通貨膨脹的特征精選(九篇)

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第1篇：通貨膨脹的特征范文

關鍵詞：通脹持久性；動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型；系統(tǒng)GMM

一、引言

深入分析我國總體價格水平的動態(tài)特征對于我國貨幣政策的制定與實施是至關重要的。對于總體價格水平的運行特征的刻畫，文獻中通常從其波動聚集性、預期不確定性、“長記憶性”和持久性等幾個方面進行研究，前三方面國內研究已經相對豐富，對于通貨膨脹持久性的研究相對較少，而且，通貨膨脹的持久性與貨幣政策的實施效果密切相關，因此本文將研究通貨膨脹的持久性這一特征。

通貨膨脹持久性（Inflation Persistence），也稱通貨膨脹慣性，是指通貨膨脹在遭受隨機擾動因素沖擊后，通貨膨脹偏離其均衡狀態(tài)所持續(xù)的時間長度。通貨膨脹持久性越高，貨幣政策的滯后時間就越長，此時貨幣政策對越難物價波動發(fā)揮作用。在這種情況下，央行在穩(wěn)定產出波動和控制通貨膨脹這兩個目標時賦予控制通貨膨脹更高的權重，政府要達到既定政策目標的社會成本就會越大（Fuhrer，1995）。

二、數(shù)據(jù)與模型設定

（一）數(shù)據(jù)

代表通貨膨脹程度的指標通常有居民消費價格指數(shù)（CPI）和商品零售價格指數(shù)（RPI）。本文選取2000年第一季度至2011年第一季度的季度CPI與RPI同比數(shù)據(jù)，季度數(shù)據(jù)采用的是月度數(shù)據(jù)的平均數(shù)。本文運用31個省、直轄市、自治區(qū)的面板數(shù)據(jù)。同時對數(shù)據(jù)進行了X-12季節(jié)調整。數(shù)據(jù)來源于中經網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設定

國內對于通貨膨脹持久性的研究大部分是基于非結構化的通貨膨脹持久性模型，為了與以往的研究相一致并且跟以往的研究比較，本文設定通貨膨脹持久性的模型為：

πit=α1+ρπit-1+■φkΔπit-k+uit2≤t≤T

{1}

其中Δπit-k＝πit-k-πit-k-1，ρ即為通貨膨脹持久性。

本文采用系統(tǒng)GMM估計通貨膨脹持久性的動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，不過參數(shù)估計是否有效依賴于工具變量的選擇是否有效，本文根據(jù)兩種方法來識別模型設定的有效性：（1）檢驗擾動項是否序列自相關，其零假設為差分后的殘差項不存在二階序列相關，如果不能拒絕零假設即AR（2）的值大于0.1，則說明估計是有效的；（2）用Hansen檢驗識別工具變量的有效性，其零假設為過度識別檢驗是有效的，若不能拒絕零假設就意味著工具變量的設定是恰當?shù)摹?/p>

三、通貨膨脹持久性的實證估計

本文采用系統(tǒng)GMM法對31個省、直轄市、自治區(qū)的CPI數(shù)據(jù)與RPI數(shù)據(jù)進行估計。

系統(tǒng)GMM估計的結果顯示我國通貨膨脹的CPI與RPI序列的持久性分別為0.8200和0.8532。與我國學者（張成思（2007）；楊碧云等（2009））的研究結論相一致，即我國的通貨膨脹持久性相對較高。模型設定的有效性有兩種檢驗結果：AR（2）的值均大于0.1，不能拒絕差分后的殘差項不存在二階序列相關的零假設，說明隨機擾動項uit不存在序列自相關；Hansen檢驗的值表明不能拒絕過度識別檢驗是有效的零假設，說明工具變量的設定是恰當?shù)?，這表明本文的模型的設定是有效的。

四、結論

本文運用我國31個省、直轄市、自治區(qū)的動CPI與RPI數(shù)據(jù)建立動態(tài)面板回歸模型，采用SGMM的方法估計我國的通貨膨脹持久性，結果顯示，我國的通貨膨脹無論是CPI還是RPI均表現(xiàn)出較高的持久性（相對于Pivetta&Reis（2007）；Vaona&Ascari（2007）等的研究）。

Benigno（2004）的研究指出，央行在制定貨幣政策時，應該根據(jù)通貨膨脹持久性在穩(wěn)定產出與控制通貨膨脹之間賦予不同權重，高通脹持久性時賦予控制通貨膨脹更大的權重，而低通脹持久性是應適當降低控制通貨膨脹權重，從而避免社會福利損失。這一觀點是很好理解，因為如果央行不考慮通脹持久性水平而對不同時期采取同樣的貨幣政策，那么高通脹持久性的時受到貨幣政策的沖擊的影響就會持續(xù)更久，而低通脹持久性時則正好相反。因此本文的研究結果表明我國央行在制定貨幣政策時需要考慮不同時期的通脹持久性差異。這樣才能使貨幣政策能更好的調節(jié)國內經濟情況。

參考文獻：

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

2、楊碧云,易行建,周義.中國通貨膨脹持續(xù)性估計及其貨幣政策啟示[J].經濟經緯,2009(5).

3、蘇芳.中國通貨膨脹持續(xù)性時變特征及其來源分析[J].云南財經大學學報,2010(5).

4、張成思,劉志剛.中國通貨膨脹率持久性變化研究及政策含義分析[J].數(shù)量經濟技術經濟研究,2007(3).

第2篇：通貨膨脹的特征范文

關鍵詞:貨幣政策框架;通貨膨脹目標制;東亞地區(qū)

中圖分類號:F83

文獻標識碼:A

文章編號:1672-3198(2010)09-0164-02

1 通貨膨脹目標制概述

1.1 通貨膨脹目標制的概念

“通貨膨脹定標是指,中央銀行直接以通貨膨脹為目標,并對外公開通貨膨脹目標,以此規(guī)劃貨幣政策操作的貨幣政策制度”(錢小安,2002)。通貨膨脹目標制是一種貨幣政策框架。許多國家的貨幣政策目標是保持低通貨膨脹水平。

1.2 通貨膨脹目標制的本質特征

通貨膨脹目標是某一經濟體貨幣政策最根本的目標,這一特征使通貨膨脹目標制政策框架與僅宣布要實現(xiàn)某一通貨膨脹目標區(qū)分開來。后者的貨幣管理當局沒有責任制定政策保證所宣布的通貨膨脹目標實現(xiàn),尤其在這樣做可能有損其他宏觀經濟目標時更會在通貨膨脹目標上妥協(xié)。通貨膨脹目標制并不僅以通貨膨脹水平作為目標,許多采用通貨膨脹目標制的國家采用了彈性通貨膨脹目標制度,這種制度框架下就業(yè)和產出在決策中起到了很重要的作用。即使在嚴格的通貨膨脹制下,對產出的考量也具有非常重要的影響力,因為產出對于未來通貨膨脹水平扮演了重要的角色,產出在中央銀行的反應函數(shù)中總是起著重要作用。產出和就業(yè)受重視的程度受通貨膨脹制彈性的影響,這兩個目標被重視的程度將影響到通貨膨脹目標制設計的特征。

1.3 選擇通貨膨脹目標制的原因

因為數(shù)量目標(包括基礎貨幣和廣義貨幣)的貨幣政策框架存在嚴重缺點,貨幣需求呈現(xiàn)較大波動性,并頻繁出現(xiàn)結構性變化,使貨幣供給與政策目標之間存在不確定性。盡管貨幣數(shù)量作為中介目標已失去了重要性,但仍然可以作為一種有效的宏觀經濟指標。

1.4 實施通脹目標制的基本前提

被普遍認可的通貨膨脹目標制的四個實施前提:第一,中央銀行應該具有使用政策工具的獨立性,能自由運用貨幣政策工具實現(xiàn)貨幣政策最終目標。第二,中央銀行應該具有有效的貨幣政策工具,這種工具應與通貨膨脹高度相關。第三,中央銀行的獨立性應與不斷提高的責任性相聯(lián)系,中央銀行要定期向公眾作關于貨幣政策的報告,公開有關宏觀經濟形勢分析。第四,通貨膨脹目標制要與公眾進行良好的溝通,以提高政策透明度保證公眾對通貨膨脹目標制的認識,提高中央銀行的公信力,引導通貨膨脹的合理預期,并將其作為工資與價格制定的錨。

2 東亞經濟體實施通貨膨脹目標制的可行性研究

2.1 Masson等人(1997)的否定觀點

Masson, Savastano and Sharma (1997)認為絕大多數(shù)發(fā)展中國家并不適合實施通貨膨脹目標制。他們認為大多數(shù)發(fā)展中國家不具備實施通貨膨脹目標制的前提。其一是執(zhí)行獨立貨幣政策的能力,其二是如何在通貨膨脹目標制的政策框架下實行匯率目標管理。另外,他們指出在新興市場經濟體實施通貨膨脹目標制存在技術方面的問題,尤其是預測通貨膨脹的困難,通貨膨脹過程的易變性,以及缺乏貨幣政策傳導機制的信息。

2.2 Guy Debelle(2001)的肯定觀點

Guy Debelle(2001)評價了通貨膨脹目標制在新興市場經濟體是否適應,實行通貨膨脹目標制的方面對其成功實施是否重要,他得出了肯定的結論。

采用通貨膨脹目標制必須滿足一定的必要條件。對于東亞經濟體來說,最重要的是中央銀行應具有追求通貨膨脹目標的獨立性以及不受財政控制的束縛。第二點是應該由中央銀行及其上級機構對通貨膨脹目標進行承諾。沒有政府的支持,制度的公信力將被削弱,并且中央銀行實現(xiàn)通貨膨脹目標的能力也會打折。

實施障礙。缺少精確的預測和分析框架不能被視作望而卻步的障礙。Guy Debelle(2001)認為Masson等人提到的問題在應用絕大多數(shù)貨幣政策框架時都存在,并非僅在采用通貨膨脹目標制才出現(xiàn);而且他們所描述的技術問題同樣在許多發(fā)達國家最初實施通貨膨脹目標制時同樣存在。對于亞洲大多數(shù)新興市場經濟體來說,通貨膨脹目標制是可行的貨幣政策框架,尤其是通貨膨脹已處于較低水平的經濟體。

Guy Debelle(2001)認為當前應該是一個適合東亞經濟體采用通貨膨脹目標制的時機。通貨膨脹已處于低位,反通脹成本已下降。在沒有明確界定的貨幣政策框架下,這些經濟體在過去曾成功地使通貨膨脹保持在較低的水平。由于為將來鎖定了低利率環(huán)境,通貨膨脹目標制看來是一種可行的貨幣政策框架。不過,他亦指出采用通貨膨脹目標制并不能立刻治愈通貨膨脹問題。

3 東亞經濟體采用通貨膨脹目標制的實踐研究

從1998年開始,韓國、印度尼西亞、泰國和菲律賓四國先后開始正式實行或宣布即將實行通貨膨脹目標制。

3.1 韓國:最早實施通貨膨脹目標制

1997亞洲金融危機后,韓國在東亞地區(qū)最早采用通貨膨脹目標制。

確定通貨膨脹的衡量指標。韓國通貨膨脹目標制最早使用公眾消費者物價指數(shù)(headline CPI)。受信貸萎縮、經濟低迷影響到,韓國物價持續(xù)走低,1999年的通貨膨脹率低于l%。通貨膨脹目標制實施兩年后,韓國銀行結合本國的實際情況對其進行修訂完善。經征詢政府同意,韓國銀行于2000年宣布使用核心通貨膨脹率(Core Inflation)代替原指標,核心通貨膨脹率補充定義為“剔除了非谷類農產品和石油類產品因素的消費者價物價指數(shù)”。

