獻(xiàn):

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通貨膨脹的趨勢(shì)范文第4篇

雖然二維var模型的BQ分解是充分可識(shí)別的，但這并不表明多維BQ分解也一定是充分可解的。設(shè)形如(1)式的n維var模型，其Xt=(ytπtz3t…znt)''''n×1，ytπt的含義不變，z3t…znt代表其余的n-2個(gè)變量。殘差et=(e1t…ent)''''。那么var模型的移動(dòng)平均式其中，εt=(ε1tε2tε3t…εnt)''''，ε1tε2t的含義與前文相同，ε3t…εnt分別代表各種沖擊，如政府購(gòu)買(mǎi)、國(guó)外需求沖擊、金融風(fēng)暴、旱災(zāi)、地震、豬肉價(jià)格暴漲、太陽(yáng)黑子等等。且方差標(biāo)準(zhǔn)化為1。其對(duì)各個(gè)變量的長(zhǎng)期影響效應(yīng)需根據(jù)相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)理論一一判斷。其中d(0)和d(k)皆為n階方陣，且有n2個(gè)未知元素待解。然而n維var模型殘差的∑由于對(duì)稱(chēng)性只能提供n(n+1)/2個(gè)有效方程，因此至少需要BQ分解為其提供n(n-1)/2個(gè)條件，例如，根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論得：所以，對(duì)于n2個(gè)未知數(shù)，恰好有n(n+1)/2+n(n-1)/2=n2個(gè)方程。然而這不能保證一定可解，且存在有意義的實(shí)數(shù)解。因?yàn)閷?duì)于n個(gè)未知數(shù)，n個(gè)含未知數(shù)的方程并不是其有解的充分條件。當(dāng)然若n個(gè)含未知數(shù)的方程都是一次線(xiàn)性的，其必然有解，要么為0解，要么唯一解，要么有無(wú)窮多解。但是由方差協(xié)方差矩陣所提供n(n+1)/2個(gè)方程都是二次的，而B(niǎo)Q分解所提供n(n-1)/2個(gè)卻是一次的，顯然我們不能絕對(duì)地說(shuō)其一定無(wú)解，但也不能說(shuō)其一定有解。若能恰好解出實(shí)數(shù)解的，那一定非常幸運(yùn)。文章后面實(shí)證部分所用的四維var模型的BQ分解，16個(gè)未知數(shù)，有10個(gè)二次方程和6個(gè)一次方程，然而，即便采用MATLAB軟件也無(wú)法求解的。這正是多維BQ分解的困難所在，乃是由其自身的結(jié)構(gòu)性矛盾所決定的。對(duì)于多維BQ分解的困難，在以往的文獻(xiàn)研究中很少有關(guān)注。但吳錦順(2013)的研究明確表明，其在BQ分解的基礎(chǔ)上引用了Cholesky分解來(lái)求解其中的各元素。這很可能是其在實(shí)際的研究中遇到了多維BQ分解的困難，所以才增加Cholesky分解來(lái)輔助求解。但關(guān)鍵問(wèn)題是可不可以在BQ分解的基礎(chǔ)上引用Cholesky分解呢？

