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通貨膨脹率的含義范文第1篇

關(guān)鍵詞：NAIRU；菲利普斯曲線；通貨膨脹

文章編號(hào)：1003－4625（2008）12－0003－06中圖分類號(hào)：F821.5文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

Abstract: As a leading indicator to judge the change trend of inflation rate, NAIRU has been paid much attention when macroeconomic policies are made in western countries and it’s based on short-term Philips Curve. In economic transmission period in China, the structure of Chinese labor force market is different from that of labor force market of western countries, and the relationship between unemployment rate and inflation rate is inconsistent with the logic of short-term Philips curve, so that NAIRU is not suitable to be adopted as a leading indicator to judge the change trend of inflation rate in China.

Key Words: NAIRU； Philips Curve；Inflation

一、引言

NAIRU (non-accelerating inflation rate of unemployment，非加速型通貨膨脹下的失業(yè)率)在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)，特別是在宏觀經(jīng)濟(jì)政策制定和討論中是一個(gè)經(jīng)常援引并引起關(guān)注的概念。這不僅因?yàn)閷?shí)現(xiàn)充分就業(yè)是政府宏觀經(jīng)濟(jì)政策的重要目標(biāo)之一，更為重要的是，宏觀經(jīng)濟(jì)政策決策者、討論者試圖依據(jù)NAIRU作為判斷通貨膨脹變化趨勢(shì)、制定宏觀政策的先行變量之一。在中國(guó)，對(duì)NAIRU研究和關(guān)注相對(duì)較少，主要原因是，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，NAIRU相關(guān)理論對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)決策的作用具有一定的局限性。本文包括以下四個(gè)部分，第一部分NAIRU理論綜述，包括其由來(lái)、含義及影響因素；第二部分是NAIRU理論在中國(guó)的適用性問(wèn)題探討；第三部分是中國(guó)NAIRU的估計(jì)；第四部分是結(jié)論。

二、NAIRU理論綜述

（一）NAIRU概念的由來(lái)、含義

根據(jù)英國(guó)的資料，Phillips（1958）得出失業(yè)率與名義貨幣工資變動(dòng)率之間呈現(xiàn)替代關(guān)系，Samuelson和Solow（1960）用通貨膨脹率替換貨幣工資變動(dòng)率，使用美國(guó)的數(shù)據(jù)得到了“菲利普斯曲線”，其表明，失業(yè)率上升,通貨膨脹率下降；失業(yè)率下降, 通貨膨脹率上升。菲利普斯曲線為凱恩斯主義需求管理的宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供了依據(jù)，其政策含義是，依據(jù)“菲利普斯曲線”，宏觀經(jīng)濟(jì)政策以容忍一般物價(jià)水平以不變的速度上漲為代價(jià)，實(shí)現(xiàn)一定的就業(yè)率。

依據(jù)Wicksell的“自然利息率（the natural rate of interest）”概念，F(xiàn)riedman,Milton(1968)提出了“自然失業(yè)率（the natural rate of unemployment）”假說(shuō)，認(rèn)為自然失業(yè)率由實(shí)體經(jīng)濟(jì)力量中的供給方面決定，預(yù)期到的貨幣政策對(duì)就業(yè)沒(méi)有影響，只有未預(yù)期到的貨幣政策的變化，影響就業(yè)；如果政府希望持續(xù)降低失業(yè)率在自然失業(yè)率水平之下，只有實(shí)行非預(yù)期的貨幣增長(zhǎng)，出現(xiàn)非預(yù)期到的通貨膨脹；結(jié)果，為維持低的失業(yè)率水平，貨幣政策必然導(dǎo)致加速的通貨膨脹；在長(zhǎng)期，“菲利普斯曲線”垂直于自然失業(yè)率水平。面對(duì)美國(guó)20世紀(jì)60年代后期出現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)“滯漲”想象，及貨幣主義者對(duì)“菲利普斯曲線”的評(píng)判，Modigliani和Papademos(1975)提出了NIRU(noninflationary rate of unemployment)這個(gè)概念，其目的是為當(dāng)時(shí)美國(guó)的貨幣政策提供一個(gè)決策指標(biāo)。他們定義NIRU為“這樣的一個(gè)失業(yè)率，只要實(shí)際失業(yè)率水平高于它，預(yù)計(jì)通貨膨脹將下降”。關(guān)于“菲利普斯曲線”的性狀，有兩種極端的情形：在短期，“菲利普斯曲線”的斜率是負(fù)的；在長(zhǎng)期，“菲利普斯曲線”垂直于自然失業(yè)率。在兩種極端情形之間，受貨幣主義自然失業(yè)率的影響，Modigliani和Papademos認(rèn)為，正如在美國(guó)1953至1971年的情況，“菲利普斯曲線”在高失業(yè)率水平相對(duì)平坦，在低失業(yè)率水平接近于垂直。這樣，在“菲利普斯曲線”上，存在一個(gè)失業(yè)率區(qū)間，在這個(gè)區(qū)間內(nèi)，通貨膨脹率是相對(duì)穩(wěn)定的，這個(gè)區(qū)間內(nèi)的失業(yè)率就是NIRU；實(shí)際失業(yè)率低于這個(gè)區(qū)間的下界時(shí)，隨失業(yè)率逐漸減少，通貨膨脹率上升的概率增加；實(shí)際失業(yè)率高于這個(gè)區(qū)間上界時(shí)，隨失業(yè)率升高，通貨膨脹率下降的概率增加（如圖1）。

早期凱恩斯主義者認(rèn)為菲利普斯曲線是相當(dāng)平坦的，特別是在高失業(yè)率的情況下，可以較低的通貨膨脹率上升為代價(jià)增加就業(yè)；而貨幣主義者認(rèn)為菲利普斯曲線是相當(dāng)陡峭的，擴(kuò)張性的需求管理政策產(chǎn)生高的通貨膨脹率，但降低失業(yè)率的效果不明顯。這樣，無(wú)論凱恩斯主義，還是貨幣主義者都認(rèn)為，在短期，菲利普斯曲線上存在一個(gè)失業(yè)率區(qū)間，在這個(gè)區(qū)間，通貨膨脹沒(méi)有上升和下降的壓力。這樣，盡管對(duì)政府參與經(jīng)濟(jì)的態(tài)度不同，NIRU為凱恩斯主義者和貨幣主義者所共同接受，后來(lái)被Tobin(1980)稱之為NAIRU (non-accelerating inflation rate of unemployment，非加速型通貨膨脹下的失業(yè)率)。顯然，NAIRU是把凱恩斯主義理論和貨幣主義及新古典宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論黏合在一起得到的一個(gè)概念，依其實(shí)施凱恩斯主義的政策（宏觀經(jīng)濟(jì)政策可以影響失業(yè)率水平），但其邏輯來(lái)源于“自然失業(yè)率”假設(shè)（宏觀需求管理的政策有一定限制）。

多數(shù)文獻(xiàn)明確界定NAIRU為這樣一個(gè)失業(yè)率，當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的實(shí)際失業(yè)率低于NAIRU時(shí)，通貨膨脹率有上升的趨勢(shì)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的失業(yè)率高于NAIRU時(shí)，通貨膨脹有下降的趨勢(shì)；當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的失業(yè)率等于NAIRU時(shí)，通貨膨脹率不變。不過(guò)，依據(jù)這樣的定義，NAIRU概念的理論邏輯基礎(chǔ)并非那么明確，文獻(xiàn)中NAIRU的含義存在一些模糊不清之處。一些文獻(xiàn)沒(méi)有區(qū)分NAIRU和自然失業(yè)率概念，例如，Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)。但大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為,貨幣對(duì)經(jīng)濟(jì)的影響在長(zhǎng)期是中性的，非對(duì)稱信息、長(zhǎng)期勞動(dòng)合同和價(jià)格黏性等因素導(dǎo)致貨幣在短期是非中性的。由此，涉及NAIRU的文獻(xiàn)中，多數(shù)文獻(xiàn)都或明或暗地假定NAIRU是短期的自然失業(yè)率，或者直接稱之為the Short-run NAIRU，在涉及自然失業(yè)率假設(shè)時(shí)，更強(qiáng)調(diào)自然失業(yè)率對(duì)應(yīng)的通貨膨脹率為零，貨幣政策對(duì)自然失業(yè)率沒(méi)有影響。例如，Camarero,Liuis Carrion-I-Silvestre, Tamarit(2005)把NAIRU分為三類，短期、中期和長(zhǎng)期，認(rèn)為短期NAIRU是政策制定者評(píng)估通貨膨脹變化趨勢(shì)的一個(gè)合適指標(biāo)，而長(zhǎng)期NAIRU并不能估計(jì)。這是自然失業(yè)率和NAIRU概念在不同文獻(xiàn)中存在的細(xì)微差異。

（二）影響NAIRU的主要因素

影響NAIRU的因素主要有以下四個(gè)方面（Joseph Stiglitz，1997），一是勞動(dòng)力人口的結(jié)構(gòu)，例如勞動(dòng)力中性別結(jié)構(gòu)的變化影響NAIRU的高低；二是勞動(dòng)生產(chǎn)率的變化，例如生產(chǎn)率增長(zhǎng)慢時(shí)，NAIRU可能出現(xiàn)短暫的增加，而勞動(dòng)生產(chǎn)率的上升，降低ANIRU水平；三是勞動(dòng)力市場(chǎng)和產(chǎn)品市場(chǎng)的一些變化，勞動(dòng)力市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度越高，NAIRU就越低,諸如對(duì)勞動(dòng)力流動(dòng)限制的一些市場(chǎng)法律法規(guī)的變化、職業(yè)培訓(xùn)等因素降低NAIRU；四是勞動(dòng)力和廠商在決定實(shí)際勞動(dòng)工資時(shí)的討價(jià)還價(jià)能力。影響NAIRU的因素主要和勞動(dòng)力市場(chǎng)的特征有關(guān)，在不同的國(guó)家和地區(qū)，影響NAIRU的因素存在很大的差異。

（三）NAIRU在經(jīng)濟(jì)決策中的運(yùn)用

在宏觀經(jīng)濟(jì)政策討論中，NAIRU之所以得到廣泛的關(guān)注，主要體現(xiàn)在三個(gè)方面，一是在經(jīng)驗(yàn)研究中可以用來(lái)作為評(píng)估通貨膨脹率變化方向的參照點(diǎn)，如果失業(yè)率高于NAIRU，則預(yù)計(jì)通貨膨脹率有下降的壓力，如果失業(yè)率低于NAIRU，預(yù)計(jì)通貨膨脹率有上升的壓力；二是在經(jīng)濟(jì)理論中，NAIRU可以用來(lái)作為理解通貨膨脹原因的起點(diǎn)；三是在宏觀經(jīng)濟(jì)政策選擇中可作為一個(gè)評(píng)判宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的指標(biāo)，特別是對(duì)于貨幣政策而言，當(dāng)失業(yè)率低于NAIRU時(shí)，通貨膨脹率有上升的壓力，這時(shí)不宜采取松的貨幣政策，當(dāng)失業(yè)率高于NAIRU情況下，通貨膨脹有下降的壓力，這時(shí)不宜采取緊的貨幣政策。

在宏觀經(jīng)濟(jì)政策中運(yùn)用NAIRU概念作為先行指標(biāo)時(shí)需要注意一些問(wèn)題（Marcoa.Espinosa-Vega，Steven Russell,1997）。依據(jù)NAIRU概念，當(dāng)實(shí)際失業(yè)率低于NAIRU時(shí)，通貨膨脹率有上升的趨勢(shì)，應(yīng)實(shí)施緊的貨幣政策；當(dāng)實(shí)際失業(yè)率高于NAIRU時(shí)，通貨膨脹率有下降的趨勢(shì)，應(yīng)實(shí)施松的貨幣政策。這個(gè)貨幣政策規(guī)則暗含的一個(gè)假定是，勞動(dòng)力供給和需求的變化導(dǎo)致的工資率的變化將傳導(dǎo)到一般物價(jià)水平，這是一個(gè)十分嚴(yán)格的假定。在諸如美國(guó)、西歐一些國(guó)家，勞動(dòng)力市場(chǎng)相對(duì)成熟，工資率的變化影響商品價(jià)格，這個(gè)假定在一定程度上具有合理性。但在一些發(fā)展中國(guó)家，勞動(dòng)力資源比較豐富，很多情況下是商品價(jià)格首先變化，然后才有工資率的調(diào)整。在工資率的變化不完全等于通貨膨脹率的情況下，以維持幣值穩(wěn)定為目標(biāo)的貨幣政策的效果有限。NAIRU理論另外一個(gè)暗含的假定是，失業(yè)率的變化是貨幣政策變化的結(jié)果，或者說(shuō)是總需求變化的結(jié)果，這樣只要調(diào)整貨幣政策的方向，就可以調(diào)整失業(yè)率，可以影響通貨膨脹。然而，影響實(shí)際失業(yè)率的因素很多，在很多情況下，貨幣政策并不一定能夠影響實(shí)際失業(yè)率。還可以從另外一個(gè)角度看利用NAIRU作為宏觀經(jīng)濟(jì)先行指標(biāo)的局限性。在時(shí)間先后上，物價(jià)水平的變化和失業(yè)率的變化有三種關(guān)系：同步，一般物價(jià)水平的變化先于實(shí)際失業(yè)率的變化，失業(yè)率的變化先于一般物價(jià)水平的變化。在前兩種情況下，利用NAIRU作為貨幣政策的先行指標(biāo)效果不是很理想。

三、NAIRU理論在中國(guó)的適用性探討

實(shí)現(xiàn)最大限度的就業(yè)、維持物價(jià)水平穩(wěn)定是在社會(huì)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)面臨的重要問(wèn)題之一。如果宏觀經(jīng)濟(jì)政策能夠同時(shí)解決這兩個(gè)問(wèn)題，當(dāng)然是最佳的選擇；如果能夠?qū)崿F(xiàn)帕累托改進(jìn)，解決一個(gè)問(wèn)題，而不影響另外一個(gè)問(wèn)題，當(dāng)然也是一個(gè)好的結(jié)果；如果不能實(shí)現(xiàn)帕累托改進(jìn)，那么需要進(jìn)行權(quán)衡和取舍，這種就業(yè)和通貨膨脹率之間的取舍所面臨的約束在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論就是菲利普斯曲線。這里考察菲利普斯曲線和NAIRU在中國(guó)的適用情況。