設定通貨膨脹目標的程序。每年年末,韓國銀行咨詢政府的意見,共同制定下一年的通貨膨脹目標。韓國銀行的貨幣政策委員會制定和實施具體的貨幣政策。

通貨膨脹目標數(shù)值或區(qū)間。韓國1998年的通貨膨脹目標為9%,1999為3%,目標區(qū)間寬度為士1%,1998年實際通貨膨脹率為7.5%,2001年、2002年和2003年均為3%。2000年的實際通貨膨脹率為1.8%,2001年為4.2%,突破了目標區(qū)間,韓國銀行對此的解釋是,與長期貸款相關的貨幣政策過于寬松,以及公共設施價格上升;2002年的核心通貨膨脹率為3%,2003年為3.1%。與此同時,2003年韓國的公眾消費者物價指數(shù)突破了目標區(qū)間,但是核心通脹率一直保持在目標區(qū)間之內。

目標時長。韓國設定通貨膨脹目標的時長為一年。根據(jù)韓國銀行的分析報告,短期利率的改變對物價產生影響大約需要7到8個月的時間,并且其后續(xù)效果一直會持續(xù)到2年之后。因此,韓國的目標時長是否合適值得考量。

3.2 印度尼西亞:非完全意義的通貨膨脹目標制

印度尼西亞于2000年1月開始采用通貨膨脹目標制。此前,印尼于1999年5月通過了一項新的中央銀行法案,明確規(guī)定貨幣政策的目標是實現(xiàn)物價水平的穩(wěn)定,并賦予中央銀行“印度尼西亞銀行”獨立性。印尼采用的貨幣政策框架不能被視為真正意義上的通貨膨脹目標制。因為在其貨幣政策框架里沒有責任條款約束央行對通貨膨脹目標負責。因此當通貨膨脹目標未實現(xiàn)時,中央銀行不必承擔責任。責任性的缺乏導致公信力喪失,公信力的喪失使通貨膨脹目標無法引導公眾的通脹預期,從而也無法作為工資和價格制定的錨,減損中央銀行的貨幣政策效力。

確定通貨膨脹的衡量指標。用剔除了如電力價格和傭人薪酬等管制商品價格的消費者物價指數(shù)衡量通貨膨脹水平。因兩年的目標區(qū)間均被突破,2002年印尼轉為采用公眾更熟悉的消費者物價指數(shù)作為衡量手段。

通貨膨脹目標數(shù)值或區(qū)間。設定2000年通貨膨脹目標為3%-5%,2001年為4%-6%。2002年為9%-10%(新衡量指標),同時宣布中期目標在2002―2006年間使通貨膨脹水平降到6%-7%。2002年印尼實際通脹為10%,與目標區(qū)間上限持平。印尼2003年的通貨膨脹目標設定為9%,波動區(qū)間為士%l,中期目標維持不變。IMF要求印尼將基礎貨幣作為政策工具。3.3 泰國:貨幣政策制度的透明度

泰國于2000年5月引入通貨膨脹目標制,寄望于通貨膨脹目標制能為貨幣政策提供一個有效的名義錨,并提高貨幣政策的透明度和政策工具的有效性。

確定通貨膨脹的衡量指標。泰國銀行采用季度核心通貨膨脹率作為通脹水平的衡量手段。季度核心通貨膨脹率是“剔除了初級食品(rwafood)和能源類產品價格因素的標題通貨膨脹率”。這一指標保留了公眾消費者價格指數(shù)中約75%的價格信息,能夠較好地反映出泰國通貨膨脹趨勢。核心通貨膨脹率由獨立的政府機構―商務部計算,以提高公信力。

泰國通貨膨脹目標區(qū)間為0-3.5%;主要貨幣政策工具是14天回購利率;通貨膨脹目標的時長為兩年。泰國的核心通脹率基本處于目標區(qū)間內,產出波動較小,實現(xiàn)了低而穩(wěn)定的通貨膨脹率。

提高透明度。泰國銀行通過完善信息披露制度加強信息披露,采用先進的預測方法提高預測水平,不斷提高貨幣政策的透明度。

3.4 菲律賓:精心設計通貨膨脹目標制

菲律賓中央銀行于2002年1月實施通貨膨脹目標制。菲律賓的通貨膨脹目標制包含遠近兩重目標,即央行同時宣布未來兩年的通貨膨脹目標,保證貨幣政策在波動較大的環(huán)境中仍然具有較強的連續(xù)性,以穩(wěn)定金融市場運行,并合理引導公眾預期。貨幣政策工具以隔夜回購利率主。

確定通貨膨脹的衡量指標。菲律賓采用公眾消費者物價指數(shù)作為通貨膨脹目標的衡量手段。通貨膨脹目標數(shù)值或區(qū)間。菲律賓的通貨膨脹目標由菲律賓中央銀行與政府共同制定。實施通貨膨脹目標制時,菲律賓通貨膨脹率降到了4%左右。2002年通貨膨脹目標為5%-6%,實際水平為3.1%(以CPI衡量),比通脹目標區(qū)間的下限低2%,主要因為糧食和能源價格較低;當年的GDP增長率超過3%。2003年為4.5%-5.5%,實際通脹率也為3.1%,GDP增長4.5%。

免責條款。菲律賓中央銀行目前的免責條款主要包括:(1)未加工食品的價格波動;(2)石油相關產品的價格波動;(3)政府政策的重大變化對物價產生的直接影響,如稅收結構、稅收優(yōu)惠、稅收補貼的變化;(4)對經濟影響較廣的自然因素。通過免責條款增強政策的靈活性,以更好地應對外部沖擊。

3.5 東亞四國通貨膨脹目標制的特點及效果

首先,東亞四國建立通貨膨脹目標制的初始條件并不理想,但通貨膨脹目標制的框架內容基本完整。表1和表2分別總結了東亞四國通貨膨脹目標制基本特征和實施效果等內容。

第二,通貨膨脹目標制的引入提高了貨幣政策的透明度以及央行的責任性。貨幣政策透明度的提高有助于加強與公眾的交流,引導公眾關于通貨膨脹的預期;強化中央銀行的責任性,促進央行獨立性的進一步增強。

第三,東亞四國結合各自的實際情況,設計適合本國的制度,使通貨膨脹目標制不僅在發(fā)達國家也在發(fā)展中國家較順利實施,并達到了降低、保持低通脹的目的,助力經濟發(fā)展,回答了關于通貨膨脹目標制能否在發(fā)展中國家實施的問題,還為其他的新興市場經濟體采用這種貨幣政策框架提供了經驗。

綜上所述,通貨膨脹目標制在東亞四國的實踐取得了初步的成功,各經濟體建立了制度要素基本健全的貨幣政策框架,使東亞四國在亞洲金融危機后控制通貨膨脹水平,穩(wěn)定物價,促進經濟發(fā)展。

4 結論

通貨膨脹目標制對東亞國家提出了一些實施障礙。不過,在許多案例中,東亞經濟體并不比那些早在九十年代就采用這種制度的經濟體所面臨的障礙更大。

缺少精確的預測和分析框架不能被視作望而卻步的障礙。從十來年的通貨膨脹目標制經驗中學習能讓現(xiàn)在采用通貨膨脹目標制的中央銀行比十年前的同行們實施得更好。然而,采用通貨膨脹目標制并不能立刻治愈通貨膨脹問題。

在實施通貨膨脹目標制的實踐過程中,應該結合本國實際情況精心設計通貨膨脹目標制,并借鑒發(fā)達國家的成功經驗。

在采用通貨膨脹目標制時必須滿足一定的必要條件。最重要的是中央銀行應具有追求通貨膨脹目標的獨立性以及不受財政控制的束縛。第二點是應該由中央銀行及政府對通貨膨脹目標進行承諾。沒有政府的支持,制度的公信力將被削弱,并且中央銀行實現(xiàn)通貨膨脹目標的能力也會打折。

參考文獻

第3篇：通貨膨脹的特征范文

[關鍵詞]外匯儲備；通貨緊縮；通貨膨脹；中央銀行

一、引言

2015年第三季度我國GDP同比增長6.9%，2015年第四季度為6.8%，連創(chuàng)6年來新低。低于7%的經濟增長速度表明當前我國經濟面臨著較大的下行壓力。在此情形下，我國通貨膨脹水平也在連年降低。國家統(tǒng)計局的數(shù)據(jù)顯示，我國的居民消費者價格指數(shù)近兩年一直在較低水平徘徊，甚至在2015年1月跌至0.8%。中國人民銀行行長周小川在2015年博鰲亞洲論壇上表示，“中國的通貨膨脹也是在下降，因此我們必須要謹慎、警惕看一下通貨膨脹趨勢是不是會繼續(xù)持續(xù)下去，是不是會出現(xiàn)這種通貨緊縮的情況?！倍殡S著通貨膨脹水平的不斷下降，我國外匯儲備也在2015年出現(xiàn)了連續(xù)十個月下降的局面。2015年12月，我國外匯儲備余額為33303.62億美元，較上月再度“縮水”1079億美元，是我國后金融危機時期單月最大降幅。在當前我國面臨著經濟下行、通貨膨脹不斷收縮的局面下，央行結構性減儲行為對于我國通貨膨脹水平有何作用，是否會進一步加劇我國通貨膨脹收縮的不利形勢，這將是本文研究的重點。

對于通貨膨脹與外匯儲備之間的關聯(lián)，國外學者主要從長期的角度進行研究。Heller分別從發(fā)達國家和發(fā)展中國家、固定匯率和浮動匯率兩個維度進行了實證研究，他發(fā)現(xiàn)外匯儲備和通貨膨脹之間存在正相關性，并且兩者互為格蘭杰原因。Bahmani-Oskooee和Alse通過大量數(shù)據(jù)證實兩者之間僅存在長期協(xié)整關系，而且互為因果關系。Monacelli和Sala利用英、法、美、德四國從1991-2004年的經濟數(shù)據(jù)，研究了國際因素對一國通貨膨脹的動態(tài)影響，實證結果顯示國際因素對通貨膨脹的影響達到15%～30%。從以上的研究可以看出，國外學者比較集中的觀點是基于長期的角度外匯儲備對于通貨膨脹具有正向影響效應。

國內學者對于通貨膨脹與外匯儲備之間的關聯(lián)主要有以下兩種觀點。第一種，外匯儲備對于通貨膨脹具有正向影響效應。曲強等基于貨幣數(shù)量論構建了SVAR模型。他們的實證研究表明，中國的外匯儲備變動對于通貨膨脹具有顯著的正向影響效應?；輹苑搴屯踯皾櫷ㄟ^構建VAR模型，深入研究了外匯儲備、貨幣供給量與通貨膨脹這三者之間的相互關聯(lián)。研究發(fā)現(xiàn)，外匯儲備每變化1%會引起通貨膨脹同向變動0.048%，對通貨膨脹的貢獻程度為19.697%，且存在2期最大滯后；此外，外匯儲備與貨幣供給互為格蘭杰因果，且三者之間的相互關聯(lián)存在顯著的階段性特征。王三興等采用狀態(tài)空間模型以及協(xié)整分析的方法，發(fā)現(xiàn)外匯儲備、貨幣供給量、匯率以及匯率制度是通貨膨脹的格蘭杰原因。第二種，外匯儲備對于通貨膨脹沒有任何影響，兩者不存在顯著的關聯(lián)。高瞻通過實證研究發(fā)現(xiàn)，外匯儲備對于我國通貨膨脹的影響是微弱的，盡管外匯儲備可以通過貨幣供給進而引起通貨膨脹，但外匯儲備對于通貨膨脹的沖擊影響是非常小的。可以看出，國內學者比較側重基于短期視角來研究外匯儲備與通貨膨脹之間的關聯(lián)，并且對于這兩者之間的關聯(lián)并沒有形成統(tǒng)一的結論。