二、BQ分解與Cholesky分解的矛盾

Cholesky分解與BQ分解的作用一樣，是用于識(shí)別(1)式var模型的結(jié)構(gòu)式模型而假設(shè)的識(shí)別條件。只是Cholesky分解與BQ分解的具體含義不同而已。這個(gè)假設(shè)表明ε1t在當(dāng)期對(duì)yt有一個(gè)影響效應(yīng)，同時(shí)又通過(guò)b21的間接效應(yīng)對(duì)πt也有一個(gè)當(dāng)期的影響效應(yīng)。而ε2t對(duì)πt有一個(gè)當(dāng)期的影響效應(yīng)，但yt對(duì)卻沒(méi)有間接的影響效應(yīng)，因?yàn)镃holesky分解假設(shè)：b12=0。這實(shí)質(zhì)上是不同于BQ分解的。BQ分解所假設(shè)的是ε2t對(duì)yt的長(zhǎng)期影響效應(yīng)為0，而不是假設(shè)ε2t對(duì)yt的當(dāng)期效應(yīng)為0。所以?xún)烧哂斜举|(zhì)上的區(qū)別。以上是用最簡(jiǎn)單的二維模型的情況來(lái)證明的。將其推廣至多維模型需要一些技巧。證明的關(guān)鍵在于把Cholesky分解與BQ分解條件聯(lián)系起來(lái)，表明它們的矛盾沖突。上面證明的思路是在BQ分解的基礎(chǔ)上引入Cholesky分解，但是在n維模型的情況下，由于B-1矩陣不能像二維時(shí)可以很容易的求解出來(lái)，所以要把思路轉(zhuǎn)變?yōu)樵贑holesky分解的基礎(chǔ)上引入BQ分解。因?yàn)镃holesky分解條件最終所形成的B矩陣是一個(gè)上三角矩陣，所以B-1也是一個(gè)上三角矩陣。然后把貨幣供給沖擊ε2t排列到εt最后的位置，再進(jìn)行(12)到(14)式的步驟即可證明。既然Cholesky分解不能被用于解決多維BQ分解無(wú)法求解的困難，那么，當(dāng)我們?cè)趯?shí)踐中遇到這個(gè)困難時(shí)，當(dāng)如何解決呢？之所以在BQ分解的基礎(chǔ)上要引入Cholesky分解，這很可能是由于在核心通貨膨脹的研究中遇到了多維BQ分解無(wú)法求解的困難，所以才盲目地引入Cholesky分解來(lái)輔助求解。只是不知兩者是沖突的，不能同時(shí)使用。而人們之所以一定要采用BQ分解而不是采用Cholesky分解，就是因?yàn)锽Q分解是根據(jù)經(jīng)濟(jì)理論而假設(shè)的。菲利普斯曲線(xiàn)認(rèn)為貨幣對(duì)產(chǎn)出的長(zhǎng)期效應(yīng)是呈中性的，而對(duì)通貨膨脹卻是主要的動(dòng)因。因此，當(dāng)把核心通貨膨脹的概念定義為產(chǎn)出中性的通貨膨脹時(shí)，(5)式所代表的BQ分解的條件就是這種趨勢(shì)分解方法關(guān)鍵的核心。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、校準(zhǔn)：一個(gè)簡(jiǎn)便而有效的方法

并不是所有的多維BQ分解都能幸運(yùn)的解出實(shí)數(shù)解，那么當(dāng)遇到多維BQ分解無(wú)法求解的困難時(shí)，應(yīng)該怎么解決呢？校準(zhǔn)是一個(gè)簡(jiǎn)便而有效的方法。校準(zhǔn)本是為DSGE模型結(jié)構(gòu)性參數(shù)估值的通用方法。文章破例將其用于多維BQ分解的應(yīng)用中來(lái)解決其無(wú)法正常求解的難題。當(dāng)然所校準(zhǔn)的未知數(shù)個(gè)數(shù)不宜太多，主要是由于：一是并非所有的求知數(shù)都可以被近似地校準(zhǔn)為某個(gè)彈性；二是用所校準(zhǔn)的估值畢竟存在著一定的誤差，因此應(yīng)當(dāng)盡量減少校準(zhǔn)的個(gè)數(shù)，在必要的幾個(gè)校準(zhǔn)估值的基礎(chǔ)上，結(jié)合BQ分解條件和其余的有效方程，能順利地解出d(0)有意義的實(shí)數(shù)解即可。綜合上述分析可知，其研究選用的仿值，既可以查閱各種有關(guān)彈性的文獻(xiàn)研究，比較并選擇一個(gè)最合理的結(jié)果作為校準(zhǔn)的估值；也可以采用文獻(xiàn)研究所使用的方法，親自用更新的數(shù)據(jù)重新估計(jì)而得。這種方法雖然繁瑣，但比較精確。最終采用哪個(gè)方法可以根據(jù)個(gè)人的研究與目的而定。

四、實(shí)證分析與檢驗(yàn)