回顧經(jīng)濟(jì)理論的發(fā)展，無(wú)論凱恩斯主義，還是貨幣主義都承認(rèn)存在短期的菲利普斯曲線。但短期菲利普斯曲線是一個(gè)單純的經(jīng)驗(yàn)關(guān)系，其并沒(méi)有明確的理論基礎(chǔ)（James K. Galbraith，1997）。這里通過(guò)考察通貨膨脹率和失業(yè)之間的關(guān)系理解菲利普斯曲線背后的邏輯。影響一般物價(jià)水平的因素主要是社會(huì)總供給和總需求，影響失業(yè)率的因素主要是勞動(dòng)力市場(chǎng)上勞動(dòng)力的供給和需求。由于影響因素不同，失業(yè)率和通貨膨脹率變化趨勢(shì)之間的關(guān)系存在多種可能。一種情形是，總需求首先增加，引起物價(jià)水平上升，供給增加，然后失業(yè)率下降。另一種情形是，首先勞動(dòng)力需求大于供給，失業(yè)率下降，實(shí)際勞動(dòng)工資率上升，假若工資是企業(yè)成本的重要部分，持續(xù)工資上漲推動(dòng)通貨膨脹率上升。這兩種情形下失業(yè)率和通貨膨脹率遵循短期菲利普斯曲線表述的統(tǒng)計(jì)關(guān)系。在美國(guó)、西歐，經(jīng)濟(jì)政策關(guān)注的是勞動(dòng)力資源的利用狀況，NAIRU理論暗含的假定是，就業(yè)率的變化影響實(shí)際工資，而實(shí)際工資是廠商的主要成本，持續(xù)工資變化最終將導(dǎo)致一般物價(jià)水平的變化；進(jìn)一步的假定是，就業(yè)率和工資率的變化先于一般物價(jià)水平的變化。這樣NAIRU可以作為判斷通貨膨脹率變化方向的先行指標(biāo)。通貨膨脹率和失業(yè)率之間還有另外一種可能關(guān)系，通貨膨脹率和失業(yè)率之間并沒(méi)有統(tǒng)計(jì)上的關(guān)系，短期的菲利普斯曲線并不存在，這種情形主要存在于轉(zhuǎn)型國(guó)家，或者發(fā)展中國(guó)家。失業(yè)率主要受勞動(dòng)力市場(chǎng)上勞動(dòng)力供給和需求的影響，通貨膨脹率主要受商品市場(chǎng)上供給和需求的影響；當(dāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)的均衡和商品市場(chǎng)的均衡聯(lián)系相對(duì)比較弱，通貨膨脹率和失業(yè)率的統(tǒng)計(jì)聯(lián)系就會(huì)相對(duì)弱，甚至統(tǒng)計(jì)上沒(méi)有關(guān)系，菲利普斯曲線就不存在。

在中國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，（1）城市勞動(dòng)力市場(chǎng)和農(nóng)村勞動(dòng)力市場(chǎng)存在一定程度的分隔，勞動(dòng)力市場(chǎng)二元結(jié)構(gòu)特征明顯；勞動(dòng)力在農(nóng)村的生產(chǎn)率相對(duì)于在城市的低，農(nóng)村存在一定程度的隱性失業(yè)。（2）1979年以來(lái),對(duì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)的約束逐漸減少,勞動(dòng)力流動(dòng)量越來(lái)越大，這在一定程度上減弱了城鎮(zhèn)工資率上升的壓力。（3）無(wú)論實(shí)際工資率的變化，還是名義工資率的變化都沒(méi)有完全反映勞動(dòng)力的供給和需求狀況。例如，國(guó)有企業(yè)、壟斷部門等的工資形成機(jī)制呈現(xiàn)剛性，即使在失業(yè)十分嚴(yán)峻的情況下，實(shí)際工資水平上升趨勢(shì)明顯。1985年國(guó)有單位職工平均工資是城鎮(zhèn)集體單位職工平均工資的1.25倍①，2006年成為1.7倍；2006年國(guó)有單位、城鎮(zhèn)集體單位、其他類型企業(yè)職工的平均工資分別為1993年的6.26倍、5.02倍和4.02倍。（4）經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)沒(méi)有帶來(lái)相應(yīng)的就業(yè)增長(zhǎng)（林秀梅，王磊，2007；李駿嫻，薛江，2007；蔡，都陽(yáng)，高文書，2004）。因此，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，城市就業(yè)率和一般物價(jià)水平聯(lián)系較弱，有時(shí)關(guān)系不大，失業(yè)率和通貨膨脹率的聯(lián)系較弱，并不存在短期菲利普斯曲線所表明的邏輯關(guān)系。同時(shí)，在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，沒(méi)有證據(jù)表明通貨膨脹率的上升是城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資率上升引起的，更多的情況是，過(guò)多的總需求在引起一般物價(jià)水平上漲的同時(shí)，也吸引了更多的城鎮(zhèn)居民就業(yè)，降低了城鎮(zhèn)居民失業(yè)率。因此，在中國(guó)依據(jù)NAIRU作為判斷通貨膨脹變化趨勢(shì)的先行指標(biāo)具有一定的局限性。

上述結(jié)論可通過(guò)考察通貨膨脹率和失業(yè)率數(shù)據(jù)得以驗(yàn)證。1980年至2007年的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和通貨膨脹率的散點(diǎn)圖（見(jiàn)圖2）、失業(yè)率和通貨膨脹率的簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)（-0.4322）表明,從整體看，中國(guó)并沒(méi)有完全背離菲利普斯曲線所表明的失業(yè)率和通貨膨脹率之間的基本統(tǒng)計(jì)關(guān)系，即相對(duì)于低失業(yè)率水平，高失業(yè)率水平的通貨膨脹率相對(duì)較低。從圖3看，相對(duì)于高失業(yè)率水平，在低失業(yè)率水平，通貨膨脹率增加的幅度高，次數(shù)多。同時(shí)，在不同時(shí)間段，通貨膨脹率和失業(yè)率之間的變化趨勢(shì)也表現(xiàn)出明顯的不同特征。例如，1980年至1984年，在通貨膨脹率逐年下降的同時(shí)，失業(yè)率也在逐年下降；在1998年至2003年，通貨膨脹率為負(fù)值的情況下，城鎮(zhèn)失業(yè)率水平呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。這些都和中國(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)期勞動(dòng)力市場(chǎng)的復(fù)雜結(jié)構(gòu)吻合。

對(duì)中國(guó)的菲利普斯曲線研究的文獻(xiàn)眾多（范從來(lái)，2000；趙博，雍家勝，2004；曾利飛，徐劍剛，唐國(guó)興，2006），但中國(guó)經(jīng)濟(jì)處于急劇的轉(zhuǎn)型過(guò)程中，并沒(méi)有獲得一個(gè)一致的中國(guó)菲利普斯曲線，這些都實(shí)際上和中國(guó)的勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)有關(guān)。因此，建立在菲利普斯曲線基礎(chǔ)上的NAIRU在中國(guó)不能成為實(shí)施宏觀經(jīng)濟(jì)政策的先行指標(biāo)。

四、中國(guó)NAIRU的估計(jì)

（一）NAIRU估計(jì)的文獻(xiàn)回顧

由于NAIRU在宏觀經(jīng)濟(jì)政策中的重要性，對(duì)NAIRU估計(jì)成為NAIRU研究中最重要的內(nèi)容，多數(shù)涉及NAIRU的文獻(xiàn)都是關(guān)于NAIRU估計(jì)的。已有文獻(xiàn)對(duì)NAIRU的估計(jì)方法大體可分為三類：依靠勞動(dòng)力市場(chǎng)結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)生產(chǎn)率等因素估計(jì)NAIRU，依據(jù)菲利普斯曲線估計(jì)NAIRU，完全依據(jù)失業(yè)率數(shù)據(jù)估計(jì)NAIRU。相對(duì)而言，第一類估計(jì)方法以在勞動(dòng)力市場(chǎng)上的廠商和失業(yè)者的選擇行為為基礎(chǔ)，建立決定NAIRU的方程，但暗含的假設(shè)條件太多，實(shí)用性較差，應(yīng)用這類方法估計(jì)NAIRU的文獻(xiàn)20世紀(jì)90年代中期以后較少，但在分析影響NAIRU變化的因素時(shí)都從這個(gè)角度出發(fā)。本文對(duì)第二種和第二種NAIRU估計(jì)方法簡(jiǎn)單回顧。

早期研究者M(jìn)odigliani和Papademos（1975）完全從菲利普斯曲線出發(fā)，對(duì)NAIRU的值進(jìn)行了估計(jì)?；痉匠淌?C++b(-1)+c,其中表示通貨膨脹率，C為常數(shù)，UA為實(shí)際失業(yè)率，(-1)為通貨膨脹率的滯后項(xiàng)，為勞動(dòng)生產(chǎn)率。估計(jì)C、?琢、b、c值后，給定一個(gè)能夠容忍的穩(wěn)定的通貨膨脹率，就可以推導(dǎo)出NAIRU的值。以后的文獻(xiàn)采用了一個(gè)附加預(yù)期的菲利普斯曲線方程，最簡(jiǎn)單的方程為，=e-?琢(U-U*)+?淄，其中為實(shí)際通貨膨脹率，e為預(yù)期的通貨膨脹率,U為實(shí)際失業(yè)率，U*為NAIRU，?淄為供給方面的沖擊。當(dāng)預(yù)期的通貨膨脹率e等于實(shí)際通貨膨脹率，通貨膨脹率將保持不變，則實(shí)際失業(yè)率U等于非加速型通貨膨脹下的失業(yè)率U*。上述菲利普斯曲線不能直接估計(jì)，因?yàn)閑和U*都是未知變量。對(duì)預(yù)期的通貨膨脹率e有各種假定，最簡(jiǎn)單的假定為隨機(jī)游走模型為，e等于上期通貨膨脹率，則由=e-?琢(U-U*)+?淄得到P=?琢U*-?琢U+?淄，在關(guān)于?淄假定條件下，使用P、U的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，利用最小二乘法可以估計(jì)上式中的常數(shù)項(xiàng)和?琢的值，則U*等于估計(jì)方程的常數(shù)項(xiàng)與估計(jì)實(shí)際失業(yè)率系數(shù)?琢之比。Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)利用這個(gè)方法估計(jì)的美國(guó)1960年至2000年的NAIRU的值為6.1%。上述關(guān)于菲利普斯曲線和NAIRU的估計(jì)有很多暗含的假定，文獻(xiàn)中從這個(gè)角度估計(jì)NAIRU的方式，可歸結(jié)為一個(gè)一般化的菲利普斯曲線方程（Douglas Staiger,James H.Stock,Mark W.Watson,1996；Thomas Laubach,2001）:

?仔t-?仔=?茁(L)(u-)+?啄(L)(?仔-?仔)+?酌(L)X+?著

其中?仔t為通貨膨脹率,?仔為預(yù)期通貨膨脹率，u為實(shí)際失業(yè)率，為NAIRU,X為供給沖擊，?著表示序列不相關(guān)的誤差項(xiàng)，其中?茁(L)、?啄(L)、?酌(L)為滯后算子的多項(xiàng)式。上式中預(yù)期的通貨膨脹率?仔是一個(gè)不可直接觀察和統(tǒng)計(jì)的變量，必須對(duì)其假定，文獻(xiàn)中的假定有?仔=?滋+?琢?仔，或者?仔=?滋+?琢(L)?仔,還有其他形式。NAIRU也是一個(gè)不可直接觀察和統(tǒng)計(jì)的變量，對(duì)的變化也有多種假定，最簡(jiǎn)單的情形是假定恒等于。20世90年代初，美國(guó)實(shí)際失業(yè)率下降后并沒(méi)有出現(xiàn)通貨膨脹率上升的趨勢(shì)，由此，從20世紀(jì)90年代估計(jì)NAIRU的文獻(xiàn)側(cè)重于假定NAIRU是變化的。變化方式有多種假定，一些文獻(xiàn)假定是離散的，隨環(huán)境的變化在不同時(shí)間的值不同；還有一些文獻(xiàn)假定NAIRU依賴于勞動(dòng)生產(chǎn)率等因素，即=?準(zhǔn)′St；更多文獻(xiàn)認(rèn)為NAIRU隨機(jī)的，通常假定ut=+?濁t(yī)，其中?濁t(yī)~N(0,?姿?滓),并且對(duì)所有t、?子的，E?濁t(yī)?著?子=0。對(duì)于還可以依據(jù)具體情形有其他假定，例如，Thomas Laubach（2001）假定=+?滋t-1+?濁t(yī)，其中?滋t=?滋t-1+?淄t，?淄t~N(0,?滓)，并估計(jì)了七個(gè)國(guó)家的NAIRU。

估計(jì)NAIRU的另外一種常用方式是僅僅依靠實(shí)際失業(yè)率的時(shí)間序列數(shù)據(jù)本身進(jìn)行估計(jì)，暗含的假定是，實(shí)際失業(yè)率水平必然趨向于其均衡水平。一般化的方程（Douglas Staiger,James H.Stock,Mark W.Watson,1996）為u-=?茁(L)(u-)+?著，其中關(guān)于的選擇仍然如上述的各種假定。Mariam Camarero,Josep Liuis Carrion-I-Silvestre,Cecilio Tamarit（2005）假定=，Tb,i-1≤t≤Tb,i，上式變?yōu)閡=?滋+?茲iDui,t-1+?茁(L)ut-1+?著t,用最小二乘法估計(jì)上式，間接得到NAIRU==+。Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)從簡(jiǎn)單的菲利普斯曲線Ⅱ=Ⅱ-1-?琢(U-U*)+?淄出發(fā),利用通貨膨脹率和實(shí)際失業(yè)率的數(shù)據(jù)估計(jì)了Ⅱ=?琢U*-?琢U+?淄，其中Ⅱ?yàn)橐话銉r(jià)格水平，Ⅱ?yàn)橥ㄘ浥蛎浡?，U、U*分別為實(shí)際失業(yè)率和NAIRU,然后得到U*+?淄/?琢=U+Ⅱ/?琢，上式右邊為已知數(shù)據(jù)，上式左邊U*表示一種趨勢(shì)變量，?淄/?琢表示供給沖擊，應(yīng)用HP濾波技術(shù)(Hodrick,Prescott,1997)得到NAIRU的值。

（二）對(duì)中國(guó)NAIRU的初步估計(jì)

由于中國(guó)轉(zhuǎn)型時(shí)期通貨膨脹率和失業(yè)率之間的關(guān)系復(fù)雜，估計(jì)一個(gè)在經(jīng)濟(jì)理論和統(tǒng)計(jì)關(guān)系兩方面都合理的菲利普斯曲線是一個(gè)目前仍沒(méi)有完成的工作。例如，王少平、涂正革、李子奈（2001），王少平，張潔（2007）認(rèn)為預(yù)期擴(kuò)展的菲利普斯曲線對(duì)我國(guó)尚不具有適用性。多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家承認(rèn)，精確估計(jì)NAIRU是一個(gè)不可能完成的事情，復(fù)雜的估計(jì)技術(shù)并不一定比簡(jiǎn)單的估計(jì)技術(shù)更有效。例如，Ray C.Fair(2000)認(rèn)為一些文獻(xiàn)中關(guān)于NAIRU的動(dòng)態(tài)設(shè)定是不精確的，在低的實(shí)際失業(yè)率水平，失業(yè)率和價(jià)格之間的關(guān)系是非線性的。這里從菲利普斯曲線和單純城鎮(zhèn)失業(yè)率數(shù)據(jù)兩個(gè)角度對(duì)城鎮(zhèn)NAIRU給出初步估計(jì)。不過(guò)，這兩種估計(jì)方式都存在較多的假定。