基于上述相關研究的結論與推斷，本文將從理性預期假設的視角出發(fā)，推導開放經濟下的盧卡斯總供給模型，并結合外匯儲備與匯率之間的關系以及中央銀行的社會福利方程，獲取我國外匯儲備對通貨膨脹影響的計量模型。進一步通過門限模型分析我國當前外匯儲備對于通貨膨脹的非線性作用機制，以此針對現(xiàn)階段我國對于通貨膨脹的管理與調控給出相應的政策意見。

二、外匯儲備對于通貨膨脹影響機制的理論模型分析

根據(jù)Barro和Gordon、Lin和Wang的相關研究，本文采用盧卡斯總供給方程來刻畫總產出變動。具體方程形式如下：

yt=a（πt-πet）+b（St+πft-πt）+εt （1）

其中：yt為總產出增長率；πt為通貨膨脹率；πet為通貨膨脹率預期；πft為國外通貨膨脹率；St為匯率變化率；εt是實際產出沖擊。

在方程（1）中，有兩個因素將對產出增長率產生影響。第一個因素是“貨幣驚異效應”。它是指如果實際通貨膨脹率高于預期通貨膨脹率，那么實際工資水平就將低于預期工資水平，而按照預期工資提供的勞動將促使實際產出提高，因此對應的系數(shù)滿足約束條件：a>0。第二個因素是“匯率效應”，描述匯率對勞動力市場和產品市場的影響機制。Gourinchas的實證研究表明，匯率對就業(yè)和產出具有顯著影響。然而，“匯率效應”并不能完全由本國控制，因此通常將其視為外生變量，這導致“匯率效應”的系數(shù)符號也無法事先確定。

假設中央銀行對匯率的調節(jié)是通過外匯市場操作進行的，將中央銀行對外匯儲備的干預表示為：

St=k?FRt （2）

其中，F(xiàn)Rt是中央銀行的外匯儲備變化率。中央銀行通過購買外匯使外幣升值同時令本國貨幣貶值，因此k>0。

將中央銀行政策操作的損失函數(shù)表示為如下的二次函數(shù)形式：

其中：y是產出目標增長率；λ1，λ2表示產出增長率波動和匯率波動的影響強度。將方程（1）和（2）代入方程（3），并求解損失極小化的通貨膨脹率：

這里，如果аπt/аFRt>0，央行就可以通過降低外匯儲備來降低國內通貨膨脹率；倘若аπt/аFRt

對方程（5）進行化簡，我們可以得到新的方程形式：

πt=β1+β2FRt+β3πft+et （7）

其中：

在對于我國通貨膨脹與外匯儲備之間關聯(lián)的研究中，不少專家、學者通過研究發(fā)現(xiàn)這兩者之間的關聯(lián)存在顯著的非線性特征。惠曉峰和王馨潤通過研究發(fā)現(xiàn)，盡管外匯儲備、貨幣供給量與通貨膨脹三者之間存在正向相關關聯(lián)，但是這三者之間的關聯(lián)存在顯著的階段性特征，具體表現(xiàn)為在2008-2011年全球金融危機時期，外匯儲備、貨幣供給量與通貨膨脹這三者之間的相關關聯(lián)變得十分不顯著，這也就意味著金融危機大大削弱了外匯儲備對于通貨膨脹的拉動效應。因此，本文認為在經濟周期的不同階段，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機制將會發(fā)生顯著的變化。本文接下來將針對式（7）進行擴展，在模型中引入非線性特征。具體而言，本文選取經濟增長率與通貨膨脹率作為本文研究的門限變量，這樣處理有利于深刻揭示在經濟周期的不同階段外匯儲備對于通貨膨脹的作用機制將會發(fā)生怎樣的變化。如下所示：

這里，Ii（gt，πt），i=1，2，3，4代表示性函數(shù)，當其滿足括號內的約束條件時Ii（gt，πt）=1；反之，Ii（gt，πt）=0。gt與πt代表門限變量，其中gt是經濟增長率，為第一門限變量，而πt是通貨膨脹率，為第二門限變量，γ1，γ2，γ3分別代表相應的門限值。et為獨立同分布的殘差項，其均值為0，方差為σ2e。

如果通過計算得出第一門限值的門限效應顯著時，本文可以通過第一門限值將樣本進行分割，并在每一個子樣本內繼續(xù)計算得出第二門限值，估計原理相同，因此本文在此僅針對式（8）中經濟增長的門限效應給出門限值的估計方法，并對假設檢驗的方法進行說明。式（8）中經濟增長的門限效應表示如下：

本文主要參照Chan和Hansen提出的格柵搜索法來估計門限值。具體而言，將樣本按照門限變量的升序排列，依次選取門限變量觀測值中間的80%作為潛在門限值，并代入式（9）求出殘差平方和，則門限值的一致估計量就是使得殘差平方和最小的門限值。將殘差平方和表示成S1（Y1），則門限值的一致估計量Y1，由下式給出：

γ1=argminS1（γ1） （10）

式（9）作為非線性方程存在一個問題，那就是很可能存在偽回歸的現(xiàn)象，因此本文要針對式（9）中是否存在門限效應進行假設檢驗，如果存在，則需檢驗門限效應的顯著程度。傳統(tǒng)的假設檢驗方法在這里并不適用，這是因為在不存在門限效應零假設的前提下，門限變量是無法被識別的。因此，傳統(tǒng)方法所要構建的統(tǒng)計量大樣本分布不再服從卡方分布，這便意味著構建的統(tǒng)計量不再漸進有效。因此，本文參照Hansen拉格朗日乘數(shù)法（Lagrange Multiplier）先對假設檢驗統(tǒng)計量進行轉換，再通過自舉樣本法（Bootstrap）得到構建統(tǒng)計量的值。Hansen證明了通過拉格朗日乘數(shù)法以及自舉樣本法得到的值是漸進有效的。因此本文采用上述方法檢驗門限效應是否存在。具體而言：

針對式（9），如果經濟增長的門限效應不存在，其對應的零假設為：

H0：αi1=αi2，i=1，2，3 （11）

相應的備擇假設為：

H0：αi1≠αi2，i=l，2，3 （12）

令S0和S0分別為在零假設H0及備擇假設H1的條件下式（9）的殘差平方和，則本文構建檢驗門限效應是否存在的統(tǒng)計量為如下形式：

Hansen通過研究發(fā)現(xiàn)，當門限效應存在時，門限變量的估計值γ1與現(xiàn)實中門限變量值γ2是一致的，但是門限變量估計值的F統(tǒng)計量并不服從標準的正態(tài)分布。因此Hansen采用極大似然比法推導出F統(tǒng)計量的漸進分布，并滿足如下似然比檢驗：

三、通貨膨脹與外匯儲備之間非線性關聯(lián)機制的計量分析

（一）變量的數(shù)據(jù)來源及處理方式

本文選取了我國1995年第一季度至2015年第三季度的經濟數(shù)據(jù)作為樣本，國外通貨膨脹率使用國際貨幣基金組織公布的世界通貨膨脹率數(shù)據(jù)，其他數(shù)據(jù)來源為中國經濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。相關變量均通過Eviews 6.0軟件中X12季節(jié)調整模塊的乘法模型進行了季節(jié)調整。具體變量數(shù)據(jù)說明如下：（1）通貨膨脹率（πt）。本文通貨膨脹率根據(jù)消費價格指數(shù)（CPI）數(shù)據(jù)計算得到。具體做法是：首先根據(jù)月度同比消費物價指數(shù)，將季度內每個月份的消費物價指數(shù)進行算術平均，并將平均值作為季度的消費物價指數(shù)；然后通過季節(jié)調整得到季度CPI；最后根據(jù)公式πt=（CPI-1）×100%計算得出季度通貨膨脹率。（2）外匯儲備增長率（FRt）。本文首先將外匯儲備的季度值進行季節(jié)調整，通過季節(jié)調整過的外匯儲備計算出外匯儲備的季度同比增長率。（3）國外通貨膨脹率（πft）。本文的國外通貨膨脹率根據(jù)國際貨幣基金組織公布的世界通貨膨脹率數(shù)據(jù)計算得出，國外通貨膨脹率同樣經過了季節(jié)調整。（4）經濟增長率（gt）。本文選取GDP的實際增長率作為經濟增長的變量。具體而言，本文以1994年的價格為基期，分別計算出每季度的實際GDP，將每季度的實際GDP通過季節(jié)調整后計算得出實際季度GDP同比增長率。

（二）平穩(wěn)性檢驗

為了避免在回歸分析中出現(xiàn)偽回歸的問題，本文需要針對門限模型中的每一個變量進行平穩(wěn)性檢驗。Hansen提出的檢驗門限效應是否存在的假設檢驗方法具有一個重要的前提假設，即模型中的相關變量必須是平穩(wěn)的，不包含單位根。因此，為了保證采用門限模型來研究通貨膨脹與外匯儲備之間的關聯(lián)是適宜的，本文采用ADF單位根檢驗法與Phillips-Perron單位根檢驗法對模型中所涉及的相關變量進行平穩(wěn)檢驗，檢驗結果由表1給出。表1的結果顯示，所有的經濟變量均在10%的顯著水平下拒絕了零假設，這說明模型中所有的變量都通過了平穩(wěn)性檢驗。因此，本文采用門限模型來研究通貨膨脹與外匯儲備之間的門限效應具有適宜性。

（三）實證結果

本文選取了我國1995年第一季度至2015年第三季度的季度數(shù)據(jù)作為研究樣本，共包含了83個樣本容量，通過經濟增長率將總樣本分割得到的兩個子樣本的容量分別為49與34。由于在經濟增速較慢的區(qū)制內樣本容量為34，因此出于統(tǒng)計學有效性的角度，本文在經濟增速較慢的區(qū)制內不再選取通貨膨脹率進行第二次樣本分割。在此，本文將式（8）進行了相應的變換，如下所示：

式（15）便是本文研究的模型。表2給出了我國經濟增長與通貨膨脹門限效應檢驗結果的LM檢驗值與漸進p值，從表2的估計結果中可以看出，經濟增長門限效應檢驗結果的LM檢驗值為22.7734，對應的p值為0.003，即在1%的水平下拒絕了零假設，這也就意味著在1%的水平下本文認為我國通貨膨脹與外匯儲備之間確實存在經濟增長的門限效應。通貨膨脹門限效應檢驗結果的LM檢驗值為21.8614，對應的p值為0.008，即在1%的水平下拒絕了零假設，這也就意味著在1%的水平下本文認為當經濟處于高速增長時期時，我國通貨膨脹與外匯儲備之間確實存在通貨膨脹的門限效應。此外，表2還給出了相應的經濟增長的門限值為9.0929%，通貨膨脹的門限值為3.2421%。