文章采用四維var模型來(lái)驗(yàn)證多維BQ分解的困難，并檢驗(yàn)校準(zhǔn)的方法在求解這個(gè)難題以及在核心通貨膨脹的研究中的可行性。模型所用的數(shù)據(jù)皆來(lái)自中國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)庫(kù)和中國(guó)人民銀行網(wǎng)站。其中yt是2002年1季度~2014年2季度的GDP的數(shù)據(jù)經(jīng)對(duì)數(shù)、除季節(jié)性趨勢(shì)和時(shí)間趨勢(shì)調(diào)整后的序列（產(chǎn)出序列與CPI指數(shù)，利率和匯率序列存在著協(xié)整關(guān)系。而構(gòu)成的var模型的變量之間要求不能存在著協(xié)整關(guān)系，否則模型不平穩(wěn)，估值不準(zhǔn)。簡(jiǎn)單的處理序列是不能除去他們之間的協(xié)整關(guān)系的。），再差分并擴(kuò)大100倍的序列。πt是同期CPI的月度同比數(shù)據(jù)，經(jīng)季度調(diào)整后，再對(duì)數(shù)、差分并擴(kuò)大100倍的數(shù)據(jù)。rt是同期全國(guó)銀行間同業(yè)拆借3個(gè)月（或90天）加權(quán)平均利率的月度數(shù)據(jù)，經(jīng)季度調(diào)整、再經(jīng)CPI調(diào)整并差分后的序列。ext是一美元折合人民幣（平均數(shù)）的月度數(shù)據(jù)經(jīng)季度、CPI調(diào)整后再差分并擴(kuò)大10倍后的序列。假設(shè)它們均受到來(lái)自四個(gè)方面的隨機(jī)沖擊的影響，即分別是來(lái)自供給方面全要素生產(chǎn)率或相對(duì)勞力生產(chǎn)力沖擊ε1，來(lái)自需求方面的貨幣供給或?qū)嶋H貨幣余額沖擊ε2，以及來(lái)自國(guó)際的進(jìn)出口貿(mào)易沖擊ε3和某種隨機(jī)沖擊ε4。經(jīng)檢驗(yàn)，yt、πt、rt、ext皆平穩(wěn)，構(gòu)建形如(1)式的四維var模型。經(jīng)過(guò)AIC和SBIC檢驗(yàn)表明，其最佳滯后除數(shù)為1階。用Stata軟件估計(jì)，穩(wěn)定性檢驗(yàn)表明所有單位根皆在單位圓內(nèi)，因此所構(gòu)建的四維var模型穩(wěn)定，存在唯一移動(dòng)平均表達(dá)式。實(shí)踐表明，采用文章的數(shù)據(jù)所構(gòu)建的四維var模型的BQ分解，MATLAB軟件也是無(wú)法求解的。因此我們采用校準(zhǔn)的方法來(lái)輔助求解。通過(guò)查閱相關(guān)的文獻(xiàn)，我國(guó)M2的貨幣需求的收入彈性在1.139（王亞琦，2012）到1.66（汪紅駒，2002）之間，研究取易行鍵(2006)的研究結(jié)果為1.3，所以d12(0)＝0.77。對(duì)于全要素生產(chǎn)率所代表的技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)出的貢獻(xiàn)，文獻(xiàn)研究存在著巨大的差異，肖志興(2012)認(rèn)為技術(shù)進(jìn)步對(duì)產(chǎn)出的彈性?xún)H為0.038。而龔曙明(2010)認(rèn)為，2001－2007年技術(shù)進(jìn)步的平均貢獻(xiàn)率為58.04%，權(quán)衡各個(gè)方面，我們采用苗敬毅(2008)的結(jié)果，其用半?yún)?shù)模型測(cè)得技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)率為0.1739。所以文章將校準(zhǔn)定為0.17。馬樹(shù)才等(2009)以現(xiàn)代實(shí)際匯率決定模型實(shí)證分析了我國(guó)人民幣實(shí)際匯率的決定。其結(jié)果表明，相對(duì)勞動(dòng)生產(chǎn)率進(jìn)步對(duì)人民幣匯率的即期效應(yīng)為-1.65，貨幣實(shí)際余額對(duì)實(shí)際匯率的即期效應(yīng)為0.75。所以文章的校準(zhǔn)d41(0)＝-1.65，d42(0)＝0.75。曹陽(yáng)(2004)實(shí)證研究了我國(guó)實(shí)際匯率波動(dòng)對(duì)進(jìn)口貿(mào)易的影響效應(yīng)為-1.478，因此文章的校準(zhǔn)d43(0)＝-0.68。文中的分析一共校準(zhǔn)了5個(gè)參數(shù)，在此基礎(chǔ)上，其余的未知數(shù)皆可順利地解得。所以d(0)可知，εt和d(k)也既可求得。因此，核心通貨膨脹可得。表1比較了通貨膨脹πt與按校準(zhǔn)方法獲得的核心通貨膨脹πtcore的數(shù)字特征。核心通貨膨脹的均值和標(biāo)準(zhǔn)差小于實(shí)際通貨膨脹的均值和標(biāo)準(zhǔn)差，這說(shuō)明了核心通貨膨脹的波動(dòng)性比較小。直觀上符合實(shí)踐對(duì)它的要求。并且兩者的相關(guān)系數(shù)為0.86，高度相關(guān)，其p值為0，非常顯著。