由于附加預(yù)期的菲利普斯曲線不適合中國(guó)的情況，并且對(duì)它的估計(jì)在統(tǒng)計(jì)上的效果很不理想，這里首先估計(jì)簡(jiǎn)單的中國(guó)菲利普斯曲線?仔t=c+?琢Ut+?淄t，其中,?仔t為以商品零售價(jià)格水平變化表示的通貨膨脹率，Ut為失業(yè)率，?淄t為其他變量的沖擊。估計(jì)結(jié)果為?仔t=15.8-3.44Ut，其中，常數(shù)項(xiàng)和失業(yè)率的t統(tǒng)計(jì)量、F統(tǒng)計(jì)量都能在5%的臨界水平通過(guò)檢驗(yàn)；修正的R2=0.1555,這表明在統(tǒng)計(jì)意義上通貨膨脹率變化可歸因于失業(yè)率變化的比例很低；DW統(tǒng)計(jì)量為0.8969，在樣本數(shù)為28的情況下，接受殘差項(xiàng)存在正一階自相關(guān)的假設(shè)。一般認(rèn)為通貨膨脹率受供給、需求和通貨膨脹率慣性等的影響，這里先驗(yàn)地假定通貨膨脹具有慣性，估計(jì)方程?仔t=?琢?仔t(-1)+?茁Ut+?淄t，結(jié)果為?仔t=10.37-2.71Ut+0.54?仔t-1，其中，常數(shù)項(xiàng)和失業(yè)率的t統(tǒng)計(jì)量、F統(tǒng)計(jì)量在5%的臨界水平通過(guò)檢驗(yàn)；修正的R2=0.4761；DW統(tǒng)計(jì)量為1.5748，在樣本數(shù)為27的情況下，殘差項(xiàng)不拒絕零自相關(guān)的虛假設(shè)。對(duì)?仔t=10.37-2.71Ut+0.54?仔t-1變形有?仔t=-2.71(Ut-3.83)+0.54?仔t-1。盡管假定失業(yè)率變化引起的實(shí)際工資率變化導(dǎo)致通貨膨脹率變化的邏輯不符合中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期的邏輯，如果假定中國(guó)存在通常的菲利普斯曲線，并且NAIRU不變，在通貨膨脹率為零時(shí)可得到1980年至2007年中國(guó)的NAIRU為3.83%。從圖1看出，在城鎮(zhèn)登記失業(yè)率低于3%時(shí)，多數(shù)情況下出現(xiàn)了通貨膨脹。

和存在成熟勞動(dòng)力市場(chǎng)的美國(guó)、西歐不同，中國(guó)城鎮(zhèn)失業(yè)率不僅和經(jīng)濟(jì)中總需求和總供給變化有關(guān)，也和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過(guò)程中對(duì)城鄉(xiāng)勞動(dòng)力流動(dòng)約束的變化、國(guó)有企業(yè)改革、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整等因素有關(guān)，由此中國(guó)NAIRU是隨時(shí)間變化的。不過(guò)，影響城鎮(zhèn)失業(yè)率變化的這些變量很難量化，這里利用HP濾波估計(jì)城鎮(zhèn)失業(yè)率中的非周期部分，可作為中國(guó)城鎮(zhèn)NAIRU的替代，結(jié)果如表1。

五、結(jié)論

在中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時(shí)期，中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)存在一些摩擦因素，城鄉(xiāng)勞動(dòng)力市場(chǎng)是二元的，勞動(dòng)工資率的變化并沒(méi)有完全反映勞動(dòng)力市場(chǎng)上勞動(dòng)力的供求狀況，勞動(dòng)工資率的變化也不是影響我國(guó)通貨膨脹出現(xiàn)的主要因素。因此，中國(guó)不存在通常意義上的菲利普斯曲線，NAIRU概念在中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)政策決策中作為先行指標(biāo)也具有很大的局限性。

由于中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)的特殊結(jié)構(gòu)，依靠擴(kuò)張性的宏觀經(jīng)濟(jì)政策提高中國(guó)的就業(yè)率的政策措施效率不高，而提高勞動(dòng)力市場(chǎng)效率、放松勞動(dòng)力要素的交易成本、提高勞動(dòng)者的職業(yè)轉(zhuǎn)換能力等微觀政策對(duì)于降低中國(guó)失業(yè)率將具有事半功倍的效果。

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通貨膨脹率的含義范文第2篇

關(guān)鍵詞：貨幣供給量,通貨膨脹率,單位根檢驗(yàn),協(xié)整分析,誤差修正模型

1引言

通貨膨脹是衡量一國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行是否穩(wěn)定和健康的重要指標(biāo)。貨幣學(xué)派的代表人物弗里德曼認(rèn)為通貨膨脹無(wú)論何時(shí)何地都是一種貨幣現(xiàn)象[1]，指出貨幣在長(zhǎng)期是中性的，其擴(kuò)張率將全部轉(zhuǎn)化為通貨膨脹率，也就是說(shuō)貨幣供給增長(zhǎng)是通貨膨脹波動(dòng)的主要根源。

國(guó)外對(duì)有關(guān)經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的研究結(jié)果表明，價(jià)格變動(dòng)與貨幣供應(yīng)密切相關(guān)。弗里德曼曾把每10年作為一個(gè)數(shù)據(jù)點(diǎn)來(lái)考察美國(guó)1867年～1960年間貨幣供給(以M2度量)與通貨膨脹(以GDP減縮因子度量)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)高的貨幣供給導(dǎo)致高的通貨膨脹，但用同樣的方法去觀察二者的短期關(guān)系時(shí)卻沒(méi)發(fā)現(xiàn)有規(guī)律性關(guān)系的存在[2]。McCandless和Weber考察了110個(gè)國(guó)家，得出這樣的結(jié)論：通貨膨脹率和貨幣供給量的變化具有非常強(qiáng)的相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)在0.92～0.96之間，幾乎接近于1，并且長(zhǎng)期來(lái)看，貨幣供給量的增加將最終導(dǎo)致相同程度的通貨膨脹率的上升[3]。他們的結(jié)論一致，即貨幣供給量的變化最終體現(xiàn)在物價(jià)的變化上。

各國(guó)的國(guó)情不同，其經(jīng)濟(jì)運(yùn)行也存在差異。王少平以1978年～1994年為樣本，運(yùn)用Granger檢驗(yàn)進(jìn)行實(shí)證研究，驗(yàn)證了中國(guó)通貨膨脹形成的基本原因是貨幣的過(guò)量發(fā)行[4]。李軍采用不同的理論模型對(duì)貨幣供給與通貨膨脹的長(zhǎng)期和短期關(guān)系進(jìn)行分析，其結(jié)論是二者的長(zhǎng)期關(guān)系與短期關(guān)系不一致，短期內(nèi)較高的貨幣供給不一定會(huì)造成短期內(nèi)較高的通貨膨脹，但長(zhǎng)期來(lái)看過(guò)多的貨幣遲早會(huì)通過(guò)未來(lái)的通貨膨脹來(lái)體現(xiàn)[2]。劉金全以1982年1月～2004年3月期間M0和M1月度同比增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)貨幣供給增長(zhǎng)率和通貨膨脹之間不存在顯著的協(xié)整關(guān)系[5]。張文剛以1981年1月～2002年6月期間通貨膨脹率與M1的月度同比增長(zhǎng)率進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)二者之間不僅存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，也存在短期誤差修正機(jī)制，不過(guò)兩者之間的影響關(guān)系依賴總供給與總需求之間的相互制約[6]。劉霖、靳云匯利用1978年～2003年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期內(nèi)貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率影響通貨膨脹的證據(jù)，認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)的貨幣化進(jìn)程中，貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率的提高并不一定導(dǎo)致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經(jīng)濟(jì)消耗了[7]。

由此可見(jiàn)，不同研究的結(jié)果并不一致，出現(xiàn)這種現(xiàn)象的主要原因在于樣本區(qū)間選擇的不同以及建模的方法存在差異。改革開(kāi)放以后，我國(guó)經(jīng)濟(jì)環(huán)境發(fā)生顯著變化，中央銀行調(diào)控貨幣政策的手段、能力日漸成熟。貨幣政策在20世紀(jì)80年代和90年代顯著不同，據(jù)此貨幣供給量的增長(zhǎng)對(duì)通貨膨脹率的影響也可能存在變化。因此如果在建立模型時(shí)不區(qū)分特定的時(shí)間階段，很有可能使結(jié)論受到干擾。使用傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法研究時(shí)存在著動(dòng)態(tài)的穩(wěn)定性假設(shè)，而實(shí)際上經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列通常是非平穩(wěn)的，直接運(yùn)用變量的水平值研究經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象間的均衡關(guān)系容易導(dǎo)致偽回歸。近年發(fā)展起來(lái)的處理平穩(wěn)數(shù)據(jù)的時(shí)間序列分析方法——協(xié)整(co-integrated)和誤差修正模型(errorcorrectionmodel,ECM)，恰好彌補(bǔ)了這一穩(wěn)定假設(shè)的不足。協(xié)整分析可用于檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)時(shí)間序列變量水平數(shù)據(jù)是否存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系，誤差修正模型則可建立它們變化的短期動(dòng)態(tài)模型，研究其短期變動(dòng)規(guī)律。

基于上述考慮，本文擬運(yùn)用協(xié)整理論和誤差修正模型來(lái)考察我國(guó)不同層次的貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)與通貨膨脹率的長(zhǎng)期均衡關(guān)系和短期動(dòng)態(tài)關(guān)系。

2變量和數(shù)據(jù)

2.1變量選取

有關(guān)貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計(jì)口徑，央行1994年10月27日明確了Mi(i=0，1，2，3)的統(tǒng)計(jì)范圍。M0=流通中的現(xiàn)金(貨幣供應(yīng)量統(tǒng)計(jì)機(jī)構(gòu)之外的現(xiàn)金發(fā)行)；M1=M0+企業(yè)存款(扣除單位定期存款和自籌基建存款)+機(jī)關(guān)團(tuán)體存款和農(nóng)村存款+信用卡類存款；M2=M1+城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄存款+企業(yè)存款中具有定期性質(zhì)的存款(單位定期存款和自籌基建存款)+外幣存款+信托類存款；M3=M2+金融債券+商業(yè)票據(jù)+大額可轉(zhuǎn)讓定期存單[8]。對(duì)于貨幣供應(yīng)量的度量指標(biāo)，現(xiàn)有文獻(xiàn)在選取M0還是M2上存有爭(zhēng)論。Chow推薦使用M0，因?yàn)樵谥袊?guó)消費(fèi)者不能使用支票，M0同商品零售價(jià)格的統(tǒng)計(jì)口徑也較為一致[9]；也有研究者認(rèn)為M2相對(duì)于M0更具有外生性，同時(shí)M2考慮到國(guó)家的信貸規(guī)模擴(kuò)張情況，故M2更能滿足貨幣數(shù)量論的要求[10]。為了全面考察貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)與通貨膨脹率的關(guān)系，避免因貨幣度量指標(biāo)誤選而導(dǎo)致的結(jié)果不穩(wěn)定，本文將分別使用M0、M1、M2來(lái)進(jìn)行實(shí)證分析。

測(cè)算通貨膨脹最常用的價(jià)格指數(shù)有居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)(CPI)、商品零售價(jià)格指數(shù)(RPI)、批發(fā)物價(jià)指數(shù)(WPI)和GDP價(jià)格平減指數(shù)。居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和商品零售價(jià)格指數(shù)最主要的區(qū)別是前者的調(diào)查內(nèi)容涵蓋了居民日常消費(fèi)品和服務(wù)項(xiàng)目，可以全面反映多種市場(chǎng)因素變動(dòng)對(duì)居民實(shí)際生活費(fèi)用支出的影響程度，并且它也是國(guó)際上測(cè)算價(jià)格水平和通貨膨脹最常用的指標(biāo)[11]。我國(guó)按照國(guó)際通行的理論和方法編制和CPI已有多年歷史，數(shù)據(jù)質(zhì)量可靠，為此本文選用CPI作為衡量通貨膨脹的指標(biāo)。

2.2數(shù)據(jù)來(lái)源

由于我國(guó)金融體制改革的原因，1993年前后我國(guó)貨幣供應(yīng)量的統(tǒng)計(jì)口徑發(fā)生了變化，1993年之前是國(guó)家銀行與農(nóng)村信用社的統(tǒng)計(jì)口徑，1993年之后為央行1994年所明確的口徑，這就造成了前后數(shù)據(jù)不具有可比性。在1994年以前，中央銀行貨幣政策主要采用直接調(diào)控手段，貨幣政策的類型表現(xiàn)為擴(kuò)張和緊縮政策的循環(huán)交替，而在1994年以后中央銀行開(kāi)始逐漸采用間接的調(diào)控手段，因此本文將1994年第一季度～2004年第四季度作為樣本區(qū)間。M0、M1、M2和CPI的數(shù)據(jù)均來(lái)源于《中國(guó)人民銀行統(tǒng)計(jì)季報(bào)》[12]。

2.3數(shù)據(jù)處理

假設(shè)M[，t]是貨幣供給量，Q[，t]是產(chǎn)品數(shù)量，P[，t]是產(chǎn)品價(jià)格，則貨幣流通速度的倒數(shù)K[，t]可以表示為K[，t]=(M[，t]/Q[，t]P[，t])。如果實(shí)際產(chǎn)出序列和貨幣序列都是非平穩(wěn)的，并且它們之間存在協(xié)整關(guān)系，那么貨幣流通速度將是一個(gè)均值重復(fù)過(guò)程。由于在一般情況下貨幣流通速度序列并不是均值重復(fù)過(guò)程[6]，因此可以判斷出實(shí)際產(chǎn)出和貨幣序列在水平值上不存在協(xié)整關(guān)系。從而，需要討論它們的差分序列(對(duì)應(yīng)增長(zhǎng)率序列)中可能存在的協(xié)整關(guān)系，此時(shí)需要判斷的是貨幣供給增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。用G來(lái)表示對(duì)應(yīng)變量的同比增長(zhǎng)率序列，GM0、GM1、GM2分別表示本季度M0、M1、M2與上年同季度之比。用GP來(lái)表示通貨膨脹率序列，則GP=(CPI-100/100)。由于貨幣供給量增長(zhǎng)率為同比增長(zhǎng)率，與編制CPI的對(duì)比期類似，所以這里沒(méi)有采用定基比的通貨膨脹序列。

圖1、圖2和圖3給出了樣本期內(nèi)通貨膨脹率與M0、M1、M2的季度同比增長(zhǎng)率的變化路徑。

附圖

圖1通貨膨脹率與M0增長(zhǎng)率

Figure1TheRelationshipbetweenInflationRateandM0GrowthRate

附圖

圖2通貨膨脹率與M1增長(zhǎng)率

Figure2TheRelationshipbetweenInflationRateandM1GrowthRate

附圖

圖3通貨膨脹率與M2增長(zhǎng)率

Figure3TheRelationshipbetweenInflationRateandM2GrowthRate

比較圖1～圖3中通貨膨脹率與貨幣供給增長(zhǎng)率路徑之間的聯(lián)系可以看出，在大部分階段它們具有類似的波動(dòng)模式，通貨膨脹率與貨幣供給增長(zhǎng)率離散幅度存在差異，貨幣作用到價(jià)格水平上需要一定的時(shí)滯。

3實(shí)證分析

3.1單位根檢驗(yàn)

在建立關(guān)于貨幣供給量增長(zhǎng)率和通貨膨脹率的長(zhǎng)期均衡方程之前需要先對(duì)各序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，以判斷各序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)序列平穩(wěn)性的方法比較多，但最為常用的是AugmentedDickey-Fuller(ADF)和Phillips-Person(PP)單位根檢驗(yàn)法。PP檢驗(yàn)原理類似于ADF檢驗(yàn)，不過(guò)PP檢驗(yàn)法對(duì)殘差的異方差性和自相關(guān)性不敏感[13]。

對(duì)GM0、GM1、GM2和GP的序列進(jìn)行數(shù)據(jù)生成過(guò)程研究可以得知，應(yīng)采用沒(méi)有趨勢(shì)成分和常數(shù)項(xiàng)的單位根檢驗(yàn)方法。利用Eviews4.0軟件分別對(duì)各變量水平值和一階差分序列進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，其中檢驗(yàn)過(guò)程中滯后階數(shù)的確定采用赤池信息準(zhǔn)則(AIC)，可得表1的檢驗(yàn)結(jié)果。