接下來，本文給出了檢驗經濟增長門限效應是否存在的統(tǒng)計量的圖像與95%的置信區(qū)間的圖像。圖1是檢驗經濟增長門限效應是否存在的統(tǒng)計量圖像，圖2是經濟增長的95%的置信區(qū)間的圖像。圖3是檢驗通貨膨脹門限效應是否存在的統(tǒng)計量圖像，圖4是通貨膨脹的95%的置信區(qū)間的圖像。圖中，實線分別表示的是經濟增長率與通貨膨脹率的標準化似然比序列，虛線分別表示的是經濟增長與通貨膨脹的95%的置信區(qū)間。從圖2中可以看出，經濟增長的門限估計值使得標準化似然比序列達到了最小，此時對應的經濟增長率的門限估計值為0.09029。進一步從圖2中可以看出，虛線下方的實線部分表示的是經濟增長率95%的置信區(qū)間，通過計算本文可以得到經濟增長率的95%的置信區(qū)間為г*=[0.085368，0.092743]。同樣，根據(jù)圖4的顯示，本文計算出通貨膨脹率的95%的置信區(qū)間為г*=[0.031425，0.032681]。這樣的結果表明，本文有充分的證據(jù)來證明在原先的樣本區(qū)間內我國通貨膨脹與外匯儲備增長之間確實可以通過經濟增長與通貨膨脹進行區(qū)制劃分，這也充分證明了本文關于我國通貨膨脹與外

本文接下來將針對我國外匯儲備對于通貨膨脹的作用機制進行深入分析，并依據(jù)經濟增長將樣本進行了第一次樣本分割，并分別在總樣本與三個子樣本中進行最小二乘回歸，這樣處理是為了便于比較分析不考慮門限效應與考慮門限效應時我國通貨膨脹與外匯儲備關聯(lián)性之間的差異。具體的估計結果由表3給出。

從表3的估計結果中可以看出，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機制在不同的經濟增長區(qū)制與通貨膨脹區(qū)制內是大相徑庭的。當不考慮經濟增長與通貨膨脹的門限效應時，外匯儲備對于通貨膨脹的貢獻度為0.0582，表明外匯儲備同比增長率每上升1%，便會引起通貨膨脹率上升0.0582%。此時，整個模型的R2為0.7431，擬合程度較為理想?？梢钥闯觯谌珮颖痉秶鷥?，我國的通貨膨脹與外匯儲備之間呈現(xiàn)出一種正向相關關聯(lián)，這與從盧卡斯總供給模型推導出的通貨膨脹率與外匯儲備增長率之間的相互關聯(lián)是吻合的。當考慮到經濟增長與通貨膨脹的門限效應時，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機制發(fā)生了很大的變化。

1.針對區(qū)制1的情況，可以從表3的結果中看出，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機制發(fā)生了顯著的變化。當經濟增長率小于門限值時，無論是外匯儲備對于通貨膨脹的系數(shù)-0.0061，還是整個樣本的擬合程度R2為O.0993均不顯著，這表明當經濟處于緊縮期時，外匯儲備對于通貨膨脹的作用機制是十分不顯著的，此時外匯儲備對于通貨膨脹不再具有拉動效應。

2.針對區(qū)制2的情況，當我國處于高速經濟增長、低通貨膨脹的理想經濟階段時，外匯儲備對于我國的通貨膨脹同樣不存在顯著的拉升效應，這表明當我國經濟增速較高、通貨膨脹較低時，我國外匯儲備增長率對于通貨膨脹的貢獻程度是較小的，此時我國的通貨膨脹成因主要來自于其他方面，從盧卡斯總供給模型推導出的通貨膨脹率與外匯儲備增長率之間的相互關聯(lián)不再適用于我國經濟的實際狀況。

3.針對區(qū)制3的狀況，當我國經濟處于高速增長階段、高通貨膨脹時，外匯儲備對于通貨膨脹具有顯著的拉動效應，外匯儲備與通貨膨脹之間的系數(shù)為0.0986，與之前全樣本以及區(qū)制1與區(qū)制2外匯儲備對于通貨膨脹的系數(shù)表現(xiàn)出顯著的提升。以2011年第二季度為例，我國外匯儲備增長率為26.7285%，通貨膨脹率為5.7105%，而通貨膨脹率中有2.6354%是來自于外匯儲備的增加，因此外匯儲備的增加對當期實際通貨膨脹的貢獻程度高達46.2%。

以上數(shù)據(jù)表明，當我國處于高速經濟增長、高通貨膨脹時期，我國的通貨膨脹主要來源于外匯儲備增長率，是典型的國際輸入型通貨膨脹，外匯儲備的增加促使貨幣當局過量發(fā)行貨幣進而導致了較為顯著的通貨膨脹。而此時，貨幣當局通過調節(jié)外匯儲備來實現(xiàn)對通貨膨脹的控制與管理是十分有效的。

圖5給出了我國自1995-2015年的通貨膨脹與外匯儲備的走勢。

1.從圖5中可以清晰地看出，總體上我國通貨膨脹率與外匯儲備增長率保持了同向的變動，表明在全樣本范圍內從盧卡斯總供給模型推導出的通貨膨脹率與外匯儲備增長率之間的相互關聯(lián)是吻合的。

2.本文發(fā)現(xiàn)當我國處于高增長、高通脹的區(qū)制內時，我國的外匯儲備與通貨膨脹均處于相鄰時期內的較高水平，并且二者走勢趨于一致，表明我國外匯儲備與通貨膨脹之間存在高度的正向相關關聯(lián)，此時我國較高的通貨膨脹率大部分來自于外匯儲備的增長，屬于典型的國際輸入型通貨膨脹。

3.從圖5中還發(fā)現(xiàn)，1998-2002年以及2012年之后，我國進入了低速增長時期，這兩段時期外匯儲備增速的走勢與通貨膨脹率的變動趨勢產生了顯著的差異，表明當我國處于低速增

通過分析發(fā)現(xiàn)，在我國1998-2002年期間，我國經濟增長大幅度下滑，隨之而來的是我國出現(xiàn)了輕微的通貨緊縮局面，這主要是受東南亞金融危機的影響。我國政府為了保證香港外匯市場以及資本市場的穩(wěn)定，斥資1000億港元平準基金采取了救市行動。這使得我國外匯儲備增速在短期內急劇下降，并導致外匯儲備對通貨膨脹的影響方向也發(fā)生了相應改變，此時，通貨膨脹與外匯儲備間的作用機制與固定系數(shù)“盧卡斯總供給方程”的描述相悖。具體表現(xiàn)為：外匯儲備增速的下降對于通貨膨脹率不再具有顯著的影響，這兩者之間不存在任何顯著的相關關聯(lián)。這主要是因為：外匯儲備的負增長會顯著降低一國對國際金融風險的抵御能力，同時使我國的國際購買力水平下降，這會引起短期內的供給不足，造成通貨膨脹率不再與外匯儲備增速同方向的變動，這兩者之間便不存在顯著的相關關聯(lián)。東南亞金融危機平復后，外匯儲備對通貨膨脹的正向影響效應穩(wěn)步上升，形成了持續(xù)增強的拉動效應。然而，在2008年美國次貸危機爆發(fā)過后，我國外匯儲備增速與通貨膨脹之間的依存機制再度發(fā)生轉變，尤其是在2012年之后，外匯儲備增速大幅度下降，而通貨膨脹率的變動則較為平穩(wěn)。這些事實表明我國經濟在遭遇外部沖擊時，外匯儲備增長對于通貨膨脹的作用機制發(fā)生了顯著的改變。通過以上分析本文認為，我國當前面臨著產能過剩的不利局面，屬于典型的需求約束型經濟，而外匯儲備的下降不會對于我國當前持續(xù)低水平的通貨膨脹產生顯著的下拉效應。因此，我們應理性看待當前央行的結構性減儲行為，不必過分擔心央行的結構性減儲行為對于我國當前通貨膨脹收縮局面所產生的不利影響。

四、結論

本文選取我國1995年第一季度至2015年第三季度的經濟數(shù)據(jù)，深入研究了我國通貨膨脹與外匯儲備之間的非線性關聯(lián)，主要得出以下幾方面的結論。首先，在全樣本范圍內，外匯儲備增長率能夠導致通貨膨脹水平的提升，表明由盧卡斯總供給模型所推出的通貨膨脹與外匯儲備增長率之間的相互關系與我國實際的經濟運行狀況是高度吻合的。其次，我國通貨膨脹與外匯儲備之間存在顯著的經濟增長門限效應。具體而言，當我國經濟高速增長時外匯儲備增長率對于通貨膨脹的貢獻程度要顯著高于不考慮經濟增長門限效應與經濟低速增長時外匯儲備增長率對通貨膨脹的貢獻程度，這表明當我國處于高速經濟增長時我國的通貨膨脹主要是國際輸入型通貨膨脹，外匯儲備的增加促使貨幣當局過量發(fā)行貨幣進而導致了較為顯著的通貨膨脹，此時，貨幣當局通過調節(jié)外匯儲備來實現(xiàn)對于通貨膨脹的控制與管理是十分有效的。但是當我國經濟低速增長時，外匯儲備增長率對于通貨膨脹的作用機制發(fā)生了顯著的變化，外匯儲備增長率與通貨膨脹之間不存在任何顯著的相關關聯(lián)。最后，當我國處于高速經濟增長時期，我國通貨膨脹與外匯儲備之間存在顯著的通貨膨脹門限效應。具體而言，當我國通貨膨脹水平較高時，外匯儲備增長率對于通貨膨脹的影響要顯著高于通貨膨脹水平較低時外匯儲備增長率對于通貨膨脹的影響，較高的通貨膨脹主要是來自于外匯儲備的增長，即外匯儲備的增加促使貨幣當局過量發(fā)行貨幣進而提升通貨膨脹水平；但是當通貨膨脹水平較低時，外匯儲備增長率對于通貨膨脹的作用機制不再顯著。

我國現(xiàn)階段外匯儲備下降的趨勢已然形成。隨著經濟全球化的加深，人民幣國際化進程也在不斷加快，我國對他國儲備貨幣的需求將會大幅下降。同時，全球資本配置格局也出現(xiàn)了新變化：外國直接投資和國際游資都將出現(xiàn)凈流出狀態(tài)，從而帶動我國外匯儲備凈額持續(xù)下降。在外匯儲備大幅度減少的情況下，外界開始擔心中國要為人民幣匯率的穩(wěn)定和遏制外資出逃付出巨大的代價，并且認為外匯儲備的持續(xù)下降是導致我國現(xiàn)階段經濟增速下滑、通貨膨脹收縮的主要原因。但是通過本文的研究結果可以看出，外匯儲備的持續(xù)性下降對我國當前經濟增速下滑、通貨膨脹收縮的影響仍處于可控范圍。事實上，無論中國外匯儲備減少的趨勢是否持續(xù)，我國外匯儲備的規(guī)模都足以保障當前國內經濟的平穩(wěn)運行以及人民幣匯率的相對穩(wěn)定。

第4篇：通貨膨脹的特征范文

關鍵詞： 通脹慣性；通貨膨脹的波動性; 杠桿效應; CPI

中圖分類號：F830 文獻標識碼： A 文章編號：1003-7217(2012)02-0008-06

一、引 言

由于通貨膨脹對宏觀經濟運行和金融市場發(fā)展都有重要影響，因此，國內外學者對它進行了廣泛研究，得出一系列成果。蔡純（2010）利用條件異方差模型分析了2007年次債危機以來主要大宗商品價格變動情況，研究表明不同商品期貨市場的有效性略有差異，主要商品收益波動均具有積聚效應與杠桿效應［1］。張成思（2008）分析了1980~2007年中國通貨膨脹情況，研究表明在低通脹環(huán)境下我國通貨膨脹仍然呈現(xiàn)相當高的慣性特征［2］。李敏、王相寧（2008）研究了1987~2008年我國通貨膨脹率的動態(tài)波動路徑，研究結果表明我國的通脹慣性在低通脹區(qū)制時弱，在溫和、高通脹區(qū)制時強［3］。艾慧（2010）認為通貨膨脹理論的核心部分是傳導機制，而治理通脹的根本途徑是采取措施調控貨幣需求和削弱通脹預期的影響，以改變微觀主體行為［4］。