從圖1可知，從2002年（172期）以來(lái)，我國(guó)通貨膨脹一直都處于可控制的范圍之內(nèi)。在上個(gè)十年的初期，核心通貨膨脹基本上反映了對(duì)應(yīng)時(shí)期的通貨膨脹的特征，在低位波動(dòng)。到了2007年（188期），為了應(yīng)對(duì)受?chē)?guó)外的輸入性通脹和國(guó)內(nèi)房地產(chǎn)等行業(yè)的價(jià)格上漲所形成的新一輪的通貨膨脹壓力，央行連續(xù)6次提高存款準(zhǔn)備金率，所以在2008年后，我國(guó)核心通貨膨脹開(kāi)始大幅下降，后來(lái)受?chē)?guó)際金融風(fēng)暴的影響，我國(guó)實(shí)施了“4萬(wàn)億”的刺激計(jì)劃，所以在2009年（196期）后核心通貨膨脹又開(kāi)始大幅的上升，之后則在一個(gè)合理的區(qū)間內(nèi)波動(dòng)。在這個(gè)劇烈波動(dòng)的時(shí)期，我國(guó)的核心通貨膨脹總是保持著與通貨膨脹一致的波動(dòng)趨勢(shì)，并且小于其波動(dòng)。由下面的檢驗(yàn)可知，核心通貨膨脹是CPI的格蘭杰原因，因此該核心通貨膨脹是實(shí)際通貨膨脹的前導(dǎo)，是它的核心趨勢(shì)。所得到的核心通貨膨脹πtcore是平穩(wěn)序列，將其轉(zhuǎn)化為與CPI指數(shù)相似的核心通貨膨脹指數(shù)（Core指數(shù)）并檢驗(yàn)Core指數(shù)與CPI指數(shù)、貨幣供給之間的協(xié)整關(guān)系。表2的檢驗(yàn)表明，Core指數(shù)與CPI指數(shù)存在一階協(xié)整，因此它們具有相同的趨勢(shì)。然而，Core指數(shù)與貨幣供給m2沒(méi)有協(xié)整關(guān)系，其trace值小于臨界值，不能拒絕沒(méi)有協(xié)整關(guān)系的原假設(shè)。但是Core指數(shù)卻與m0一階協(xié)整。其trace值6.61小于臨界值6.65，不能拒絕存在一階協(xié)整的假設(shè)。因此所得到的Core指數(shù)與CPI指數(shù)、貨幣供給分別具有相同的趨勢(shì)。表3的格蘭杰因果檢驗(yàn)表明，貨幣供給m2是Core指數(shù)的格蘭杰因果原因。這說(shuō)明了以往的貨幣供給能夠解釋Core指數(shù)的后來(lái)走勢(shì)，因此我們可以通過(guò)現(xiàn)行的貨幣政策大致上推斷出今后的通貨膨脹的主要的核心趨勢(shì)。檢驗(yàn)也表明了CPI指數(shù)不是Core指數(shù)的格蘭杰原因，相反Core指數(shù)卻是CPI的格蘭杰原因。這恰好符合了理論對(duì)核心通貨膨脹的基本要求。因?yàn)槠浔旧砭褪亲鳛閷?duì)實(shí)際通貨膨脹主要趨勢(shì)的預(yù)測(cè)而被提出來(lái)的。所以Core指數(shù)應(yīng)該能預(yù)測(cè)和解釋未來(lái)通貨膨脹的趨勢(shì)，而不是CPI能預(yù)測(cè)Core指數(shù)的未來(lái)趨勢(shì)。這樣沒(méi)有實(shí)際的意義。所以，Core指數(shù)必須是CPI指數(shù)的格蘭杰原因，而不能相反。而驅(qū)動(dòng)Core指數(shù)的應(yīng)該是由貨幣政策所造成的。因此貨幣供給是核心通貨膨脹的格蘭杰原因。以上的計(jì)量檢驗(yàn)恰好證實(shí)了Core指數(shù)所應(yīng)該具有的理論特征。所以通過(guò)校準(zhǔn)BQ分解的方法所得到的Core指數(shù)本質(zhì)上符合理論對(duì)它的要求，是一條合理的核心通貨膨脹。因此，校準(zhǔn)作為多維BQ分解無(wú)法正常求解時(shí)的備擇方法，具備一定的合理性和有效性。

五、結(jié)論

通貨膨脹的趨勢(shì)范文第5篇

（北京信息科技大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100192）

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

摘要： 本文首先分析了我國(guó)近年來(lái)貨幣供給和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)，然后選取近20年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立一元回歸模型，就居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)與貨幣供應(yīng)量的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。根據(jù)實(shí)證分析結(jié)果，提出了相關(guān)建議。

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.