表1各序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

Table1UnitRootTestonEachSeries變量ADF檢驗(yàn)值臨界值PP檢驗(yàn)值臨界值

GM0-1.025348-1.6208[***]-1.915827-1.9486[**]

GM1-0.619661-1.6208[***]-0.753221-1.6198[***]

GM2-2.138849-2.6227[*]-0.988499-1.6198[***]

GP-3.500881-3.6067[*]-2.231399-2.6830[*]

GM0-4.408319-2.6196[*]-8.972842-2.6182[*]

GM1-3.656011-2.6243[*]-6.337483-2.6182[*]

GM2-3.357905-2.6227[*]-5.799792-2.6182[*]

GP-3.237557-2.6196[*]-3.335052-2.6182[*]

注：為差分算子；*為1％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；**為5％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；***為10％顯著性水平下的Mackinnon臨界值。

資料來(lái)源：Eviews4.0輸出結(jié)果，作者整理。

表1的檢驗(yàn)結(jié)果表明，用ADF單位根檢驗(yàn)方法，GM0和GM1在10％的顯著性水平無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，GM2和GP在1％的顯著性水平無(wú)法拒絕單位根過(guò)程；用PP單位根檢驗(yàn)方法，GM0在5％的顯著性水平下無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，GM1和GM2在10％的顯著性水平下無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，GP在1％的顯著性水平下無(wú)法拒絕單位根過(guò)程，但這些變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的，并且都是在1％的顯著性水平下拒絕單位根過(guò)程。綜合來(lái)看，這些變量都是一階差分序列。

3.2協(xié)整分析

如果涉及到的變量都是一階差分平穩(wěn)的，且這些變量的某種線性組合是平穩(wěn)的，則稱這些變量之間存在協(xié)整關(guān)系，它反映了所研究變量之間存在的一種長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。普遍使用的兩變量協(xié)整檢驗(yàn)的方法是Engle和Granger提出的兩階段回歸分析法[14]。

首先用最小二乘法估計(jì)長(zhǎng)期貨幣供給量的增長(zhǎng)率與通貨膨脹率的方程，得到回歸結(jié)果為

GP=-0.085+1.008GM0

(-3.454)(5.950)

R[2]=0.744D.W.=1.381F=35.401(1)

GP=-0.118+0.9427GM1

(-2.920)(4.319)

R[2]=0.791D.W.=1.271F=18.657(2)

GP=-0.170+1.079GM2

(-9.564)(13.064)

R[2]=0.803D.W.=1.438F=170.675(3)

對(duì)這三個(gè)回歸方程的殘差進(jìn)行ADF和PP單位根檢驗(yàn)，u[，0]、u[，1]和u[，2]分別表示方程(1)、(2)和(3)的殘差，結(jié)果見(jiàn)表2。

表2殘差序列的單位根檢驗(yàn)

Table2TestforCo-integrationbetweenEachTwoVariables變量ADF檢驗(yàn)值臨界值PP檢驗(yàn)值臨界值結(jié)論

u[，0]-1.784516-1.6199[***]-2.044011-1.9486[**]平穩(wěn)

u[，1]-2.153864-1.9495[**]-2.895260-2.6168[*]平穩(wěn)

u[，2]-5.075846-2.6211[*]-3.784644-2.6168[*]平穩(wěn)

注：*為1％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；**為5％顯著性水平下的Mackinnon臨界值；***為10％顯著性水平下的Mackinnon臨界值。

資料來(lái)源：Eviews4.0輸出結(jié)果，作者整理。

從表2可以看出，如果用ADF單位根方法檢驗(yàn)，u[，0]、u[，1]和u[，2]分別在10％、5％和1％的顯著性水平下是平穩(wěn)的；而用PP單位根檢驗(yàn)方法，則u[，0]的殘差在5％的顯著性水平是平穩(wěn)的，u[，1]和u[，2]在1％的顯著性水平下是平穩(wěn)的。因此三個(gè)序列都不存在單位根，這說(shuō)明在所考察的樣本期內(nèi)，三個(gè)層次貨幣供給量的增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間存在協(xié)整關(guān)系。根據(jù)各個(gè)方程的協(xié)整系數(shù)可以判斷，M2與通貨膨脹率間的協(xié)整關(guān)系最強(qiáng)，其次是M0，而M1與通貨膨脹率的協(xié)整系數(shù)相對(duì)要小一些。

3.3誤差修正模型

通過(guò)對(duì)變量進(jìn)行協(xié)整分析可以發(fā)現(xiàn)變量之間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，但無(wú)法得知這些變量偏離它們共同的隨機(jī)趨勢(shì)時(shí)的調(diào)整速度，誤差修正模型可以解決這個(gè)問(wèn)題。根據(jù)Granger定理，一組具有協(xié)整關(guān)系的變量具有誤差修正模型的形式[14]，因此在協(xié)整檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步建立誤差修正模型，研究貨幣供給量增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間關(guān)系的短期動(dòng)態(tài)調(diào)整與長(zhǎng)期特征。誤差修正模型的一般表示形式為

附圖

λμ[，t-1]+v[，t](4)

其中，μ[，t-1]=[，t-1]-δ[，0]-δ[，1]X[，t-1]，ι、p是最優(yōu)滯后項(xiàng)，t是時(shí)間，v[，t]是誤差擾動(dòng)項(xiàng)。該模型的經(jīng)濟(jì)含義是：Y[，t]在t時(shí)刻的增量決定于在t-1時(shí)刻該變量與被解釋變量長(zhǎng)期均衡關(guān)系的誤差。若這一誤差是正的，Y[，t]在t時(shí)刻就應(yīng)該做出負(fù)的修正，即表現(xiàn)為一個(gè)負(fù)的反饋過(guò)程，Y[，t]在不斷的修正過(guò)程中發(fā)展。誤差修正項(xiàng)的大小表明了從非均衡向長(zhǎng)期均衡狀態(tài)調(diào)整的速度，該模型突出了長(zhǎng)期均衡關(guān)系對(duì)短期的影響。

運(yùn)用Eviews4.0軟件，在協(xié)整的基礎(chǔ)上，根據(jù)Hendry從一般到特殊的動(dòng)態(tài)建模原則[15]，選擇季度數(shù)據(jù)，從滯后八期開(kāi)始刪除不顯著的變量，最終得到的誤差修正模型為

GP[，t]=-0.005+0.093GM0[，t]-0.119GM0[，t-2]+

(-2.877)(2.080)(-2.962)

0.391GP[，t-1]-0.134u[，t-1]

(3.889)(-4.865)(5)

R[2]=0.929D.W.=2.127F=19.241

GP[，t]=-0.003+0.104GM1[，t]+0.102GM1[，t-2]+

(-1.550)(1.935)(1.907)

0.352GP[，t-1]-0.076u[，t-1]

(2.656)(-2.252)(6)

R[2]=0.859D.W.=1.913F=17.527

GP[，t]=-0.002+0.242GM2[，t]+0.102GM2[，t-2]+

(-1.625)(2.367)(2.095)

0.352GP[，t-1]-0.076u[，t-1]

(3.490)(-2.157)(7)

R[2]=0.903D.W.=1.936F=26.472

由(5)式～(7)式可知，在所考察的樣本期內(nèi)貨幣供給量增長(zhǎng)率與通貨膨脹率的誤差修正模型的誤差修正項(xiàng)系數(shù)均小于零，符合反向修正原則，即上一期通貨膨脹率高于均衡值時(shí)，本期通貨膨脹率漲幅便會(huì)下降；反之上一期通貨膨脹率低于均衡值，本期通貨膨脹率漲幅便會(huì)上升。

3.4Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)

由協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果可知，貨幣供給量的增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間存在長(zhǎng)期的均衡關(guān)系，但是這種均衡關(guān)系是否構(gòu)成因果關(guān)系及因果關(guān)系的方向如何尚需要進(jìn)一步驗(yàn)證。采用Granger和Sims的因果關(guān)系檢驗(yàn)法來(lái)進(jìn)行分析。

用Granger和Sims的因果關(guān)系檢驗(yàn)法分析貨幣供給量的增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間因果關(guān)系的步驟如下[16]。首先檢驗(yàn)“GM(貨幣供給量增長(zhǎng)率)不是引起GP(通貨膨脹率)變化的原因”的原假設(shè)，對(duì)下面兩個(gè)回歸模型進(jìn)行估計(jì)。

無(wú)限制條件模型

附圖

有限制條件模型

附圖

這里m是最優(yōu)滯后階數(shù)，即選擇滯后階數(shù)m使模型中的誤差項(xiàng)μ[，t]為白噪聲。然后根據(jù)(8)式、(9)式的殘差平方和來(lái)計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，檢驗(yàn)(8)式中系數(shù)β[，1]，β[，2]，…，β[，m]是否同時(shí)顯著不為零。若果真如此，就拒絕“GM不是引起GP變化的原因”的原假設(shè)，也就是說(shuō)貨幣供給量增長(zhǎng)率是通貨膨脹率變化的原因。

然后，檢驗(yàn)“GP不是引起GM變化的原因”的原假設(shè)，作同樣的回歸估計(jì)，但是要交換GP和GM的位置，檢驗(yàn)GP的滯后項(xiàng)是否顯著不為零。要得到GM是引起GP變化原因的結(jié)論，就必須拒絕原假設(shè)“GM不是引起GP變化的原因”，同時(shí)接受原假設(shè)“GP不是引起GM變化的原因”。

對(duì)上述模型進(jìn)行估計(jì)，并計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量，可以得到表3的結(jié)果。

表3Granger影響關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

Table3CausalityTestResults原假設(shè)F統(tǒng)計(jì)量概率結(jié)論

GP不是引起GM0變化的Granger原因0.753100.52821接受

GM0不是引起GP變化的Granger原因2.765650.05679拒絕

GP不是引起GM1變化的Granger原因0.780340.51316接受

GM1不是引起GP變化的Granger原因3.533650.02489拒絕

GP不是引起GM2變化的Granger原因0.495600.68776接受

GM2不是引起GP變化的Granger原因3.568450.02399拒絕

資料來(lái)源：Eviews4.0輸出結(jié)果，作者整理。

以上的檢驗(yàn)表明，在檢驗(yàn)的樣本期內(nèi)，無(wú)論使用哪一種貨幣供給量指標(biāo)，我國(guó)的通貨膨脹率都是由于貨幣供給量增長(zhǎng)所致，因而我國(guó)的通貨膨脹仍然是貨幣現(xiàn)象。同時(shí)樣本期內(nèi)我國(guó)各層次貨幣供給量的過(guò)快增長(zhǎng)不能歸因于高位通貨膨脹拉動(dòng)，這說(shuō)明我國(guó)貨幣供給的外生性(即貨幣供給)很大程度上只是一種政府行為而非經(jīng)濟(jì)手段。

4結(jié)論

本文以我國(guó)1994年第一季度～2004年第四季度的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整分析、誤差修正模型和Granger因果關(guān)系考察不同層次貨幣供給量增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的關(guān)系，可以得到以下的結(jié)論。

(1)從長(zhǎng)期來(lái)看，各層次的貨幣供給量增長(zhǎng)率都與通脹率之間存在正相關(guān)協(xié)整關(guān)系，它們之間存在顯著的相關(guān)性，貨幣供給變化所產(chǎn)生的影響最終在價(jià)格水平上體現(xiàn)出來(lái)。由(1)式、(2)式和(3)式可以看出，三個(gè)層次貨幣供給量增長(zhǎng)率對(duì)于通貨膨脹率的乘數(shù)分別為1.008、0.9427和1.079，這三個(gè)值與1都比較接近，由此可以看出貨幣變量長(zhǎng)期中性的特征仍然明顯。

(2)誤差修正模型的估計(jì)結(jié)果顯示了貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹率之間的短期動(dòng)態(tài)關(guān)系，外部因素的沖擊影響使二者之間產(chǎn)生了顯著的短期波動(dòng)，但從長(zhǎng)期來(lái)看，二者仍可以長(zhǎng)期保持穩(wěn)定關(guān)系，價(jià)格具有向均衡關(guān)系回復(fù)的機(jī)制。三個(gè)層次貨幣供給量增長(zhǎng)率的誤差修正系數(shù)分別為-0.134、-0.076和-0.150，它們的絕對(duì)值不大，這表明短期波動(dòng)對(duì)長(zhǎng)期均衡趨勢(shì)偏離的程度不高，它們的波動(dòng)幅度不大。值得注意的是，上一期的通貨膨脹率的增長(zhǎng)與本期的通貨膨脹率的增長(zhǎng)存在著正相關(guān)性，表明某一時(shí)期的通貨膨脹率會(huì)影響下一期的通貨膨脹率。通貨膨脹率是比較穩(wěn)定的，一旦形成就將持續(xù)一段時(shí)期[5]，因此貨幣這個(gè)名義因素對(duì)價(jià)格水平的影響是一個(gè)較長(zhǎng)的過(guò)程。

通貨膨脹率的含義范文第3篇

關(guān)鍵詞:產(chǎn)出缺口;貨幣缺口;通貨膨脹

中圖分類號(hào):F822.2 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A 文章編號(hào):1003-3890(2009)12-0018-04

一、引言

通貨膨脹是指一般價(jià)格水平持續(xù)上升的過(guò)程,或貨幣價(jià)值持續(xù)下降的過(guò)程。通貨膨脹形成的原因主要是本國(guó)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)過(guò)快和總需求的過(guò)度膨脹。關(guān)于前者,美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家弗里德曼(Friedman,1970)把貨幣主義的思想加入到對(duì)通貨膨脹的定義中:認(rèn)為通貨膨脹在任何時(shí)候都是一個(gè)貨幣現(xiàn)象。關(guān)于后者,經(jīng)典宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論認(rèn)為,總供給和總需求的關(guān)系是決定價(jià)格總水平變動(dòng)最主要的原因。總供求之間的差距,即產(chǎn)出缺口,等于實(shí)際產(chǎn)出與潛在產(chǎn)出之差,它反映了總需求和總供給之間的差異,是觀測(cè)通貨膨脹壓力的重要指標(biāo)。通常情況下,如果出現(xiàn)正的產(chǎn)出缺口,即總供給小于總需求,則會(huì)產(chǎn)生通貨膨脹壓力。反之,如果出現(xiàn)負(fù)的產(chǎn)出缺口,即總供給大于總需求的情況,則產(chǎn)生通貨緊縮的壓力。

本文利用1999-2007年季度時(shí)間序列數(shù)據(jù),對(duì)產(chǎn)出缺口和貨幣缺口對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。

二、基于菲利普斯曲線的產(chǎn)出缺口和通貨膨脹的模型

關(guān)于產(chǎn)出缺口與通貨膨脹的研究,可以追溯到菲利普斯(Philips,1958)所建立的Philips曲線,產(chǎn)出缺口通過(guò)菲利普斯曲線影響通貨膨脹(Smets,1995;Svensson,1998)。菲利普斯在研究貨幣工資變化率與失業(yè)率之間的關(guān)系時(shí),運(yùn)用英國(guó)1861-1913年間的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)這兩個(gè)變量間存在非線性、負(fù)相關(guān)關(guān)系:?棕t=c0+?茁ut+?著t