Fuhrer，Jeffrey（1995）研究認為，通貨膨脹慣性強與弱對貨幣政策的滯后效果有決定性的影響［5］。

Engle（1982）提出ARCH 模型，并且認為該模型集中反映了金融數(shù)據(jù)時間序列方差波動特點［6］。Bollerslev（1986）證明廣義自回歸條件異方差模型，即GARCH 族模型能夠更好地刻畫收益序列殘差項的異方差性［7］。Nelson，Daniel （1991），Black（1976）從理論和經驗兩方面闡明了利好消息與利空消息對股市的不對稱影響［8，9］。Nelson，Daniel（1991）也首次提出了非對稱波動性的EGARCH 模型［9］。Engle（1993）比較了允許利好消息和利壞消息對未來的波動性有不同影響的非對稱波動性模型［10］。

雖然國內外學者就通貨膨脹的形成、慣性、演化機制等問題從不同側面和角度進行了有成效的研究，但是這些研究在整體上缺乏對通貨膨脹特征的關注，而這個問題對幫助貨幣當局就通貨膨脹治理建立一個理性的期望、選擇有效的政策著力點是至關重要的。為此，本文在借鑒上述研究的基礎上，擬采用條件異方差模型結合我國1994年1月~2009年12月的居民消費價格指數(shù)對中國通貨膨脹的動態(tài)演化特征情況進行研究，以期揭示中國通貨膨脹的演化機制及其內在規(guī)律并提出相應的政策建議。

二、模型的選擇與分析思路

1.ARMA模型。ARMA（p,q)表達式為:

ut=c+∑pi=1φiut－1+εt+∑qj=1θjεt－j（1）

其中ut為平穩(wěn)時間序列，ut－1為滯后隨機變量，誤差項εt為白噪聲，c為常數(shù)項，φi、θj為參數(shù)。

2.ARCH模型。ARCH（p)條件方差函數(shù)為：

σ2t=ω+∑pi=1αiu2t－j（2）

ARCH模型通過對過去p期非預期回報ut的平方的方差的移動平均來捕獲回報序列的條件異方差。該模型是由Engel于1982提出。

3.GARCH模型。GARCH(p,q)表達式為:

εt=σtet et～i.i.d.N(0,1)

σ2t=ω+∑qj=1βjσ2t－j+∑pi=1αiu2t－j（3）

其中σ2t=E(u2tFt－1)，F(xiàn)t－1為t時刻以前的全部信息。當q=0時，GARCH模型即為ARCH(P)模型。GARCH(p，q)過程是平穩(wěn)過程的充要條件是α(1)+β(1)＜1，當p=q=1，α(1)+β(1)=1時，GARCH(1，1)即轉化為IGARCH(1，1)模型。

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

4.TARCH模型。其條件方差方程表達式為：

σ2t=ω+∑qj=1βjσ2t－j+∑pi=1αiu2t－j+

∑rk=1γku2t－kI－t－k（4）

當ut＜0時，I－t=1，說明壞消息有一個更大的沖擊，即(αt+γt)倍的沖擊；ut>0時，I－t=0，說明好消息的沖擊要小，只有αt倍；當γk＜0時，則表明市場對壞消息的反應更強。該模型是由Zakoian于1990年提出。

5.EGARCH模型。其條件方差方程表達式為：

log(σ2t)=ω+∑qj=1βjlog (σ2t－j)+

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

等式左邊是條件方差的對數(shù)，說明杠桿影響是指數(shù)的，該模型是由Nelson于1991年提出的。當γk＜0并且通過顯著性檢驗，則表明市場存在非對稱效應，即杠桿效應。

首先,把CPI指數(shù)隨時間推移而形成的數(shù)據(jù)序列看作是一個隨機序列，利用ARMA模型可以挖掘CPI指數(shù)序列自身變動規(guī)律。其次,把CPI指數(shù)序列看成一個均值為零，方差隨時間變化的正態(tài)分布，利用ARCH模型可以把CPI指數(shù)序列的波動集群性表現(xiàn)出來。然后,利用GARCH模型可以反映出CPI指數(shù)序列的長期記憶性質。最后,利用TARCH、EARCH模型可以把好、壞消息對CPI指數(shù)序列影響的非對稱效應表現(xiàn)出來。

財經理論與實踐(雙月刊)2012年第2期2012年第2期(總第176期)王祥兵，嚴廣樂等：中國通貨膨脹的波動性與杠桿效應研究基于條件異方差模型的實證分析

三、中國通貨膨脹特征的實證分析

1.樣本選取與數(shù)據(jù)處理。

本文數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站所公布月度數(shù)據(jù)，樣本選自1994年1月~2009年12月的月度CPI指數(shù)，樣本容量192個。以Y代表CPI月度指數(shù)，先采用X-12方法對Y進行季節(jié)調整，調整后數(shù)據(jù)減去100記作X，對X一階差分記作DX。文中所用工具為Eviews6.0.

表1中的統(tǒng)計結果顯示，序列X有尖峰厚尾的分布特征(序列呈現(xiàn)偏態(tài)、峰度系數(shù)大于3)，Jarque-Bera檢驗顯示非正態(tài)性，這些初步表明，序列X可能存在ARCH現(xiàn)象。

3.X序列平穩(wěn)性檢驗。

如果采用非平穩(wěn)序列來建立各種統(tǒng)計模型，就會出現(xiàn)虛假回歸問題，因此，在進行ARCH、GARCH等效應檢驗之前，需要對X、DX序列進行單位根檢驗（見表2），本文采用的方法為擴大的迪克-福勒檢驗(ADF檢驗)。

由表2可知：在顯著性水平為1%的條件下，序列X的ADF 檢驗值大于相應的臨界值，說明序列X是非平穩(wěn)；而序列DX通過檢驗，拒絕存在單位根的原假設，說明DX序列是平穩(wěn)的，從而序列X是一階單整的，即是I(1)，ADF檢驗法有效。

4.建立ARMA模型。

DX時間序列是平穩(wěn)的，因而建立ARMA模型是合適的?？紤]建立ARMA(1，1)、AR(1，12)、AR(1)、MA (1)模型。通過計算和比較四個模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)模型AR(1，12)的值較?。ㄒ姳?），根據(jù)AIC準則，以及DX時間序列的自相關、偏相關函數(shù)分析圖，初步確定建立以下方程：

DXt=α1DXt－1+α12DXt－12+εt（6）

借助于Eviews6.0軟件，可得序列DX 擬合的函數(shù)表達式為:

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的均值方程有滯后期為12的滯后項，這表明我國的CPI指數(shù)的當前走勢對未來一年的CPI指數(shù)走勢都會產生影響。

(2)本模型的計量結果也說明我國的通貨膨脹一旦受到外部沖擊偏離預期目標，通常一般需要一年或更長時間才能返回到預期水平。

(3)由于序列DX的均值方程有滯后期為12的滯后項，表明我國的通貨膨脹影響持續(xù)的時間很長，通貨膨脹對政策變化的反應速度較慢，即我國的通脹慣性很強，因而在這種情況下，我國的貨幣政策的效果必然存在著極大的滯后效應。

5.ARCH效應檢驗。

圖1是DX的殘差圖，觀察DX的殘差圖可以初步判斷有波動集現(xiàn)象存在于序列DX中: 較大或較小幅度的波動后會相應地緊隨著較大或較小幅度的波動，這說明誤差項可能具有條件異方差性。對序列DX的回歸方程殘差序列進行滯后階數(shù)為1的ARCH-LM檢驗。F統(tǒng)計量值為5.354，R2值為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統(tǒng)計量所對應的概率值都小于0.05，可知F和LM的值都落在相應臨界值的右邊，因此拒絕原假設，說明DX殘差的平方序列存在1階自相關，即DX的回歸方程殘差序列存在ARCH效應。如果對DX的回歸方程殘差序列進行滯后階數(shù)為12的ARCH-LM檢驗，序列DX也可通過檢驗，說明序列DX存在高階ARCH效應（GARCH效應），于是考慮建立GARCH模型。

6.建立GARCH模型。

由于序列DX的回歸方程殘差序列存在高階的ARCH效應，可對序列DX建GARCH(1，1)、IGARCH(1，1)模型。通過計算和比較兩個模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)IGARCH(1，1)的值較?。ㄒ姳?），根據(jù)AIC、SC準則，可對序列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對數(shù)似然值=-171.75

AIC=1.95 SC=2.006

以上模型表明：

(1)序列DX的方差方程中也有滯后項，進一步表明中國CPI指數(shù)的當前走勢會對未來的走勢產生影響。這種信息沒有及時被市場獲取，反映在當期的DX序列中，符合本文的自相關檢驗結果，DX序列的自相關性也很強。

(2) 序列DX的方差方程中:α+β=1，表明在經濟開放和轉型條件下，外部經濟沖擊對中國CPI指數(shù)有持續(xù)的影響，并且沖擊對條件方差也產生持久影響。

(3)運用IGARCH(1，1)模型后，再對方程進行ARCH－LM檢驗已經不再顯著。

7.非對稱ARCH模型的建立。

中國的通貨膨脹不僅具有波動集群性，而且具有非對稱性，即杠桿效應。下面通過建立非對稱的GARCH模型的進行實證研究。利用Eviews6.0軟件進行估計可得序列DX 的TARCH、EGARCH模型。通過計算和比較兩個模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)模型EARCH(1，1)的值較?。ㄒ姳?），為有效說明中國的通貨膨脹的非對稱性，根據(jù)AIC、SC準則，可對序列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對數(shù)似然值=-168.21

AIC=1.946S C=2.053

以上模型表明：

(1)序列DX的方差方程中杠桿效應項γ=－0.231，且顯著不等于零，說明中國的通貨膨脹的具有顯著非對稱性效應。

(2)序列DX的方差方程中α=0.591，當ut－1>0時，該信息沖擊的條件方差的對數(shù)有一個0.591+(－0.231)=0.36倍的沖擊；當ut－1＜0時，它給條件方差的對數(shù)帶來一個0.591+(－0.231)×(－1)=0.822倍的沖擊。

(3)對于序列DX，負的沖擊（使物價上漲的因素）所產生的波動性要遠大于正的沖擊（使物價下降的因素）的波動性。

四、實證結果的分析及其經濟機制

由于宏觀總量總是由微觀個量組成，因而宏觀經濟現(xiàn)象不可能離開其微觀基礎而存在，對宏觀貨幣經濟現(xiàn)象的調控也必然要依賴于其現(xiàn)實的微觀基礎和制度條件?；诖?，下面將從理論分析視角討論中國通貨膨脹特征的微觀機制和政策價值。

1.通脹慣性。在以上的AR(1，12)、IGARCH(1，1)、EGARCH(1，1)模型中，均值方程、方差方程中都含有滯后項，特別是均值方程有滯后12期的滯后項，這說明中國CPI指數(shù)的當前走勢對未來的走勢會產生影響。因而我國居民的通貨膨脹預期受實際通貨膨脹及其滯后序列的影響較大。當期實際通貨膨脹的波動會對下一期的通貨膨脹預期產生正的影響，且這種影響會持續(xù)1年左右的時間，即消費者在形成通貨膨脹預期時，會考慮一年以來的通貨膨脹歷史情況。模型AR(1，12)的計量結果也說明，我國的通貨膨脹有很強慣性特征①。由于我國物價指數(shù)序列DX的均值方程有滯后期為12的滯后項，說明我國的通貨膨脹影響持續(xù)的時間很長，通貨膨脹慣性很強，即通貨膨脹對政策變化的反應速度較慢，在這種情況下，我國的貨幣政策的效果必然存在著極大的滯后效應。因而我國貨幣當局在進行反通貨膨脹的貨幣政策時，應充分考慮我國通脹慣性強的特征，對通貨膨脹抬頭趨勢的適度警覺，以應對強通脹慣性環(huán)境下的貨幣政策滯后效應［2］。