關(guān)鍵詞 ： 貨幣政策；貨幣供應(yīng)量；通貨膨脹

Key words: monetary policy；money supply；inflation

中圖分類(lèi)號(hào)：F820.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1006-4311（2015）06-0012-02

0 引言

盡管從2011年以來(lái)，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)一直處于溫和區(qū)間，其增長(zhǎng)率一直呈下滑的趨勢(shì)，但人們?nèi)找嫫毡楦惺艿酵ㄘ浥蛎泴?duì)生活的壓力。這是否與我國(guó)自2008下半年開(kāi)始，就不斷通過(guò)金融機(jī)構(gòu)向市場(chǎng)擴(kuò)大資金投放以拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有關(guān)，這種迅速擴(kuò)張的貨幣供應(yīng)量又對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生哪些不利影響，我國(guó)貨幣政策是否應(yīng)該做相應(yīng)調(diào)整？這些問(wèn)題成為學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界普遍關(guān)注的焦點(diǎn)。

本文選取代表貨幣供應(yīng)量的M2（貨幣和準(zhǔn)貨幣）和CPI指標(biāo)，利用近20年來(lái)的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，建立一元回歸分析模型，實(shí)證檢驗(yàn)貨幣供給量與通貨膨脹的關(guān)系。

1 我國(guó)貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹的現(xiàn)狀

1.1 我國(guó)貨幣供應(yīng)量的變動(dòng)趨勢(shì)

由圖1可知：M0、M1、M2的增長(zhǎng)率整體變動(dòng)趨勢(shì)趨于一致。其中：M0增長(zhǎng)率的變動(dòng)幅度較為靈活，M1基本與M0的變動(dòng)情況重合，但是M2的增長(zhǎng)率從1993年-2000年是一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)的，這與M0、M1略有不同，2000年-2008年M2增長(zhǎng)率略有上升，但幅度不大，增長(zhǎng)率一直維持在20%以?xún)?nèi)，2008年以后，M2的增長(zhǎng)率出現(xiàn)大幅度上升，至2009年，達(dá)到27.7%，隨后便有所下降，截至2013年，M2增長(zhǎng)率為13.6%。

1.2 我國(guó)近年來(lái)CPI的變動(dòng)趨勢(shì)

世界各國(guó)基本上均用消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)（我國(guó)稱(chēng)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)），也即CPI來(lái)反映通貨膨脹的程度。

我國(guó)居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)從93年到95年間呈現(xiàn)快速增長(zhǎng)趨勢(shì)，但是自95年后又迅速回落，99年前后甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)率。2000-2008年以后居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)率呈現(xiàn)平穩(wěn)增長(zhǎng)趨，2008-2009年有回落趨勢(shì)。2011年我國(guó)通脹壓力持續(xù)增加，居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)率達(dá)到階段高點(diǎn)5%。2012年至今，我國(guó)繼續(xù)保持穩(wěn)健貨幣政策，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)呈現(xiàn)溫和波動(dòng)態(tài)勢(shì)，截至到2013年底，居民消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)增長(zhǎng)率為2.6%，具體見(jiàn)圖2。

對(duì)比圖1和圖2，發(fā)現(xiàn)貨幣供應(yīng)量的變化趨勢(shì)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的變動(dòng)趨勢(shì)有一定相關(guān)性，但貨幣供應(yīng)量的增減變動(dòng)對(duì)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變動(dòng)的影響有一定時(shí)滯。比如93-94年間，貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)率顯著下降，而居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的明顯回落滯后一年，發(fā)生在94-95年間，這一階段，M0，M1和M2的變動(dòng)規(guī)律是一致的，此后，M2增長(zhǎng)率的變動(dòng)與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)變動(dòng)的相關(guān)性比M0，M1更明顯。