?棕t是貨幣工資增長(zhǎng)率,ut是失業(yè)率,?著t是擾動(dòng)項(xiàng),?茁

Friedman (1968)對(duì)傳統(tǒng)的菲利普斯曲線所代表的政策含義提出批評(píng),指出貨幣的一次性變化無(wú)法使實(shí)際經(jīng)濟(jì)變量持久改變,即政策無(wú)效。他在菲利普斯曲線中引入預(yù)期與自然失業(yè)率的概念,認(rèn)為通貨膨脹由實(shí)際失業(yè)率與自然失業(yè)率的差及預(yù)期通貨膨脹決定,預(yù)期是指適應(yīng)性預(yù)期,即通貨膨脹預(yù)期是對(duì)過(guò)去若干期通貨膨脹的加權(quán)平均。Friedman(1968)的菲利普斯曲線可以表示為:

?仔t=?仔te+?茁(ut-ut*)+?著t

這里?仔te是通貨膨脹預(yù)期,ut*是自然失業(yè)率。奧肯法則是將產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率連接的紐帶,根據(jù)奧肯定律(Okun,1965),可以用產(chǎn)出缺口代替菲利普斯曲線中失業(yè)率與自然失業(yè)率的差,于是有如下形式的Friedman菲利普斯曲線(趙昕東,2008):

?仔t=?仔te+?茁(Yt-Yt*)+?著t

這里Yt是實(shí)際產(chǎn)出,Yt*是潛在產(chǎn)出,Yt-Yt*是產(chǎn)出缺口。附加預(yù)期的菲利普斯曲線表明,預(yù)期通貨膨脹率越高,實(shí)際通貨膨脹率也越高。通貨膨脹率由兩部分組成:一部分是通貨膨脹預(yù)期,另一部分是產(chǎn)出缺口。當(dāng)存在正的產(chǎn)出缺口時(shí),工資及價(jià)格水平將上升,實(shí)際通貨膨脹率將高于預(yù)期通貨膨脹率;反之,如果存在負(fù)的產(chǎn)出缺口,則意味著失業(yè)率的上升,將減少工資和價(jià)格的上漲,實(shí)際通貨膨脹率低于預(yù)期通貨膨脹率。

對(duì)于產(chǎn)出缺口估計(jì)的關(guān)鍵是計(jì)算出潛在產(chǎn)出。潛在產(chǎn)出一般是指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。潛在產(chǎn)出最早的定義來(lái)自于美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家?jiàn)W肯,Okun(1962)認(rèn)為,潛在產(chǎn)出不是由無(wú)限需求決定的最大可能產(chǎn)出,而是在價(jià)格穩(wěn)定和自由市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的目標(biāo)下,總需求水平達(dá)到失業(yè)率為4%的水平時(shí)的最大可能產(chǎn)出。潛在產(chǎn)出和產(chǎn)出缺口的分析之所以重要,是因?yàn)樗鼈兣c失業(yè)和通貨膨脹是緊密相聯(lián)的。

一些學(xué)者對(duì)中國(guó)的產(chǎn)出缺口與通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn),如王煜(2005)應(yīng)用HP濾波方法估算了中國(guó)的潛在產(chǎn)出與產(chǎn)出缺口,通過(guò)基于向量自回歸模型的格蘭杰因果檢驗(yàn)實(shí)證分析了產(chǎn)出缺口與通貨膨脹率的關(guān)系,結(jié)果表明中國(guó)存在著傳統(tǒng)的菲利普斯曲線。許召元(2005)利用Kalman濾波估計(jì)了1979-2004年中國(guó)的潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率和產(chǎn)出缺口,然后檢驗(yàn)了中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與通貨膨脹率之間的交替關(guān)系。

三、基于H-P濾波方法的產(chǎn)出缺口和貨幣缺口的衡量

本文的各個(gè)變量為:M2為廣義貨幣供應(yīng)量;GDP為國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值;CPI為消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)。為了滿足對(duì)數(shù)據(jù)樣本的要求,同時(shí)也為了避免年度數(shù)據(jù)掩蓋了變量在一年內(nèi)發(fā)生的波動(dòng),本文采用的數(shù)據(jù)是從1999年第一季度到2007年第四季度的季度時(shí)間序列數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)經(jīng)濟(jì)景氣月報(bào)》各期。GDP和貨幣供應(yīng)量M2有明顯的季節(jié)變動(dòng)的趨勢(shì),因此首先對(duì)GDP和M2進(jìn)行了X12乘法季節(jié)調(diào)整,以消除季節(jié)變動(dòng)對(duì)數(shù)據(jù)的影響。

在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)中,人們非常關(guān)心序列組成成分中的長(zhǎng)期趨勢(shì),Hodrick-Prescott濾波是被廣泛使用的一種方法。該方法在Hodrick and Prescott(1980)分析戰(zhàn)后美國(guó)經(jīng)濟(jì)周期的論文中首次使用。本文運(yùn)用H-P濾波衡量了產(chǎn)出缺口和貨幣缺口。圖1為產(chǎn)出缺口,從中可以看到1999年以來(lái)中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)的波動(dòng),其中1999年到2001年第三季度產(chǎn)出缺口為正;2001年第四季度到2005年第三季度,產(chǎn)出缺口為負(fù);從2005年第四季度開(kāi)始,產(chǎn)出缺口基本上為正值。圖2為貨幣缺口,貨幣缺口絕對(duì)值較大,說(shuō)明中國(guó)貨幣缺口的波動(dòng)幅度大且不穩(wěn)定。

四、產(chǎn)出缺口和貨幣缺口對(duì)中國(guó)通貨膨脹影響的實(shí)證檢驗(yàn)

(一)建立VAR模型

本文將利用VAR(向量自回歸)模型,而不是靜態(tài)回歸模型。主要是因?yàn)?第一,鑒于當(dāng)前引起中國(guó)通貨膨脹的因素,除了傳統(tǒng)的產(chǎn)出缺口以外,貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)過(guò)快所引起的流動(dòng)性過(guò)剩,也是通貨膨脹的一個(gè)重要因素。第二,由于VAR模型不受先驗(yàn)經(jīng)濟(jì)理論的限制,直接透過(guò)時(shí)間序列數(shù)據(jù)本身的特征進(jìn)行研究,先驗(yàn)知識(shí)只用來(lái)考慮及選用納入模型之經(jīng)濟(jì)變量,因此,本文將運(yùn)用VAR模型直接去考慮產(chǎn)出缺口和貨幣缺口與中國(guó)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)關(guān)系。向量自回歸(Vector Auto Regressive, VAR)模型是1980年由西姆斯(Sims)提出來(lái)的。這種模型采用多方程聯(lián)立形成,它是用模型中所有內(nèi)生當(dāng)期變量對(duì)它們的若干期滯后值進(jìn)行回歸,從而估計(jì)全部?jī)?nèi)生變量的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

(二)單位根檢驗(yàn)

首先對(duì)變量的平穩(wěn)性進(jìn)行檢驗(yàn),使用ADF法檢驗(yàn)產(chǎn)出缺口(hpcyclegdp)、貨幣缺口(hpcyclem2)、和通貨膨脹(cpi)的穩(wěn)定性,檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示。經(jīng)過(guò)ADF檢驗(yàn)可知,這三個(gè)變量均是平穩(wěn)的。

(三)格蘭杰因果檢驗(yàn)

Granger因果檢驗(yàn)要求變量必須是平穩(wěn)的,經(jīng)過(guò)ADF檢驗(yàn),得知通貨膨脹(cpi)、產(chǎn)出缺口(hpcyclegdp)、貨幣缺口(hpcyclem2)是平穩(wěn)時(shí)間序列,可以進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn),根據(jù)AIC和SC最小化準(zhǔn)則,本文選取滯后期為1,檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示。根據(jù)格蘭杰因果檢驗(yàn),可以得出如下的結(jié)論:

第一,產(chǎn)出缺口和通貨膨脹存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即產(chǎn)出缺口是中國(guó)通貨膨脹的格蘭杰原因,但通貨膨脹不是產(chǎn)出缺口的格蘭杰原因。第二,貨幣缺口和通貨膨脹存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系,即貨幣缺口是中國(guó)通貨膨脹的格蘭杰原因,且中國(guó)通貨膨脹也是貨幣缺口的格蘭杰原因。第三,貨幣缺口和產(chǎn)出缺口存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即貨幣缺口是中國(guó)產(chǎn)出缺口的格蘭杰原因,但產(chǎn)出缺口不是貨幣缺口的格蘭杰原因。

(四)產(chǎn)出缺口、貨幣缺口與中國(guó)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)關(guān)系檢驗(yàn)

1. 脈沖響應(yīng)函數(shù)。從圖3可以看出通貨膨脹對(duì)產(chǎn)出缺口的脈沖響應(yīng)呈現(xiàn)正方向的變動(dòng),1-2期通貨膨脹對(duì)產(chǎn)出缺口新息的脈沖響應(yīng)有較大的上升趨勢(shì),以后呈現(xiàn)下降趨勢(shì),并在長(zhǎng)期內(nèi)趨于平穩(wěn)。這說(shuō)明產(chǎn)出缺口增加在短期內(nèi)對(duì)中國(guó)的通貨膨脹有著較大的拉動(dòng)作用,但從長(zhǎng)期來(lái)看,這種拉動(dòng)作用有下降的趨勢(shì),呈現(xiàn)邊際效用遞減的趨勢(shì)。從圖4可以看出,通貨膨脹對(duì)貨幣缺口的脈沖響應(yīng)一直是正值,1-3期,通貨膨脹對(duì)貨幣缺口的脈沖響應(yīng)有大幅度的上升趨勢(shì),雖然從第3期開(kāi)始下降,但下降幅度不大。這說(shuō)明貨幣缺口與通貨膨脹之間存在正方向的變動(dòng)關(guān)系。對(duì)比圖3和圖4,可以看出通貨膨脹對(duì)貨幣缺口的脈沖響應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對(duì)產(chǎn)出缺口的脈沖響應(yīng),這說(shuō)明貨幣缺口對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響較大。從圖5可以看出,1-3期產(chǎn)出缺口對(duì)貨幣缺口的脈沖響應(yīng)是正向的變動(dòng)關(guān)系,這說(shuō)明短期內(nèi),貨幣缺口的增加促使了產(chǎn)出缺口的增加;但從長(zhǎng)期來(lái)看,產(chǎn)出缺口和貨幣缺口存在反向的變動(dòng)關(guān)系,且逐漸趨于平穩(wěn)。

2. 方差分解。從表3對(duì)通貨膨脹(cpi)的方差分解中可以看出,中國(guó)通貨膨脹的變化中受自身的擾動(dòng)項(xiàng)的沖擊影響的成分越來(lái)越少,從第1期的100%逐漸下降到第10期的83.08%;受貨幣缺口擾動(dòng)項(xiàng)沖擊影響的成分越來(lái)越大,到第10期上升為15.78%,貨幣缺口對(duì)中國(guó)通貨膨脹的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)上升的趨勢(shì),即貨幣缺口對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響較大;產(chǎn)出缺口擾動(dòng)項(xiàng)對(duì)通貨膨脹的沖擊一直穩(wěn)定在1.12%~1.37%之間,說(shuō)明產(chǎn)出缺口對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響較小、比較平穩(wěn),并且遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于貨幣缺口波動(dòng)對(duì)通貨膨脹波動(dòng)的貢獻(xiàn)。

五、結(jié)論

本文利用1999-2007年的季度時(shí)間序列數(shù)據(jù)分析了貨幣缺口和產(chǎn)出缺口對(duì)中國(guó)通貨膨脹的影響,得出了如下的結(jié)論:

第一,貨幣缺口和通貨膨脹存在雙向的格蘭杰因果關(guān)系,即貨幣缺口是中國(guó)通貨膨脹的格蘭杰原因,并且通貨膨脹也是中國(guó)貨幣缺口的格蘭杰原因;貨幣缺口和產(chǎn)出缺口存在單向的格蘭杰因果關(guān)系,即貨幣缺口是產(chǎn)出缺口的格蘭杰原因,反之不成立;產(chǎn)出缺口和通貨膨脹不存在因果關(guān)系,即產(chǎn)出缺口不是中國(guó)通貨膨脹的格蘭杰原因,同時(shí)通貨膨脹也不是產(chǎn)出缺口的格蘭杰原因。

第二,貨幣缺口和產(chǎn)出缺口增加在短期內(nèi)可能對(duì)中國(guó)的通貨膨脹有著較大的拉動(dòng)作用,但從長(zhǎng)期來(lái)看,這種拉動(dòng)作用有下降的趨勢(shì),呈現(xiàn)邊際效用遞減的趨勢(shì)。且通貨膨脹對(duì)貨幣缺口的脈沖響應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于對(duì)產(chǎn)出缺口的脈沖響應(yīng),產(chǎn)出缺口波動(dòng)對(duì)中國(guó)通貨膨脹的貢獻(xiàn)比較平穩(wěn),并且遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于貨幣缺口波動(dòng)對(duì)通貨膨脹的貢獻(xiàn)。

第三,產(chǎn)出缺口通過(guò)菲利普斯曲線影響通貨膨脹,當(dāng)產(chǎn)出缺口增加時(shí)通貨膨脹的壓力就會(huì)增加,當(dāng)產(chǎn)出缺口下降時(shí)通貨膨脹的壓力就會(huì)下降。正是由于這個(gè)原因,所以產(chǎn)出缺口在貨幣政策實(shí)際制定中起著非常重要的作用。在短期,準(zhǔn)確地判斷產(chǎn)出缺口的方向和大小,可以更有針對(duì)性地對(duì)當(dāng)前中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)進(jìn)行分析,制定具體宏觀調(diào)控措施,以調(diào)控經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行,熨平經(jīng)濟(jì)周期的波動(dòng)。

參考文獻(xiàn):

[1]趙昕東.基于菲利普斯曲線的中國(guó)產(chǎn)出缺口估計(jì)[J].世界經(jīng)濟(jì),2008,(1).

[2]Okun, A. M. Potential GNP: Its Measurement and Significance. In Proceedings of the Business and Economics Statistics Section [J]. American Statistical Association (Washington, D.C.: American Statistical Association, 1962:98-103.

[3]王煜.中國(guó)的產(chǎn)出缺口與通貨膨脹[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005,(1).

[4]許召元.中國(guó)的潛在產(chǎn)出、產(chǎn)出缺口及產(chǎn)量通貨膨脹交替關(guān)系[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2005,(12).