2.波動集群性。

在IGARCH(1，1) 方差方程中，β表示系統(tǒng)波動的記憶性， β越大說明系統(tǒng)記憶性越強，當β為正則說明系統(tǒng)會通過非線性機制放大其前期的波動；α表示系統(tǒng)外部沖擊對系統(tǒng)波動的影響，當α為正且較大時,表明外部沖擊對波動影響較大，而當α為負,表明外部沖擊有助于系統(tǒng)穩(wěn)定；(α+β)表示通脹波動的持續(xù)性，當(α+β)＜0，則說明模型收斂，波動對條件方差的影響有限；如果(α+β)=1,則說明外部沖擊對條件方差影響持久［11］。根據(jù)IGARCH(1，1)模型對中國通貨膨脹的估計，β=-1.0308＞1, 這表明我國經濟系統(tǒng)具有放大其前期價格波動特性，因而我國價格系統(tǒng)運行不具有自穩(wěn)定功能，僅依靠市場的力量難以達到價格穩(wěn)定，必須依靠非市場的政策干預才能實現(xiàn)中國價格系統(tǒng)的平穩(wěn)運行，這也說明經濟轉型和開放條件下的中國市場經濟還不是很成熟，不具有內生最優(yōu)演化性［11］。其次α=-0.0308＜0，說明我國經濟系統(tǒng)中前期外部沖擊能降低本期通脹波動，因而我國的經濟干預政策具有穩(wěn)定價格系統(tǒng)運行功能，這也從實證上說明我國相關經濟政策的有效性，為我國政府的經濟干預提供理論和實證依據(jù)。同時我國通貨膨脹波動的持續(xù)性(α+β)=1,表明外部經濟沖擊對價格波動產生了持久影響，這與我國通貨膨脹慣性較長特征一致。

3.杠桿效應。

在EGARCH(1，1)中，在方差方程中的系數(shù)γ顯著異于0，且為負值，反映了中國通貨膨脹波動的杠桿效應。負的γ值表明負的沖擊（即使物價上漲的因素）和正的沖擊（即使物價下降的因素）對市場價格產生影響是不對稱的，負沖擊(0.822倍)對市場價格的影響往往要比相同規(guī)模的正沖擊(0.36倍)強烈多。這種杠桿效應主要歸咎于市場客體的心里預期即通貨膨脹預期。其過程一般包括以下三個方面:（1）消費決策。當消費者形成通脹預期時，為了保值增值，他們會增加耐用消費品或可增值的金融產品，從而使貨幣需求減少、貨幣超常供給。（2）企業(yè)投資決策。通脹預期下，企業(yè)的投資成本降低，在短期內，由于企業(yè)投資的增加將導致總需求增加，從而通脹壓力進一步加大。（3）生產要素供需環(huán)節(jié)。當生產要素供給者通脹預期形成時，在簽約時供給者會提高生產要素的報酬率，當生產要素需求者同意提高時，被提高的生產要素的報酬率部分會通過生產轉嫁到產品價格中，從而形成下一輪的成本推動型通脹；當生產要素需求者不同意提高時，要素需求者減少生產要素的購買，導致總供給減少，這也會使新的通脹壓力形成。當通脹預期一旦形成，上述三種途徑就會疊加成為新一輪物價上漲的非均衡力量，從而產生更強大的通脹壓力，導致物價上漲的“羊群負效應”。而一旦市場價格下降時，由于市場客體的通貨膨脹預期的粘性和市場價格的粘性，則會使市場價格向下的趨勢變得平緩的多。因此，中國通貨膨脹的杠桿效應較為明顯。

五、結論與政策建議

以上研究表明，我國通貨膨脹具有波動集群性、通脹慣性強、杠桿效應等特征。

波動集群性特征說明外部經濟沖擊對我國價格波動影響持久，并且經濟系統(tǒng)自身會放大其前期的波動，因而經濟系統(tǒng)不可能依靠市場的力量達到穩(wěn)定狀態(tài)，只有靠外部力量的政策干預才能實現(xiàn)中國價格系統(tǒng)的平穩(wěn)運行，這也說明中國貨幣當局進行政策干預價格波動的必要性和重要性。通脹慣性強的特征說明我國通貨膨脹對其治理政策變化的反應速度較慢，貨幣當局必須保持對通貨膨脹抬頭趨勢的適度警覺，加強對貨幣政策時滯的管理，以減少貨幣政策滯后效應。杠桿效應說明通脹預期對物價上漲的“羊群負效應”起著很重要的推動作用，因而在物價上漲時，我國公眾的通脹預期并非完全理性，貨幣當局應該加強通脹預期管理和積極引導公眾形成良好的、穩(wěn)定的通脹預期，前瞻性地做好宏觀微調準備，以減少高通脹預期對宏觀經濟運行和貨幣政策傳導的的影響。通過對中國通貨膨脹特征分析，可以看出中國通貨膨脹特征有深刻政策含義，對通貨膨脹治理、通脹預期管理、貨幣政策安排等都具有相當重要的指導意義和價值：

1.我國通脹慣性強的特征要求增強貨幣政策的前瞻性，減少貨幣政策滯后效應。措施如下：首先，應提高貨幣政策的時效性、增強貨幣政策的彈性和靈活性，減少貨幣政策沖擊對產出的滯后性。其次,要根據(jù)經濟形勢的演化，適當控制貨幣供給增長率，減少流動性，同時要合理搭配其他政策工具降低通貨膨脹受貨幣供給量的顯著滯后影響。最后,提高中央銀行的獨立性，縮短貨幣政策內部決策時滯；提高微觀經濟主體的敏感性，防止貨幣政策被扭曲，縮短貨幣政策外部時滯。

2.杠桿效應說明公眾一旦形成了長期高通貨膨脹預期，政府就需要花大量精力去改變這種預期，而且宏觀經濟還會面臨長期滯脹的風險。因而政府應加強通脹預期管理，利用經濟政策與措施影響遠期，以期改變公眾通貨膨脹預期，讓公眾確信政府能解決通貨膨脹問題，以減少羊群負效應。措施如下：首先,政府應該加強各種信息和政策的披露和共享，增加政策的透明度和可信度、降低公眾獲取真實信息的成本、提高公眾信息的對稱性，從而正確引導和調整公眾的預期。其次,當通貨膨脹出現(xiàn)時，各經濟決策部門可以通過協(xié)同行動、多種政策協(xié)調操作協(xié)調來疏導公眾的通脹預期心理。

3.本輪通脹是從2010年7月份開始，2011年前四個月的CPI上漲是5.1，5月份達到5.5。本輪通脹是2008年11月以來較長時期貨幣供應過多的直接結果，過多的貨幣供應強化了中國經濟的粗放擴張，惡化了經濟結構，特別是最終消費和居民消費比例在2010年降到最低點，因而形成了強大的通貨膨脹壓力，同時產品成本增加積累以及國際市場大宗商品上漲進一步強化了通脹壓力。中國通貨膨脹特征對本輪通脹治理的啟示：(1)政府較早承認通貨膨脹的出現(xiàn)，確認控制物價上漲是宏觀調控首要任務，這是一個強烈的信號，表明中國政府治理通脹的決心和信心，有利于疏導的公眾通脹預期心理。(2)本輪通貨膨脹率不斷攀升，主要因為農產品，特別是食品價格上漲所導致的，也有房地產價格上漲因素。因而要治理中國的通貨膨脹，就應針對這兩個最主要的源頭進行，盡量平衡農產品與房地產市場長期的供求。(3)由于通貨膨脹預期具有很強的自我實現(xiàn)性，政府可以通過動用農產品的儲備和提高農產品生產力來降低通貨膨脹的預期；通過提供保值債權，顯示政府治理通貨膨脹的決心，改變公眾對通貨膨脹的預期。(4)政府應為公眾提供可靠的防通脹工具，讓公眾不必通過購買商品來避風險；也可利用人民幣升值的優(yōu)勢和降低關稅來增加進口，以增加預期的國內供給，從而使低通脹自我實現(xiàn)。(5)貨幣當局通過不斷提高商業(yè)銀行的法定存款準確金率，可有效降低總體的流動性。到目前我國已經出現(xiàn)16個月的實際存款利率是負的，這會導致中國商業(yè)銀行的存款流出，可以通過提高長期固定存款的利率，讓實際存款利率朝正向發(fā)展以減少存款的流出。

綜上所述，我國通貨膨脹治理過程必須充分考慮我國通貨膨脹特征的影響，在其治理政策的制定和實施中要密切關注我國通貨膨脹特征各關鍵因素變化，加強重要消費品供求情況和價格的跟蹤與分析工作，及時采用調控措施消除那些與市場制度邏輯不一致的政策傳導條件以及對政策信號不能作出理性反應的市場因素。只有這樣，才能穩(wěn)定價格水平，合理引導物價走勢，保持我國經濟平穩(wěn)、快速的發(fā)展。

注釋:

①通脹慣性是指通貨膨脹在受到隨機擾動因素沖擊后偏離其均衡狀態(tài)的趨勢所持續(xù)的，因而通脹慣性的強弱決定了通貨膨脹對政策變化的反應速度。

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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：通貨膨脹的特征范文

關鍵詞：后金融危機；通貨膨脹；成因；對策

一、引言

2008年下半年后，全球金融危機開始爆發(fā)，為此世界各國的經濟都陷入了低迷狀態(tài)。在經濟全球一體化程度不斷加深、國內市場與國際市場聯(lián)系更加密切、外匯儲備及外商直接投資不斷增加的背景下，為了保持我國的經濟穩(wěn)健、激勵經濟增長，我國實施了積極的財政政策和適度寬松的貨幣政策，這些政策幫助我國抵御了金融危機、從而率先實現(xiàn)了經濟的復蘇。然而在經濟逐漸改善的同時也引發(fā)了一些問題，當前我國經濟增速逐步放緩，但物價卻不斷上漲，誘發(fā)通貨膨脹的相干因素不斷積聚，并最終致使了最近一輪傳播范圍廣且延續(xù)時間長的通貨膨脹，如圖1所示我國2007年-2013年3月的通貨膨脹率，這就是后金融危機時代的通貨膨脹。惡性通貨膨脹對經濟的發(fā)展是具有破壞性的。為了使經濟朝著健康穩(wěn)定的方向發(fā)展，我國要在溫和通貨膨脹時期采取一定措施防止通貨膨脹進一步惡化，從而防范惡性通貨膨脹的發(fā)生。當前我國通貨膨脹率在3%左右，正處于溫和通貨膨脹時期，因此深入研究后金融危機時代我國通貨膨脹的特殊成因具有重要意義。同時我國必須采取一定措施來解決在保持經濟增長的同時控制物價上漲的問題。