這也與我國(guó)的貨幣政策導(dǎo)向有關(guān)。比如2009-2014年期，我國(guó)一方面通脹壓力持續(xù)增加，體現(xiàn)在居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)持續(xù)上漲，5年間上漲了13%；另一方面受全球經(jīng)濟(jì)不景氣和金融危機(jī)的影響，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也放緩，仍需要通過(guò)消費(fèi)拉動(dòng)需求來(lái)使經(jīng)濟(jì)進(jìn)一步復(fù)蘇。

因此，我國(guó)采取逐步降低M1增長(zhǎng)率來(lái)控制通脹水平，同時(shí)保持M0和M2增長(zhǎng)率水平小幅波動(dòng)來(lái)維持消費(fèi)水平不受影響。

下文的回歸模型構(gòu)建中，將選取M2為貨幣供應(yīng)量的典型代表。

2 貨幣供應(yīng)與通貨膨脹關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

2.1 模型構(gòu)建和數(shù)據(jù)采集

貨幣供應(yīng)量增加，即貨幣發(fā)行的過(guò)多，就會(huì)導(dǎo)致貨幣貶值，進(jìn)而物價(jià)水平上漲，引發(fā)通貨膨脹。本文通過(guò)建立一元回歸分析模型，來(lái)驗(yàn)證這一結(jié)論。以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)P為被解釋變量，上一期廣義貨幣M2為自變量，建立一元線(xiàn)性回歸模型：P=λ0+λ1×M2

筆者從國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)年鑒中收集并整理了1993年至2013年的相關(guān)數(shù)據(jù)，包括：貨幣和準(zhǔn)貨幣供應(yīng)量、居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)等，并將這些數(shù)據(jù)帶入建立的模型中進(jìn)行計(jì)算分析。

2.2 實(shí)證分析

①貨幣供應(yīng)量與物價(jià)水平的關(guān)系檢驗(yàn)。

下面以居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)P為被解釋變量，解釋變量則為上一期廣義貨幣M2，建立線(xiàn)性回歸模型，模型的自變量為“廣義貨幣M2”，而因變量為“居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)P”。

通過(guò)廣義貨幣M2與物價(jià)指數(shù)P的散點(diǎn)圖，進(jìn)行擬合性分析，知二者具有線(xiàn)性相關(guān)性。也就是說(shuō)，貨幣供應(yīng)量在一定程度上會(huì)對(duì)通貨膨脹產(chǎn)生一定的影響。使用eviews軟件進(jìn)行模型擬合，擬合結(jié)果如表1和表2所示。

②模型回歸結(jié)果分析。

從表2中可以看出，R=0.945333，說(shuō)明自變量與因變量之間的相關(guān)性較強(qiáng)；因變量與自變量的線(xiàn)性關(guān)系是顯著的，能建立線(xiàn)性模型。而F統(tǒng)計(jì)量的觀測(cè)值為151.2622，顯著性概率為0.000，即檢驗(yàn)假設(shè)：“H0：回歸系數(shù)λ1=0”成立的概率為0.000，從而應(yīng)拒絕原假設(shè)，即λ1不等于0，可建立線(xiàn)性模型。

因此，可以得出回歸方程：居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)P=404.2834+0.000217×廣義貨幣M2

3 結(jié)論及建議

根據(jù)以上分析得出：廣義貨幣M2與居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)P之間存在線(xiàn)性關(guān)系。也就是說(shuō)：通貨膨脹率在一定程度上是廣義貨幣供給量的增函數(shù)，從歷史數(shù)據(jù)來(lái)看，在沒(méi)有政策干擾和其他突發(fā)事件的影響條件下，貨幣供應(yīng)的變動(dòng)會(huì)提前通貨膨脹1-2年，在短期內(nèi)不會(huì)影響通貨膨脹CPI指數(shù)，但是，近年來(lái)，貨幣當(dāng)局已充分認(rèn)識(shí)到M2的變動(dòng)對(duì)通貨膨脹的影響。當(dāng)然，在制定以控制通貨膨脹為目的的貨幣政策時(shí)，要做到政策工具之間相互協(xié)調(diào)、避免政策之間相互沖突，影響調(diào)控效果，如為抑制通貨膨脹率的過(guò)快增長(zhǎng)應(yīng)降低基礎(chǔ)貨幣供給量的增長(zhǎng)率、提高法定存款準(zhǔn)備金率、提高名義利率。

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