The Analysis of the Impact of Output Gap and Currency Gap on China's Inflation

Wang Kai1,Pang Zhen2

(1. School of Management and Economics, Northwest University, Xi'an 710127, China;

2. School of Humanities and Arts, Xi'an Electronics and Technology University, Xi'an 710071, China)

通貨膨脹率的含義范文第4篇

［關(guān)鍵詞］通貨膨脹;住房所有者資本成本;住房需求

一、引言

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的數(shù)據(jù)顯示，2009年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比下降0.7%，此后出現(xiàn)明顯攀升，2010和2011年上半年，居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)同比分別上漲3.3%和5.4%， 2011年7月該指數(shù)更是高達(dá)6.5%的漲幅，出現(xiàn)了明顯的通貨膨脹趨勢(shì)。從國(guó)際經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，發(fā)達(dá)國(guó)家的通貨膨脹控制目標(biāo)一般在2%左右，新興發(fā)展中國(guó)家的通貨膨脹控制目標(biāo)大多在3%左右，當(dāng)物價(jià)漲幅高于4%以上時(shí)可以認(rèn)為出現(xiàn)了溫和的通貨膨脹。通貨膨脹對(duì)居民的生產(chǎn)生活產(chǎn)生了不利影響，銷蝕了現(xiàn)金資產(chǎn)的價(jià)值，使資產(chǎn)組合中能對(duì)沖通貨膨脹影響的資產(chǎn)吸引力增強(qiáng)。根據(jù)資產(chǎn)組合理論，如果將和房地產(chǎn)有關(guān)的投資加入到某種投資組合中，由此得到的資產(chǎn)組合的通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)要顯著低于最初的資產(chǎn)組合的通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)。房地產(chǎn)被認(rèn)為是唯一的對(duì)于預(yù)期和未預(yù)期的通貨膨脹都有完全對(duì)沖能力的資產(chǎn)，因而是對(duì)通貨膨脹最好的對(duì)沖工具 [1]。居民對(duì)置業(yè)的保值預(yù)期，使購(gòu)房成為抵御通貨膨脹實(shí)現(xiàn)資產(chǎn)保值的手段之一，從而增強(qiáng)了對(duì)房地產(chǎn)的投資性需求。

房地產(chǎn)具有消費(fèi)和投資的雙重屬性，在快速城市化進(jìn)程中的中國(guó)社會(huì)還存在著強(qiáng)大的住房消費(fèi)需求。居民購(gòu)買住房一般通過(guò)商業(yè)銀行按揭貸款，通貨膨脹及其預(yù)期所導(dǎo)致的實(shí)際支付力下降及銀行貸款利率的上升都將對(duì)首次購(gòu)房置業(yè)消費(fèi)者的住房需求產(chǎn)生不利影響，從而使購(gòu)房者在預(yù)算約束不變條件下降低對(duì)住房的需求。那么，通貨膨脹到底會(huì)對(duì)本來(lái)已經(jīng)問(wèn)題重重的樓市造成怎樣的影響？這種影響的實(shí)現(xiàn)機(jī)制又是怎樣的？中國(guó)的現(xiàn)實(shí)狀況與理論分析的結(jié)論是否一致？這些問(wèn)題亟待研究，也正是本文關(guān)注的焦點(diǎn)。由于我國(guó)不同城市的經(jīng)濟(jì)和人文發(fā)展存在區(qū)域差別，房地產(chǎn)市場(chǎng)的供求狀況也不盡相同，通貨膨脹對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響就必須考慮這種城市差異。因此，本文在理論分析的基礎(chǔ)上，選擇35個(gè)大中城市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，試圖對(duì)上述問(wèn)題做出合理解釋。

二、文獻(xiàn)回顧

大量研究表明，住房需求與通貨膨脹之間往往呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。在通貨膨脹時(shí)期，出于既是治理通貨膨脹的目的，也是長(zhǎng)期通貨膨脹率上升的結(jié)果，利率將上調(diào)并保持在新的高水平上。一旦工資、物價(jià)和利率水平隨著通貨膨脹進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，對(duì)住房的需求也必然會(huì)增加。Hendershott的研究說(shuō)明通貨膨脹率的升高對(duì)獨(dú)立住宅（single-family）的購(gòu)買需求具有積極的影響[2]。Fran?ois Ortalo-Magné and Sven Rady通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)也發(fā)現(xiàn)住房自有率和通貨膨脹率的升高正相關(guān)[3]。此后，學(xué)者們通過(guò)大量的實(shí)證研究也得出過(guò)類似的結(jié)論。

基于通貨膨脹時(shí)期資產(chǎn)保值增值的考慮，通貨膨脹對(duì)購(gòu)房需求無(wú)疑具有促進(jìn)作用。根據(jù)“費(fèi)雪效應(yīng)”假說(shuō)，在完全預(yù)期情況下，資產(chǎn)的預(yù)期名義收益等于預(yù)期實(shí)際收益加上預(yù)期通貨膨脹率。如果“費(fèi)雪效應(yīng)”成立，則可認(rèn)為資產(chǎn)的實(shí)際收益不會(huì)隨通貨膨脹發(fā)生系統(tǒng)性變化，投資者由于通貨膨脹而導(dǎo)致的購(gòu)買力下降將會(huì)完全得到補(bǔ)償。相對(duì)于其他資產(chǎn)，房地產(chǎn)具有更好的抵御通貨膨脹的作用，包括房地產(chǎn)在內(nèi)的投資組合能夠在確定收益的條件下減小資產(chǎn)組合的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)或在風(fēng)險(xiǎn)不變的條件下增加投資回報(bào)。Fama和Schwert利用美國(guó)1953～1971年的數(shù)據(jù)，比較分析了美國(guó)政府債券、票據(jù)、私人住宅類房地產(chǎn)及普通股這四項(xiàng)資產(chǎn)價(jià)格對(duì)通貨膨脹的對(duì)沖能力，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，只有政府債券和房地產(chǎn)符合“費(fèi)雪效應(yīng)”[4]；Martin Hoesli運(yùn)用1943～1991年瑞士房地產(chǎn)信托基金月度、季度、年度和五年期數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了房地產(chǎn)和股票資產(chǎn)對(duì)通貨膨脹的抵御效果，發(fā)現(xiàn)在長(zhǎng)期房地產(chǎn)相對(duì)于股票更具有抵御通脹損失的特性，對(duì)于未預(yù)期到的通貨膨脹更是如此[1]。

與上述觀點(diǎn)不同，也有一些研究認(rèn)為，通貨膨脹將降低對(duì)住房的有效需求。通貨膨脹和按標(biāo)準(zhǔn)固定支付按揭貸款的聯(lián)合作用將使用于購(gòu)房的按揭貸款規(guī)模減少，從而減少了通過(guò)按揭貸款購(gòu)房的數(shù)量。美國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局（United States Bureau of the Census）構(gòu)建了一個(gè)模型對(duì)這種結(jié)論進(jìn)行定量的表述。在住房需求方程和買租替代方程的基礎(chǔ)上，利用了6000個(gè)家戶的住房調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，認(rèn)為即使通貨膨脹降低了住房所有者資本成本，也并沒(méi)有促使住房需求旺盛，增加住房自有率[5]。Kearl則認(rèn)為由于大多數(shù)的購(gòu)房者是由銀行按揭貸款提供購(gòu)房資金來(lái)源，通貨膨脹率的增加將會(huì)提高還款的名義支付，當(dāng)家庭的資金狀況因此惡化時(shí)，就會(huì)減少對(duì)住房的有效需求[6]。Robert M. Schwab對(duì)通貨膨脹和住房需求的關(guān)系做了實(shí)證研究，指出購(gòu)房需求是通貨膨脹和實(shí)際利率的函數(shù)，而非名義利率的函數(shù)。研究結(jié)果顯示，通貨膨脹對(duì)由于不完美資本市場(chǎng)造成資金約束的家庭的購(gòu)房需求將有更大影響[7]。

也有學(xué)者將通貨膨脹對(duì)住房需求的正向和負(fù)向影響結(jié)合起來(lái)進(jìn)行研究。Joyce Manchester利用1971～1978年美國(guó)42個(gè)城市新交易一手住房的價(jià)格數(shù)據(jù)，通過(guò)估計(jì)實(shí)際住房所有者資本成本對(duì)實(shí)際房?jī)r(jià)的彈性值，得出實(shí)際房?jī)r(jià)和實(shí)際住房所有者資本成本存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。由于通貨膨脹所造成的前期還款負(fù)擔(dān)加重對(duì)購(gòu)房的負(fù)面影響和住宅資產(chǎn)升值獲益對(duì)購(gòu)房的積極作用同時(shí)存在，它們共同作用的結(jié)果將是在通貨膨脹的情況下實(shí)際還款金額的下降，從而產(chǎn)生購(gòu)房需求的增加[8]。但是，該論文的前提是政府為了提高住房自有率，對(duì)首次購(gòu)房可獲得減稅或財(cái)政補(bǔ)貼，并不適用于我國(guó)的購(gòu)房稅收政策環(huán)境。美國(guó)歷史上出現(xiàn)過(guò)在不同時(shí)期，通貨膨脹對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)產(chǎn)生截然相反的影響，一種情況是是20世紀(jì)70年代出現(xiàn)的高通貨膨脹推動(dòng)了房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮，另一種是本世紀(jì)初的低通貨膨脹與住房需求旺盛共存而造成的資產(chǎn)價(jià)格大幅波動(dòng)的現(xiàn)象。針對(duì)這兩種看似矛盾的現(xiàn)象，Monika Piazzesi and Martin Schneider從通貨膨脹導(dǎo)致的“貨幣幻覺(jué)”角度進(jìn)行了建模分析。由于通貨膨脹時(shí)期人們存在“貨幣幻覺(jué)”，使得經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中各種名義變量值而不是實(shí)際值成為購(gòu)買決策的關(guān)鍵決定因素。金融系統(tǒng)內(nèi)的貨幣周轉(zhuǎn)使人們產(chǎn)生貨幣幻覺(jué)，從而導(dǎo)致投資炙熱 [9]。

結(jié)合經(jīng)濟(jì)基本面因素進(jìn)行分析向來(lái)是研究房地產(chǎn)相關(guān)問(wèn)題的一個(gè)重要手段。John Baffoe-Bonnie利用非結(jié)構(gòu)估計(jì)技術(shù)（a nonstructural estimation technique），分析了4個(gè)關(guān)鍵的宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)國(guó)家和區(qū)域?qū)用娣績(jī)r(jià)和住房交易量的動(dòng)態(tài)影響，運(yùn)用VAR脈沖響應(yīng)函數(shù)分析，發(fā)現(xiàn)宏觀經(jīng)濟(jì)變量的變化促成了房地產(chǎn)周期波動(dòng)，不論是國(guó)家還是區(qū)域?qū)用?，房地產(chǎn)市場(chǎng)對(duì)于來(lái)自就業(yè)率和抵押貸款利率方面的沖擊都非常敏感[10]。Yuming Fu從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)的角度分析了家庭的流動(dòng)性對(duì)住房需求的影響。面對(duì)不確定的未來(lái)房?jī)r(jià)，利用Henderson 和 Ioannides的住房消費(fèi)-投資模型分析，發(fā)現(xiàn)常住居民對(duì)房地產(chǎn)升值預(yù)期的增強(qiáng)并沒(méi)有刺激買房投資行為。這一結(jié)論意味著家戶的流動(dòng)性對(duì)房地產(chǎn)實(shí)證研究的重要性[11]。Claus Greiber and Ralph Setzer認(rèn)為20世紀(jì)70年代的通貨膨脹和房地產(chǎn)市場(chǎng)繁榮共同降低了居民總的儲(chǔ)蓄傾向。鑒于20%的有價(jià)證券從股市涌入樓市，文章運(yùn)用迭代模型分析了這種資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，指出步入成年的嬰兒潮一代激增了對(duì)住房的需求，同時(shí)高企的通貨膨脹率侵蝕了有價(jià)證券價(jià)值，使房地產(chǎn)和股票相比更具吸引力[12]。

通過(guò)對(duì)以往文獻(xiàn)的梳理，我們認(rèn)為通貨膨脹對(duì)住房需求確有影響，其作用機(jī)制是通過(guò)微觀主體的行為決策最終影響到宏觀變量。與已有研究不同，本文引入住房所有者資本成本，從時(shí)間和空間的視角，在已有研究的基礎(chǔ)上構(gòu)建理論模型，并進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，系統(tǒng)考察通貨膨脹對(duì)住房需求的影響。

三、理論模型與機(jī)制分析

（一）通貨膨脹對(duì)住房需求的影響模型

在房地產(chǎn)市場(chǎng)上，購(gòu)房置業(yè)涉及住房這種長(zhǎng)期資產(chǎn)的買賣，從而使購(gòu)房需求和住房所有者資本成本密切相關(guān)。一般認(rèn)為，實(shí)際房?jī)r(jià)和實(shí)際住房所有者資本成本存在顯著的負(fù)相關(guān) [13]，當(dāng)住房所有者資本成本低時(shí)，業(yè)主擁有住房的資金負(fù)擔(dān)較輕，住房需求旺盛，房?jī)r(jià)快速上漲，住房所有權(quán)是一種有利可圖的投資；而當(dāng)住房所有者資本成本較高時(shí)，居民持有住房的資金負(fù)擔(dān)加重，住房需求減少，房?jī)r(jià)上漲緩慢或下跌。

1．通貨膨脹對(duì)住房所有者資本成本影響的一般分析

住房所有權(quán)成本是指業(yè)主為擁有住房所承擔(dān)的年總成本，Ann Dougherty 和Robert Van Order認(rèn)為住房所有權(quán)成本有兩種計(jì)算方法[14]。一種方法被稱之為“使用者成本”法（user cost），另一種被稱為“內(nèi)含租金”法（implicit rent）。兩種方法得出的住房所有權(quán)成本是相同的（但現(xiàn)實(shí)中這兩者并不一定相同）?！笆褂谜叱杀尽笔侵赶M(fèi)者以購(gòu)買住房 和其他物品 支出的組合而實(shí)現(xiàn)效用最大化時(shí)，為使消費(fèi)者推遲1年購(gòu)買住房必須支付給他的其他商品的數(shù)量，其價(jià)值表示為：

（1）

其中， 表示所得稅稅率， 表示名義利率， 為通貨膨脹率， 為房屋的折舊率， 為總房?jī)r(jià)。為了便于對(duì)不同價(jià)格住房的比較，使住房所有權(quán)成本更具一般衡量指標(biāo)的意義，設(shè)定 為1，由此得到單位價(jià)值住房的年總成本定義為“住房所有者資本成本”，由于住房也是一種資本性資產(chǎn)，考慮到住房的資產(chǎn)升值性，（1）式并不是最終的住房所有者資本成本，住房所有者資本成本可以進(jìn)一步表示為：

= （2）

其中， 表示房?jī)r(jià)上漲率，如果假定房屋作為資產(chǎn)符合“費(fèi)雪效應(yīng)”，房地產(chǎn)收益率與通貨膨脹率的走勢(shì)基本一致，資產(chǎn)的實(shí)際收益 將不會(huì)隨通貨膨脹發(fā)生系統(tǒng)性變化。公式括號(hào)內(nèi)的第一項(xiàng) 是總的實(shí)際利率，可以認(rèn)為是一個(gè)不受通貨膨脹影響的量。因此，可以得出通貨膨脹率的上升將降低凈的實(shí)際利率即 的值，從而使住房所有者資本成本降低，即有：

（3）

由（3）式可知，通貨膨脹率的升高將降低住房所有者資本成本。從表面上看，這將擴(kuò)大住房需求，但消費(fèi)者實(shí)際的購(gòu)買決策，要比單純考慮住房所有者資本成本復(fù)雜得多，因而不能從（3）式簡(jiǎn)單得出擴(kuò)大住房需求的結(jié)論，必須做進(jìn)一步的分析。

2. 通貨膨脹對(duì)住房所有者資本成本影響的兩階段分析

對(duì)于有購(gòu)房計(jì)劃的消費(fèi)者來(lái)說(shuō)，相比資產(chǎn)升值的收益，更多還是要對(duì)購(gòu)房所承擔(dān)的資金負(fù)擔(dān)和收入狀況進(jìn)行權(quán)衡。借鑒Robert M. Schwab構(gòu)造的住房需求的兩階段模型[7]做進(jìn)一步分析。假定一個(gè)選擇按揭貸款方式購(gòu)買住房的購(gòu)房者，整個(gè)還款期可分為兩個(gè)階段，不考慮折舊；在第一階段的開(kāi)始，消費(fèi)者通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)支付的按揭貸款購(gòu)買了 單位的住房，房產(chǎn)在第二階段末期被賣掉，消費(fèi)者的效用來(lái)自于對(duì)住房和其他商品的消費(fèi)，其效用函數(shù)為：