二、通貨膨脹的理論研究

1.通貨膨脹定義查閱文獻發(fā)現(xiàn)，關于通貨膨脹沒有明確統(tǒng)一的定義。西方經濟學家對通貨膨脹的定義主要有三點：物價總水平的持續(xù)上漲、貨幣量的過度增長、生產成本增加；國內經濟學家普遍認為通貨膨脹是指在一定時期內，一般物價水平持續(xù)上漲的過程。2.通貨膨脹度量一般來說，通貨膨脹可以用居民消費價格指數(shù)、工業(yè)品出廠價格指數(shù)、商品零售價格指數(shù)、國內生產總值GDP平減指數(shù)、原材料、燃料和動力購進價格指數(shù)來度量。3.通貨膨脹成因通貨膨脹成因的理論一般包括：貨幣因素型；需求因素型；成本因素型；混合因素型；結構因素型；輸入因素型；預期因素型。4.通貨膨脹程度劃分通貨膨脹按照程度可以劃分為溫和的通貨膨脹、奔騰的通貨膨脹、惡性的通貨膨脹。其中溫和的通貨膨脹是指年通貨膨脹率在3%~6%之間，普遍認為溫和通貨膨脹是經濟允許的、合理的通貨膨脹；奔騰通貨膨脹指在較長時期內，物價水平出現(xiàn)較大幅度的持續(xù)上升，年通貨膨脹率一般在兩位數(shù)以上，甚至高達百分之幾十，一般認為對經濟發(fā)展是不利的；惡性的通貨膨脹是指月通貨膨脹率在50%以上的通貨膨脹，表現(xiàn)為貨幣購買力急劇下降，物價水平的上漲以加速度增長，許多經濟學家認為這對一個國家的政治、經濟的穩(wěn)定是破壞性的，甚至還會現(xiàn)社會動蕩。

三、后金融危機時代我國通貨膨脹的狀況及特征

1.國際大宗商品價格傳導效應增強國際農產品價格主要通過對期貨市場和一些貿易依存度高的農產品的價格影響來影響我國國內的價格。例如，在2010年7月后，國內大連、鄭州的商品交易所的糧食期貨價格指數(shù)全面上漲，而這一定程度上是受芝加哥的商品交易所糧食期貨價格上漲影響，這又帶動了國內相關商品現(xiàn)貨的價格上漲。并且，國際原材料價格的迅速上漲對國內農產品的成本有不利影響，進而導致了國內農產品的價格上漲。2.商品價格上漲為主由圖2可知，CPI與PPI變動基本趨于一致，說明以生產資料投資為主導的經濟增長是引發(fā)近期通貨膨脹的主要原因?，F(xiàn)實生活中食品價格上漲是推動通貨膨脹發(fā)生的主要因素，研究表明食品價格上漲對居民消費價格指數(shù)貢獻率在不同時期有所不同。我國通貨膨脹經歷了四個時期，1994年-1997年、2003年-2004年、2007年-2008年、2009年至今，而期間食品價格對居民消費價格指數(shù)貢獻率分別為51%、88.5%、85%和70.2%。所以可以看出，近年的通貨膨脹主要是由食品價格上漲推動，而最早時期的通貨膨脹是由食品與非食品價格上漲推動。食品價格一直以來都保持著較快的增長，而不同時期影響食品價格上漲的因素也是不同的：前期的推動因素主要是量時價格上漲，而2009年至今的推動因素主要是豬肉、肉禽的價格上漲。3.外匯儲備過度增加我國是一個貿易大國，長期以來一直實行出口導向型的貿易政策，出口額與日俱增，貿易順差總額曾一度達到前所未有的巨額數(shù)字。在2011年我國外匯儲備額位居世界首位，超過3萬多億美元。而為了維持匯率的穩(wěn)定，維護我國的固定匯率制度，我國需要增加貨幣供給量。而如果中央銀行沒有實現(xiàn)有效的應對措施，就會引起我國貨幣供給量過度擴張從而增加我國通貨膨脹壓力。4.虛擬經濟的膨脹后金融危機時代我國通脹率不斷上升的主要原因可以歸結為當前資產價格和房地產價格的快速上漲。在最近一輪通貨膨脹中，我國證券資產價格和房價的漲幅，遠遠大于其真實商品價格的漲幅。隨著國內資金不斷向房地產和資本市場等虛擬經濟的流向，直接導致實體經濟發(fā)展受阻，引發(fā)了社會資源分配不合理、社會生產受阻礙等一系列問題，從而不能達到有效供給。而資產價格和房地產價格不斷的升高，使人們產生財富效應，同時增加消費需求，從而導致社會總需求大于總供給，抬高了消費品價格總水平，最終發(fā)生通貨膨脹。

四、后金融危機時代我國通貨膨脹形成機制

1.流動性過剩金融危機爆發(fā)后，我國實行了寬松的貨幣政策來達到刺激消費和擴大內需，使經濟穩(wěn)定發(fā)展。同時增加信貸投放力度這一舉措放松了貸款要求，讓以前一些達不到貸款要求的企業(yè)如今很容易可以獲得貸款審批。然而在實體經濟不景氣情況下，一些企業(yè)把貸款的錢用來投機房地產業(yè)并從中獲取利潤。這樣就導致了在在增加社會流動性的同時，房地產市場迅速發(fā)展，房價節(jié)節(jié)升高，直接導致貨幣釋放途徑可能發(fā)生變異。一些資金被用來進行期貨投機，對經濟的發(fā)展帶來不利后果。2.低端勞動力工資上漲后金融危機時代成本推動是我國通貨膨脹的重要因素。由于在外生活成本的不斷上升，城市吸引力降低，人們素質不斷提升等因素，導致在外務工人員數(shù)量相比以前數(shù)量有大量減少，一度出現(xiàn)勞動力空缺現(xiàn)象。因此企業(yè)要想招募勞動力必須提高個人工資水平，引起生產成本上升，再把成本轉移到消費者身上，導致物價上漲；而物價水平上升必然引起生活水平上升，人們又會要求提高工資水平來應對生活負擔，從而形成惡性循環(huán)，導致通貨膨脹的不斷發(fā)生。3.通貨膨脹國際聯(lián)動性增強我國初期的通貨膨脹發(fā)生都是由國內因素引發(fā)的，而隨著全球經濟一體化程度的加深，近幾年發(fā)生的通貨膨脹除了國內自身因素還需要考慮國際市場價格及主要貿易伙伴國國內價格水平變動的影響，即國內外綜合作用。2009年以來，通貨膨脹也在許多新興市場國家和發(fā)展中國家發(fā)生。金融危機爆發(fā)以后，發(fā)展中國家的月平均通脹率達到4.45%，其中，巴西、印度和俄羅斯、中國“金磚四國”的通貨膨脹特別嚴重，分別為5%、12%和6%、5%。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國居民消費價格指數(shù)與新興市場國家居民消費價格指數(shù)的相關系數(shù)在金融危機爆發(fā)前后由0.38上升到0.59，這充分表明我國與世界其他國家通貨膨脹的聯(lián)動性不斷增強，如今我國通貨膨脹的發(fā)生是由國內外因素共同推動。

五、后金融危機時代我國反通貨膨脹的對策

1.化解國際大宗商品價格影響首先，采取“引進來”與“走出去”相結合的戰(zhàn)略。國際大宗商品市場不是完全競爭的市場，而是寡頭壟斷的市場。我國資源儲備充足的情況下可以具有較強的討價還價能力，因此實施“引進來”戰(zhàn)略，可以利用拿到國際大宗商品價格較低的有利機會來擴大國內資源戰(zhàn)略儲備；實施“走出去”戰(zhàn)略，可以具有國際眼光，通過收購境外資源類公司等形式在海外建立國際大宗商品戰(zhàn)略資源儲備基地。其次，增強國內廠商在國際貿易中的談判能力，在國際貿易中努力獲取國際大宗商品的定價權。2.健全房地產金融市場健全房地產金融市場是預防通貨膨脹，保證經濟穩(wěn)定發(fā)展的必要措施。首先要建立多元化房地產融資體系，除了目前房地產金融市場資金主要來源房地產開發(fā)企業(yè)融資、個人住房貸款以及部分企業(yè)自有資金、銀行貸款以外，還可以通過信托公司、發(fā)行企業(yè)中短期票據(jù)、私募基金甚至委托貸款等多渠道為房地產企業(yè)融資。其次，提高房地產稅，如增值稅、所得稅等。人們之所以進行房地產投機，是由于通過房地產產權的買賣活動從而獲取的高額利潤，因此提高房地產增值稅，可以有效的管制房地產投機活動。3.加強外匯儲備的調控首先，政府應選擇合適的貨幣對沖政策，其中包括對沖工具和對沖數(shù)量的選擇。當前我國只通過發(fā)行中國人民銀行票據(jù)的方法來對沖外匯儲備上升造成的流動性增加，對沖工具過于單一而使調控效果不佳，因此可以通過擴大沖銷工具的范圍來解決這一問題。其次，利用外匯儲備對國內外進行投資來提高外匯儲備的使用效率，鼓勵企業(yè)“走出去”，增加對海外的戰(zhàn)略投資，加強我國企業(yè)的市場競爭能力，同時減小了外匯儲備的沖銷壓力，解決了外匯儲備過度增加的弊端，使得外匯儲備量與我國經濟發(fā)展水平相適應。

參考文獻:

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[7]劉啟云.我國外匯儲備存在風險分析及對策研究[J].黑龍江科技信息,2011,(01):137.

第6篇：通貨膨脹的特征范文

摘要：本文通過對2010-2013年間14個經濟指標進行主成分分析和因子分析，探究該階段引發(fā)我國通貨膨脹的主要因素，并提出相關的政策建議。

關鍵詞：通貨膨脹；因子分析

一、 引言

通貨膨脹是一國總體物價水平持續(xù)上漲的宏觀經濟現(xiàn)象，它通過改變商品和生產要素的相對價格，影響社會生產、交換與消費，從而影響宏觀經濟運行，嚴重的通貨膨脹甚至引發(fā)社會危機。因此經濟社會的通貨膨脹與人民生活息息相關，同時也是各國政策制定者制定經濟政策時考量的重要因素。近年來我國的物價持續(xù)攀升，通貨膨脹趨勢明顯，對社會的生產生活產生顯著影響。2010年以來我國的通貨膨脹是繼2008年金融危機之后又一輪顯著通脹。從成因來看與以往通貨膨脹有所不同。

目前，通貨膨脹相關理論顯示，不同的社會經濟狀況引發(fā)不同類型的通貨膨脹，理清引發(fā)通脹的原因有利于政策制定者對癥下藥，相機選擇合適的經濟政策緩解通脹，促進經濟社會平穩(wěn)運行。從我國近幾年執(zhí)行的宏觀經濟政策中我們可以看出，抑制通貨膨脹、保持經濟平穩(wěn)運行是政府工作的重要目標，不同類型的通貨膨脹需要不同應對政策。就成因來看，通貨膨脹可分為需求拉動型、成本推動型、結構型以及外部輸入型。與需求、成本、經濟結構、對外投資與貿易相關的各種經濟因素都有可能導致總體物價水平的持續(xù)上漲，因此探究我國通貨膨脹成因需要綜合考慮國內各種經濟因素以及其相互關系。本文通過搜集2010-2013年間中國經濟社會不同領域的多個經濟指標月度數(shù)據(jù)并對其進行因子分析，探究各經濟因素與通貨膨脹的關系，并由此提取出引發(fā)我國該階段通貨膨脹的主要因子，最終提出相關政策建議。

二、 文獻綜述

通貨膨脹問題由來已久，國內外的相關研究也數(shù)不勝數(shù)，尤其是理論方面，對通貨膨脹成因的研究已經相對成熟。而實證方面，具體研究通貨膨脹動態(tài)發(fā)展的文獻也不在少數(shù)。本文中筆者將概述關于通貨膨脹成因的相關理論，并列舉具有一定代表性的實證研究成果。

貨幣學派對通貨膨脹的研究較早，貨幣因素引發(fā)通貨膨脹也是最早被認可的，貨幣主義的代表學者費雷德曼（1968）提出：通貨膨脹無論何時何地都是一種貨幣現(xiàn)象。凱恩斯學派的代表人物凱恩斯（1938）提出：貨幣數(shù)量增加能夠引起總需求增加，不一定引發(fā)通貨膨脹，當達到充分就業(yè)水平以后，需求的繼續(xù)增加引發(fā)通貨膨脹。英國經濟學家?？怂故紫忍岢鼋Y構性通貨膨脹理論，鮑爾默和托賓進一步對勞動力成本進行研究，提出“勞動合同理論”和“相對工資理論”解釋通貨膨脹的形成。20世紀70年代蒙代爾總結發(fā)展輸入性因素導致通貨膨脹的理論。