（4）

設(shè) 和 為兩階段對(duì)其他商品的消費(fèi)量， 為折現(xiàn)率，假設(shè)貸款額為房款 ， 為實(shí)際利率，則在每一階段的名義利息為 ， 和 分別是兩階段的住房所有者資本成本。由于假設(shè)房產(chǎn)在第二階段末期被賣掉，資產(chǎn)升值的收益被實(shí)現(xiàn)， 和 因此產(chǎn)生差異 ：

（5）

（6）

從而有：

（7）

（8）

由公式（7）、（8）的含義可知：隨著通貨膨脹率的上升，第一階段的住房所有者資本成本將增加，使得消費(fèi)者購(gòu)房時(shí)的資金負(fù)擔(dān)加重；第二階段的住房所有者資本成本將減少，從而使擁有住房的業(yè)主認(rèn)為住房所有權(quán)是一項(xiàng)有利可圖的投資。

在完美的資本市場(chǎng)上，消費(fèi)者不受收入等資金約束的影響，由通貨膨脹導(dǎo)致的前期資金缺口可以通過(guò)在金融市場(chǎng)上借貸彌補(bǔ)，從而實(shí)現(xiàn)對(duì)自有住房的需求，使住房需求不受通貨膨脹的影響。事實(shí)上，在現(xiàn)實(shí)中完美的資本市場(chǎng)幾乎是不存在的，這體現(xiàn)在借貸限制和借貸利率的差別上。當(dāng)按揭貸款提供的資金支持是購(gòu)房的一個(gè)重要決定因素時(shí)，通貨膨脹率的升高將對(duì)住房需求產(chǎn)生負(fù)面影響。因?yàn)橥ㄘ浥蛎浽黾恿说谝浑A段的實(shí)際住房資本成本，而降低了第二階段的實(shí)際住房資本成本，在購(gòu)房者的資金約束下，住房需求的改變是這兩時(shí)期住房資本成本變動(dòng)影響的結(jié)果。

（二）通貨膨脹對(duì)住房需求的作用機(jī)制

在房地產(chǎn)市場(chǎng)上，經(jīng)濟(jì)基本面因素的變動(dòng)和房地產(chǎn)泡沫的推動(dòng)都會(huì)對(duì)一個(gè)城市的住房需求產(chǎn)生影響。一般而言，反映經(jīng)濟(jì)基本面的因素主要是人口、收入、居民消費(fèi)物價(jià)指數(shù)、失業(yè)率、建筑成本和利率等經(jīng)濟(jì)變量，它們共同決定了房地產(chǎn)的基本價(jià)值和交易量，其理論依據(jù)是存量-流量模型。然而，現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象表明，短期內(nèi)房?jī)r(jià)波動(dòng)常常會(huì)使價(jià)格顯著偏離其基本價(jià)值產(chǎn)生泡沫，投機(jī)因素造成的資產(chǎn)升值成為影響住房需求的另一不可忽視的因素。通貨膨脹既會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)基本面的各變量產(chǎn)生影響，也會(huì)對(duì)各種資產(chǎn)的保值增值產(chǎn)生削弱或促進(jìn)作用。因此通貨膨脹通過(guò)對(duì)利率、收入、居民消費(fèi)價(jià)格水平和房?jī)r(jià)等變量的作用最終影響到住房需求。在個(gè)人住房貸款支持下的房地產(chǎn)市場(chǎng)，這種作用機(jī)制變得尤為顯著。

究其原因，假設(shè)存在一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)化的按揭貸款工具 ，當(dāng)通貨膨脹率上升時(shí)，購(gòu)房時(shí)個(gè)人貸款的名義利率和名義還款額也會(huì)上升。在等額還款的條件下，每期的名義還款額相同但由于通貨膨脹上升造成的貼現(xiàn)率上升，實(shí)際的還款額會(huì)前多后少，使前期的實(shí)際負(fù)擔(dān)加重，這就可能導(dǎo)致一些購(gòu)房者的資金狀況出現(xiàn)問(wèn)題。例如：一筆20萬(wàn)元30年期的按揭貸款，實(shí)際利率為3%，通貨膨脹率為0，按照年金算法計(jì)算，每年名義和實(shí)際的還款額都為10200元。假設(shè)通貨膨脹率上升到8%，則第一年的實(shí)際還款額將上升至21300元而最后一期的實(shí)際還款額將降至2290元。我國(guó)目前的個(gè)人住房貸款屬于定期調(diào)整、浮動(dòng)名義利率下的按揭貸款工具，利率是在五年期以上金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款基準(zhǔn)利率的基礎(chǔ)上進(jìn)行調(diào)整，與固定還款額抵押貸款（FPM）相比更類似于美國(guó)抵押貸款工具中的“可調(diào)利率抵押貸款”（ARM）。由于都是以名義利率為計(jì)算還款的依據(jù)，因此“抵押貸款傾斜”現(xiàn)象依然存在，即購(gòu)房者真實(shí)的還款負(fù)擔(dān)在前期較高，隨著時(shí)間而遞減。

如果存在完美的資本市場(chǎng)，或者資本市場(chǎng)的資金約束對(duì)購(gòu)房者無(wú)效，那么這種前期還款壓力的加大相對(duì)而言就無(wú)足輕重；而在不完美的資本市場(chǎng)上，那些受制于資本市場(chǎng)資金約束的購(gòu)房者將受到通貨膨脹率上升的不利影響，相應(yīng)的會(huì)在購(gòu)房、當(dāng)前其他物品消費(fèi)和未來(lái)消費(fèi)之間進(jìn)行艱難的抉擇。上述由通貨膨脹對(duì)購(gòu)房需求造成的影響將通過(guò)住房所有權(quán)成本這個(gè)中間變量進(jìn)行傳導(dǎo)（見(jiàn)圖1）。

從圖1可見(jiàn)，住房所有者資本成本主要有兩個(gè)構(gòu)成部分，一個(gè)是使住房所有者資本成本增加的按揭貸款資金成本，另一個(gè)是使住房所有者資本成本降低的資產(chǎn)升值率。通貨膨脹率上升使得名義利率上調(diào)，具有購(gòu)房意愿的消費(fèi)者購(gòu)買時(shí)的還貸壓力將加大。若在完美的資本市場(chǎng)上，借款人能夠擺脫前期資金流的困境，將購(gòu)買意愿付諸實(shí)施，由于房地產(chǎn)具有“費(fèi)雪效應(yīng)”，有對(duì)沖通貨膨脹的功能，使得在通貨膨脹時(shí)期的住房需求增加；但是，現(xiàn)實(shí)中通常是不完美的資本市場(chǎng)，如果由于在既定收入下的借貸約束無(wú)法實(shí)現(xiàn)購(gòu)房者的跨期消費(fèi)，這將對(duì)購(gòu)房人的資金實(shí)力，特別是首付提出了更高的要求，將導(dǎo)致住房需求降低。

四、實(shí)證分析

（一）通貨膨脹和住房需求變動(dòng)的特征描述

從通貨膨脹和貨幣政策的關(guān)系看，泰勒規(guī)則已成為大多數(shù)國(guó)家操作貨幣政策的理論依據(jù)。泰勒規(guī)則描述了短期利率如何針對(duì)通貨膨脹率和產(chǎn)出變化調(diào)整的準(zhǔn)則，中央銀行運(yùn)用利率工具保持低而穩(wěn)定的通貨膨脹率，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出和就業(yè)的穩(wěn)定。劉斌[15]用中國(guó)的數(shù)據(jù)對(duì)泰勒規(guī)則及麥科勒姆規(guī)則進(jìn)行了檢驗(yàn)，表明泰勒規(guī)則更好的刻畫描述了中國(guó)的貨幣政策狀態(tài)。根據(jù)修正的泰勒規(guī)則，對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中可觀測(cè)的變量進(jìn)行追蹤，當(dāng)預(yù)期通貨膨脹率高于目標(biāo)值時(shí)，目標(biāo)名義利率會(huì)上調(diào)，自動(dòng)調(diào)節(jié)通貨膨脹。作為資金密集型產(chǎn)業(yè)，貨幣政策的任何變動(dòng)，都會(huì)通過(guò)銀行信貸渠道影響房地產(chǎn)市場(chǎng)。中國(guó)人民銀行中國(guó)房地產(chǎn)發(fā)展與金融支持課題組的研究報(bào)告[16]指出，升息推動(dòng)國(guó)房景氣指數(shù)下降，利率每上升1%，同期國(guó)房景氣指數(shù)下降0.5%。在以穩(wěn)定物價(jià)作為貨幣政策首要目標(biāo)的情況下，我國(guó)中央銀行通過(guò)對(duì)基準(zhǔn)利率的調(diào)整引導(dǎo)市場(chǎng)利率，加強(qiáng)對(duì)公眾通貨膨脹預(yù)期的引導(dǎo)，進(jìn)而影響投資和其他經(jīng)濟(jì)決策，達(dá)到控制通貨膨脹的目的。隨著央行利率市場(chǎng)化改革的推進(jìn)，不斷放松利率管制，利率傳導(dǎo)機(jī)制將逐漸發(fā)揮作用，實(shí)現(xiàn)對(duì)合理配置金融資源和調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)的效能。

1997年4月中國(guó)人民銀行頒布了《個(gè)人住房擔(dān)保貸款試行辦法》，在全國(guó)223個(gè)城市推廣實(shí)施。1998年我國(guó)開(kāi)始推行停止住房實(shí)物分配，實(shí)行住房分配貨幣化的住房制度改革，施行并推出了一系列鼓勵(lì)房地產(chǎn)發(fā)展的信貸政策，激活了商品房市場(chǎng)。金融市場(chǎng)的創(chuàng)新和住房商品化使有購(gòu)房意愿的居民突破了資金流的約束，通過(guò)個(gè)人住房按揭貸款方式實(shí)現(xiàn)對(duì)住房的有效需求。1999年個(gè)人購(gòu)房貸款余額增長(zhǎng)迅猛，增長(zhǎng)率達(dá)到247.89%，2000年仍激增了128.81%，之后增長(zhǎng)率逐漸下降并趨于平穩(wěn)。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的統(tǒng)計(jì)資料顯示，2005年個(gè)人住房按揭貸款余額達(dá)到18366億元，是1998年的100多倍，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于同期家庭可支配收入的增長(zhǎng)。2010年個(gè)人住房按揭貸款余額更是高達(dá)6.2萬(wàn)億元。住房已占居民家庭財(cái)產(chǎn)的50%以上，住房貸款是中國(guó)居民最主要的負(fù)債。由此可見(jiàn)，住房需求已經(jīng)和金融業(yè)的支持息息相關(guān)。

由于個(gè)人住房按揭貸款的迅速增長(zhǎng)，住房按揭貸款成為消費(fèi)者購(gòu)房的重要資金來(lái)源，通貨膨脹的變化和存貸款利率的調(diào)整，直接對(duì)住房需求產(chǎn)生影響。用2000～2010年中國(guó)通貨膨脹率（CPI的年變動(dòng)率表示）和商品房銷售面積增長(zhǎng)率兩組數(shù)據(jù)，繪制成圖2分析通貨膨脹和住房需求的變動(dòng)趨勢(shì)。如圖2所示，在大多數(shù)年份通貨膨脹率和商品房銷售面積增長(zhǎng)率的變動(dòng)趨勢(shì)存在著相反的走勢(shì)。2000～2003年之間，通貨膨脹水平處于-1.4到1.2之間，走勢(shì)比較平穩(wěn)，商品房銷售面積的變動(dòng)趨勢(shì)也比較平穩(wěn)。2004年以來(lái)，通貨膨脹與商品房銷售面積的波動(dòng)幅度大，通貨膨脹水平處于-0.7到5.9之間，商品房銷售面積的增長(zhǎng)率在-14.7%到45.1%之間波動(dòng)，并出現(xiàn)了明顯相背離的趨勢(shì)。

（二）計(jì)量模型及數(shù)據(jù)說(shuō)明

借鑒住房和其它商品消費(fèi)兩階段效用最大化理論模型，分析住房需求與金融環(huán)境及經(jīng)濟(jì)基本面之間的關(guān)系。一個(gè)簡(jiǎn)單的住宅需求模型表示為：

； （9）

其中， 為對(duì)住房的需求， 表示人口， 表示居民的收入水平， 為住房所有權(quán)成本，其他影響需求的因素概括為 。當(dāng)住房作為一種長(zhǎng)期持有的資產(chǎn)時(shí)，可將其持有的成本和收益分別視為一個(gè)永續(xù)年金，在完全競(jìng)爭(zhēng)的房地產(chǎn)市場(chǎng)長(zhǎng)期均衡條件下，持有成本等于收益，從而住房所有權(quán)成本等于租金即： 。因此，可以將住宅所有權(quán)成本對(duì)住房需求的影響分解為利率、通貨膨脹和單位面積房?jī)r(jià)等變量的作用。為反映短期和長(zhǎng)期因素對(duì)住房需求的影響，根據(jù)（9）式建立一個(gè)線性方程，并對(duì)部分變量取對(duì)數(shù)消除異方差：

（10）

與住房購(gòu)買決策有關(guān)的住房所有者資本成本主要是由擁有住房所承擔(dān)的費(fèi)用率（如資金的占用成本、折舊、維護(hù)和稅金等）和資產(chǎn)升值率兩部分構(gòu)成?！巴ㄘ浥蛎洉?huì)降低住房所有者資本成本進(jìn)而增加住房需求”的論斷是假設(shè)住房所有者資本成本的各個(gè)構(gòu)成成分對(duì)住房需求的影響是均等的，忽略了住房所有者資本成本的構(gòu)成成分對(duì)購(gòu)房決策的影響差異 [17]。例如，在其它條件不變的情況下，一個(gè)3%的按揭貸款利率、0%資產(chǎn)升值率所對(duì)應(yīng)的住房所有者資本成本數(shù)值上和一個(gè)50%的按揭貸款利率、47%資產(chǎn)升值率所對(duì)應(yīng)的住房所有者資本成本相等，從而對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)的影響也應(yīng)該是無(wú)差異的。但事實(shí)上，隨著通貨膨脹率的上升，貸款利率會(huì)相應(yīng)升高，貨幣政策在預(yù)期通貨膨脹壓力下也將由寬松轉(zhuǎn)變?yōu)閺木o，使購(gòu)房者在資金約束條件下最終不能實(shí)現(xiàn)對(duì)住房的有效需求。所以，構(gòu)成住房所有者資本成本的房地產(chǎn)升值率和貸款利率并不是以相同的權(quán)重影響住房需求，這就使通貨膨脹條件下的住房需求變化具有不確定性。在假定住宅的維修、折舊和稅收等費(fèi)用忽略不計(jì)的情況下，考慮到住房需求對(duì)貸款利率和資產(chǎn)升值率變動(dòng)的敏感程度會(huì)有不同，可將需求方程中的住房所有者資本成本分解為房地產(chǎn)增值部分和借貸資金成本部分，從而進(jìn)一步考察這兩部分對(duì)住房需求的影響情況。根據(jù)以上分析建立如下的計(jì)量模型：

（11）

由于中國(guó)地區(qū)和城市間存在顯著的發(fā)展不平衡性，對(duì)房地產(chǎn)市場(chǎng)特征的研究，若只采用全國(guó)整體數(shù)據(jù)會(huì)掩蓋地區(qū)和城市間的差異，所以要選用城市數(shù)據(jù)。本文以中經(jīng)網(wǎng)中國(guó)35個(gè)大中城市1999～2009年的年度數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)住房需求與通貨膨脹及其它經(jīng)濟(jì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。其中， =1,2,3,4…，35，代表中國(guó)35個(gè)大中城市， =1,2,3…，11，代表1999～2009年的時(shí)間段；住房需求量d用每年各城市新建商品房銷售面積表示；y是收入水平，用人均可支配收入表示；房?jī)r(jià)p用各個(gè)城市不同時(shí)期的住宅平均銷售價(jià)格表示；s為人均地方財(cái)政支出，表示一個(gè)地區(qū)的教育和其他公共服務(wù)支出水平，是影響住房需求的城市間差異因素； 為擁有住房的年資金成本，以35個(gè)大中城市一年期商業(yè)銀行貸款實(shí)際利率作為指標(biāo)，由中國(guó)人民銀行公布的名義利率按時(shí)間加權(quán)平均后扣除各城市的物價(jià)得到； 是通貨膨脹率，用CPI表示； 是五年期以上個(gè)人住房按揭貸款利率扣除了通貨膨脹影響的實(shí)際利率水平，表示住房所有者資本成本中所承擔(dān)的資金成本； 為實(shí)際房地產(chǎn)升值率。為消除通貨膨脹影響，假定1998年各城市居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)為100，以此為基礎(chǔ)將城市各年消費(fèi)價(jià)格指數(shù)的同比值轉(zhuǎn)換成定基指數(shù)，收入水平、人均地方財(cái)政支出和住房平均銷售價(jià)格等變量的名義值除以消費(fèi)價(jià)格定基指數(shù)，得到對(duì)應(yīng)變量的實(shí)際值。

（三）實(shí)證結(jié)果分析

對(duì)35個(gè)大中城市的面板數(shù)據(jù)分別進(jìn)行固定效應(yīng)(FE)及隨機(jī)效應(yīng)（RE）分析。由式（10）、（11）可得到相應(yīng)的回歸結(jié)果，如表1所示。

表1的模型1和模型2由式（10）得出，分別列示了住房需求、通貨膨脹和其它經(jīng)濟(jì)變量之間相互關(guān)系的回歸結(jié)果。結(jié)果表明，收入、教育和其他公共服務(wù)支出等對(duì)住房需求產(chǎn)生正向影響，房?jī)r(jià)、通貨膨脹和擁有住房的年資金成本等對(duì)住房需求產(chǎn)生負(fù)向影響，上述變量均通過(guò)1%的顯著性水平檢驗(yàn)。所以，通貨膨脹對(duì)住房需求具有顯著的抑制作用。這一結(jié)果與兩階段理論模型得出的結(jié)論是完全一致的。

表1的模型3和模型4由式（11）得出，分別列示了住房需求、資金成本、房地產(chǎn)升值率和其它經(jīng)濟(jì)變量之間相互關(guān)系的回歸結(jié)果。從回歸結(jié)果來(lái)看，固定效應(yīng)模型 的系數(shù)估計(jì)值不顯著，根據(jù)固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)的Hausman檢驗(yàn)，認(rèn)為隨機(jī)效應(yīng)模型4的實(shí)證結(jié)果比較可信。對(duì)式（11）中國(guó)35個(gè)大中城市的數(shù)據(jù)實(shí)證得出，收入、教育和其他公共服務(wù)支出、房地產(chǎn)升值等對(duì)住房需求產(chǎn)生正向影響，房?jī)r(jià)、住房按揭貸款的實(shí)際利率等對(duì)住房需求產(chǎn)生負(fù)向影響，上述變量均通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，住房按揭貸款實(shí)際利率的上升將降低住房需求，購(gòu)房按揭貸款實(shí)際利率的變化對(duì)住房需求的影響要遠(yuǎn)大于資產(chǎn)升值的影響。這說(shuō)明住房所有者資本成本的兩個(gè)主要構(gòu)成部分對(duì)住房需求影響程度不同。

在通貨膨脹的條件下，盡管房地產(chǎn)保值升值的特征促進(jìn)了住房需求的擴(kuò)大，但伴隨對(duì)通貨膨脹的治理而出現(xiàn)的住房按揭貸款實(shí)際利率的上升降低了住房需求，由于后者的影響大于前者，最終導(dǎo)致住房需求減少，這進(jìn)一步印證了式（10）的實(shí)證檢驗(yàn)得出的通貨膨脹將降低住房需求的結(jié)論。所以，雖然通貨膨脹預(yù)期使得已擁有住房的居民感受到資產(chǎn)升值和住房所有權(quán)成本降低的好處，但是卻抑制了有購(gòu)房意愿的居民的住房需求，減少了當(dāng)期基于按揭貸

五、結(jié)論

本文從既定收入約束下消費(fèi)者效用最大化理論出發(fā)，借鑒前人的研究成果，構(gòu)造理論模型，分析通貨膨脹、住房所有者資本成本和住房需求的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：盡管通貨膨脹率的升高將降低住房所有者資本成本，對(duì)住房需求有促進(jìn)作用，但通貨膨脹增加了第一階段的實(shí)際住房資本成本，降低了第二階段的實(shí)際住房資本成本，現(xiàn)實(shí)中由于住房按揭貸款提供的資金支持是購(gòu)房的一個(gè)重要決定因素，因而通貨膨脹加大了購(gòu)房的還款壓力，進(jìn)而導(dǎo)致住房需求減少。根據(jù)理論模型的思路，建立計(jì)量模型，對(duì)中國(guó)35個(gè)大中城市的面板數(shù)據(jù)做實(shí)證研究。結(jié)果表明，通貨膨脹率的上升確實(shí)降低了住房需求。在通貨膨脹的條件下，由于房地產(chǎn)資產(chǎn)升值刺激住房需求擴(kuò)大的數(shù)量小于對(duì)通貨膨脹治理引起住房按揭貸款實(shí)際利率上升而減少的住房需求量，最終導(dǎo)致住房需求減少。

當(dāng)然，通貨膨脹歸根到底是一種貨幣現(xiàn)象，通常伴隨流動(dòng)性過(guò)剩。流動(dòng)性充盈的資金在尋找投機(jī)獲利的機(jī)會(huì)時(shí)，在通貨膨脹條件下房地產(chǎn)所具有的保值增值功能使投資人對(duì)其趨之若鶩。對(duì)于不同的收入階層來(lái)說(shuō)，通貨膨脹對(duì)住房需求的影響是不同的。在不完美的資本市場(chǎng)上，不同收入階層對(duì)資金約束的敏感程度不同，通貨膨脹使高收入階層享有了資產(chǎn)升值的收益，而更多的抑制了中低收入階層的住房需求。所以，通貨膨脹對(duì)住房需求影響的結(jié)果是使收入分配的差距進(jìn)一步加大。因此，治理通貨膨脹是政府的一項(xiàng)重要職能。

Inflation, User Cost of Capital and The Demand for Housing

－based on inter-provincial panel data of 35 large or medium cities in China

【Abstract】 The article analyses the inner mechanism how inflation affects housing demand . The empirical testing of 35 large and medium-sized cities suggest that inflation will reduce the demand for housing. Under the interaction of the increase in early user cost and cash flow restriction, the inflation has unfavorable effect on housing demand. And by analyzing the components of user cost, it finds that capital gains and the carrying cost of the loan, which are two components of user cost, have different effects upon housing demand. The higher interest rates aroused by inflation bring more negative effects on the demand for housing than the positives by asset appreciation. When the purchase of the vast majority of all owner-occupied housing is financed by self-amortizing mortgages, Inflation dampens housing demand, and restrains the real estate market.

【Key words】Inflation；User cost of capital；The demand for housing

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通貨膨脹率的含義范文第5篇

關(guān)鍵詞：中國(guó)經(jīng)濟(jì)；周期性；消失

中圖分類號(hào)：F121

一、溫和通脹期

2012年上半年，中國(guó)經(jīng)歷了溫和的通貨膨脹。圖1給出了2010年1月至2012年4月的季調(diào)后的全國(guó)農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格指數(shù)的變化趨勢(shì)圖。圖中可以看出，3月份，季調(diào)后CPI比去年12月按年率上升3.5%，比去年10月份按年率上升1.7%。從季調(diào)后農(nóng)業(yè)部農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格看，3月份農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格上升幅度大，3月底迅速回落，主要是因?yàn)榈蜏貙?dǎo)致了菜價(jià)的異常波動(dòng)。但是過(guò)去幾個(gè)月豬肉價(jià)格持續(xù)回落也是階段性的。考慮到這些情況，結(jié)合農(nóng)產(chǎn)品批發(fā)價(jià)格情況看，估計(jì)過(guò)去3個(gè)月剔除異常波動(dòng)后CPI通貨膨脹率平均約為3.0%。

從這些數(shù)據(jù)難以認(rèn)為過(guò)去幾個(gè)月的總需求和總體流動(dòng)性顯著過(guò)緊，也很難期望當(dāng)前的貨幣政策顯著放松。主流的貨幣政策宏觀調(diào)控還是以控制通貨膨脹在一個(gè)相對(duì)來(lái)說(shuō)可接受的低水平為目標(biāo)的。雖然有時(shí)候會(huì)提到保增長(zhǎng)的目標(biāo)，但并不是說(shuō)要人為拔高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率并把通貨膨脹率打高。經(jīng)濟(jì)過(guò)熱后再把通脹打下來(lái)可能會(huì)到達(dá)一個(gè)更低的增長(zhǎng)水平，這樣得不償失?；谶^(guò)去政策軌跡來(lái)看，現(xiàn)在說(shuō)貨幣政策要怎么放，難度比較大。

二、經(jīng)濟(jì)增速偏低及可能的解釋

如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率比較高的話，比如達(dá)到9%或10%，那么3%的通貨膨脹率就還算可以，但在目前經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度很低的情況下，這個(gè)通脹就不是很理想了。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局計(jì)算的數(shù)據(jù)，1季度GDP季調(diào)后比上季增長(zhǎng)1.8%，折年率7.4%，這個(gè)速度是非常低的。而且2012年是閏年，在GDP和工業(yè)增加值數(shù)據(jù)中看不出閏年的影響，但閏年本身對(duì)數(shù)據(jù)的影響比經(jīng)濟(jì)波動(dòng)還大，多一天就是91天。不考慮節(jié)假日的變化就多了1.1%。也就是說(shuō)，1.1%的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)就是這一天多出來(lái)的。就算沒(méi)有閏年因素，單就7.4%這個(gè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率來(lái)說(shuō)，也不是很理想，因?yàn)檫@是在通貨膨脹率從去年11、12月往下走了一波以后又反彈的基礎(chǔ)上得到的。

1季度生產(chǎn)較弱，季調(diào)后1季度GDP是09年2季度以來(lái)最低的。這個(gè)結(jié)果發(fā)生在去年4季度特別是12月份貨幣供給較大幅度增加并且1季度出口環(huán)比增長(zhǎng)強(qiáng)于去年下半年的情況下，有些出乎意料。筆者對(duì)季度數(shù)據(jù)做季節(jié)調(diào)整后，去年2季度以來(lái)各季出口環(huán)比增長(zhǎng)年率分別為19.0%，4.2%，0.1%和7.2%。

從簡(jiǎn)單的菲利普斯曲線，即生產(chǎn)缺口與通貨膨脹之間的關(guān)系看，GDP潛在增長(zhǎng)速度似乎已經(jīng)大幅度下降。但是這個(gè)關(guān)系的不確定性相當(dāng)大，估計(jì)的誤差也較大。目前比較普遍的看法認(rèn)為潛在增長(zhǎng)速度已經(jīng)有一定幅度的下降，但到底下降到什么程度仍然有不同的看法。另一方面，歷史數(shù)據(jù)也顯示，生產(chǎn)缺口和通貨膨脹率的變化率也有較強(qiáng)的關(guān)系。環(huán)比的CPI通貨膨脹率從2011年1季度的很高水平下降到目前的較低水平，也會(huì)導(dǎo)致實(shí)際增長(zhǎng)速度低于潛在增長(zhǎng)速度。

另外還可能存在一些影響因素。譬如，1～2月份氣溫偏低或許對(duì)生產(chǎn)有輕微的負(fù)面影響，而目前推行的企業(yè)“一套表”聯(lián)網(wǎng)直報(bào)是否對(duì)統(tǒng)計(jì)的增長(zhǎng)速度有影響，暫時(shí)不是很清楚。從數(shù)據(jù)處理上看，統(tǒng)計(jì)口徑變化相對(duì)好調(diào)整，但這類統(tǒng)計(jì)制度變化的影響并不太好估計(jì)。如果有影響的話，在開(kāi)始的時(shí)候會(huì)對(duì)環(huán)比增長(zhǎng)率產(chǎn)生比較大的影響，不過(guò)對(duì)同比增長(zhǎng)率的影響會(huì)小一些。

雖然1季度整體生產(chǎn)較弱，但3月份生產(chǎn)出現(xiàn)了反彈。從工業(yè)的情況看，季調(diào)后3月份生產(chǎn)相比1～2月份強(qiáng)勁反彈，季調(diào)后企業(yè)利潤(rùn)環(huán)比增長(zhǎng)率也很高。從出口的情況看，1～2月出口合計(jì)非常弱，季調(diào)后3月份比1～2月大幅增長(zhǎng)。但如果從主要貿(mào)易伙伴的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)以及其他經(jīng)濟(jì)的出口情況看，出口在過(guò)去3個(gè)月的大波動(dòng)較為異常?？梢钥紤]的一些因素包括，低溫天氣對(duì)1～2月的生產(chǎn)有負(fù)面影響，1～2月工業(yè)生產(chǎn)弱而發(fā)電強(qiáng)。另外，在出口訂單比較弱的情況下，一些企業(yè)選擇延長(zhǎng)春節(jié)假期，將部分生產(chǎn)轉(zhuǎn)移到3月份進(jìn)行。所以對(duì)3月份生產(chǎn)強(qiáng)勁反彈的可持續(xù)性存疑。

三、貨幣度量的挑戰(zhàn)和銀行間市場(chǎng)利率

近年來(lái)社會(huì)融資的變化對(duì)貨幣度量提出了新的挑戰(zhàn)。過(guò)去幾年，社會(huì)融資出現(xiàn)了很大的變化，特別是理財(cái)產(chǎn)品迅速發(fā)展，波動(dòng)也比較大。這些變化有一定的金融創(chuàng)新含義，在一定程度上是利率缺乏彈性的結(jié)果。這些情況對(duì)貨幣度量和總需求預(yù)測(cè)來(lái)說(shuō)是挑戰(zhàn)。社會(huì)融資總量度量有重要的參考意義，但由于正式公布的數(shù)據(jù)序列不長(zhǎng)，使用上仍然有一定困難。單從理論邏輯上比較不同貨幣度量指標(biāo)的優(yōu)劣有參考價(jià)值，但理論本身可能也有缺陷，更重要的是實(shí)證檢驗(yàn)不同貨幣指標(biāo)對(duì)于總需求的預(yù)測(cè)含義。