近年來國內學者在對通貨膨脹的動態(tài)觀測和實證檢驗方面也卓有成效。其中使用因子分析方法研究國內通脹成因的文獻就有如下一些。孫曉滿（2011）對2000-2010年我國的通貨膨脹的成因進行了實證分析，得出此階段中國的通貨膨脹主要由貨幣因素和輸入性因素引發(fā)。周沫、張紫鵬、周宗安（2012）對2010-2011年我國的通貨膨脹成因進行研究，得出政策因素、結構性因素和輸入性因素等綜合引發(fā)該階段的通貨膨脹。徐曉麗、夏成孝（2012）對22種因素進行降維分析，最終得出2000-2011年成本因素最大程度引發(fā)通貨膨脹。由此可見，國內學者通過選取不同數(shù)據(jù)對中國特定時期的通貨膨脹的成因進行實證研究，得出不同時期通貨膨脹形成的主導因素不同的結論。

三、 研究方法與數(shù)據(jù)選取

本文的研究目的在于探究2010-2013四年間我國通貨膨脹形成的主因，研究方法是因子分析。因子分析的主要作用在于給數(shù)據(jù)降維，找出主因子，以此分析得出引發(fā)通脹的主要。根據(jù)以往理論，通貨膨脹形成的有不外乎貨幣因素、需求拉動、成本推動、結構性因素、輸入性因素以及公眾預期等。

貨幣因素引發(fā)通貨膨脹是由于貨幣當局發(fā)行的貨幣超出社會經濟發(fā)展需求，該因素一方面是治理通脹的重要手段，另一方面若使用不得當會加重通脹危機，因此貨幣主義主張實行單一的貨幣政策以避免貨幣超發(fā)帶來的通脹，但目前貨幣政策是我國調控經濟發(fā)展的重要宏觀經濟政策，國家掌握貨幣發(fā)行以及利率制定權力，因此在考察我國通貨膨脹形成原因時，需將貨幣因素納入其中。本文選取的代表貨幣因素的指標有M2當月同比增長率、M0當月同比增長率、社會融資規(guī)模當月值、銀行間同業(yè)拆解利率。

總需求包括消費需求、投資需求和國外需求。需求拉動型通貨膨脹是由于社會總需求超出社會總供給導致的物價水平的持續(xù)上漲。就我國目前的經濟狀況來看，國內需求不足，投資過熱，國際收支順差是主要特點。國內投資過熱帶動貨幣市場、股債市場以及房地產市場的的發(fā)展，并由此帶動利率等貨幣因素。而固定匯率制度下的國際收支順差會導致貨幣增發(fā)，因此國家的外匯儲備規(guī)模是考察國外需求對國內通脹作用的重要指標。本文選取的總需求指標有社會消費品零售總額同比增長率、房地產投資累計增長率、固定資產累計增長率、外匯儲備規(guī)模。代表總供給的指標采用規(guī)模以上工業(yè)增加值當月同比。

成本推動的通貨膨脹是由于生產要素價格上漲或者利潤上升帶來的物價水平的持續(xù)上漲。工資水平和原料價格的上漲對產成品價格的推動作用明顯。從我國現(xiàn)實經濟狀況來看，農產品和初級原料產品的價格上漲能夠直接導致物價上漲。因此本文選取主要原材料購進價格指數(shù)、工業(yè)生產者購進價格指數(shù)、PPI生產者物價指數(shù)等能夠反映生產成本的指標作為研究指標，探索成本上漲與通貨膨脹之間的關系。

除國內經濟因素直接影響通脹水平，國家價格體系的沖擊也是重要因素。國外物價變動以及貨幣增減能夠通過國際投資和匯率傳導至國內物價體系。本文選取我國的外商直接投資、人民幣對美元匯率作為外部傳導指標進行研究。

上述數(shù)據(jù)均采用月度數(shù)據(jù)，運用SPSS17對數(shù)據(jù)因子分析，對于某些指標的某些月份數(shù)據(jù)缺失，筆者采用前后數(shù)據(jù)平均值代替。對于本文數(shù)據(jù)收集的不足之處在于有些比較重要的指標沒有包含在內，而是采用相關的指標進行代替，例如以規(guī)模以上工業(yè)增加值的月度數(shù)據(jù)代替GDP數(shù)據(jù)，缺失我國近幾年工資狀況數(shù)據(jù)，而PPI作為生產者物價指數(shù)只能包含一定的勞動力成本的信息。

四、 實證分析

以CPI作為通貨膨脹指標，其他成因類指標分別為：廣義貨幣供應量M2，、流通中現(xiàn)金M0、社會融資規(guī)模、銀行間同業(yè)拆借利率、外匯儲備、社會消費品零售總額、房地產投資累計增長率、固定資產投資累計增長率、規(guī)模以上工業(yè)增加值、工業(yè)生產者購進價格指數(shù)、主要原材料購進價格指數(shù)、生產者物價指數(shù)PPI、實際利用外商直接投資、人民幣對美元匯率等14項。

2010-2013年CPI當月同比增長率如下圖所示，從圖1可以看出CPI的增長趨勢。CPI同比增長率從2010年開始一路上漲直到2011年7月達到最高，之后有所降低，于2012年10月達到最低點，從2013年以來又經歷波動上揚。

利用主成分分析法對14項成因指標進行因子分析，首先對所選指標進行KMO檢驗和巴特利特球體檢驗，從下圖可見KMO值在0.8以上，因此可以進行因子分析。

利用主成分分析法并依據(jù)特征值提取出兩個公因子，從圖3碎石圖可看出，前兩個公因子的特征值滿足提取條件。從圖4的公因子方差可以看出變量多數(shù)變量的方差能被公因子方差解釋，如果以公因子代替變量指標，原來變量的信息能夠得到較好保留。但是M0指標被解釋的程度較小，信息損失較大。從現(xiàn)實角度來看，由于電子銀行業(yè)務的發(fā)展，狹義貨幣的使用與實際的社會需求相差較遠，與通貨膨脹的關系也很松散，因此可以接受公因子替換過程中M0信息的損失。

因子1較大程度解釋了工業(yè)生產者購進價格指數(shù)、固定資產投資累計增長率、房地產累計增長率、PPI、人民幣對美元匯率、外匯儲備規(guī)模、社會消費品零售總額、外商直接投資、原材料購進價格指數(shù)，這些指標都是貨幣因素以為的社會總需求和生產成本相關的因素，以此把因子1成為實體經濟因子。因子2較大程度解釋了社會融資規(guī)模和銀行間同業(yè)拆借利率，都是貨幣市場相關因素，因此稱因子2為貨幣市場因子。

將主成分分析得到的因子值與通貨膨脹指標CPI置于同一圖中進行對比分析，可以看出實體經濟因子的變化趨勢與通貨膨脹變化趨勢是一致的，通貨膨脹變化稍有滯后性，但是在通貨膨脹最為嚴重的時期，實體經濟因子的變化并不一致，說明實體經濟因子能夠解釋2010-2013年相對低通脹的時期，而對于高通脹的解釋能力不足。

看出貨幣市場因子得分與通貨膨脹指標CPI走勢基本一致，且比實體經濟因子與通貨膨脹的趨勢更為接近，因此能夠更好的解釋這一階段的通貨膨脹原因。該因子主要解釋的原始變量為銀行間同業(yè)拆借利率、社會融資總規(guī)模以及廣義貨幣供應量M2。這些指標都是國家進行宏觀調控的貨幣政策指標，因此要控制通脹，需要控制社會的貨幣發(fā)行與融資。

五、 結論與建議

通過前述實證檢驗，可以看出影響2010-2013年我國通貨膨脹的因素很多，與社會總需求、生產成本、國際貿易相關的各實體經濟因素對通貨膨脹都有影響，但是與通貨膨脹關聯(lián)程度最強的還是貨幣市場因素?？梢娯泿胚€是該階段通貨膨脹的直接原因，尤其是高通脹時期，貨幣因素更是通脹形成的主要原因。

2010-2013四年間中國經歷了一個通脹循環(huán)，目前看來通脹狀況有所緩解?；趯ξ覈罱惠喭浶纬稍虻难芯恳约拔覈斍暗慕洕鸂顩r，本文提出相關政策建議如下。

首先，規(guī)范金融秩序，完善政策體系。國家通過宏觀經濟政策調控經濟發(fā)展，建立完善的政策體系有利于規(guī)范政府行為。完善政策指標，加強對貨幣政策調控目標的檢測，有利于提高貨幣政策的針對性、靈活性以及前瞻性。

其次，繼續(xù)推進利率市場化改革。利率市場化的過程是逐步取消政府對存貸利率的直接管制，有利于加強貨幣市場的競爭力，活躍資本市場，從而有利于減少政府通過增發(fā)貨幣進行融資的可能性，因而有利于防范惡性通貨膨脹。

第7篇：通貨膨脹的特征范文

【關鍵詞】通貨膨脹率；股票實際收益率；波動溢出效應；Granger因果檢；BEKK模型

1.引言

從上個世紀90年代起，國外學者就開始研究各金融市場間的波動溢出效應。Hamao[1]等采用GARCH-M模型來研究紐約、倫敦、東京各股市間的波動溢出效應，他認為：1987年世界股市危機后，紐約到東京、倫敦，倫敦到東京股市間存在波動溢出效應；Angela Ng[2]構建了波動溢出模型，從規(guī)模和性質變化兩方面檢驗日本和美國與太平洋海域6個股票市場之間的波動溢出，結果發(fā)現(xiàn)：從區(qū)域到太平洋海域國家的波動溢出遠遠大于世界因素的影響。而國內學者張碧瓊[3]運用EGARCH模型來檢驗倫敦、紐約、香港、東京、深圳、上海股市之間日收益波動率的流星雨假定。

通貨膨脹與股市的關系一直是學者們在宏觀經濟學方面研究的核心問題，Taufiq[4]曾對四個高通貨膨脹率國家（阿根廷、智利、墨西哥和委內瑞拉）的股票收益率和通貨膨脹率之間的關系進行研究，結果表明：股票實際收益率對通貨膨脹具有對沖作用，且過去的通貨膨脹影響當前股票實際收益率；Alexandros Kontonikas[5]等運用VAR-GARCH模型研究四個通貨膨脹目標制國家（澳大利亞、加拿大、瑞典和英國）的通貨膨脹與股票收益率的動態(tài)關系，由模型中非對角元素的估計值表明所研究的四個國家都存在顯著的股市與通貨膨脹之間波動溢出效應；Joel Hinaunye Eita[6]運用VECM計量經濟模型研究納米比亞國家股票市場價格的宏觀經濟的決定因素，結果表明納米比亞國家的股票市場價格主要由經濟活動、利率、通貨膨脹，貨幣供應量和匯率所決定的，股票并不是通貨膨脹的一種對沖，而且通貨膨脹率越高股票價格越低。國內的學者們也曾對通貨膨脹與股票實際收益率之間的關系進行了大量的研究，如：董直慶、王林輝[7]運用小波變換頻帶分析方法對我國通貨膨脹和證券市場之間的周期波動關系實證檢驗，結果表明，中周期通貨膨脹與證券市場條件波動之間存在雙向溢出效應，但是溢出強度不同，通貨膨脹的條件波動對證券市場的條件波動沖擊效應相對較強，而長周期波動只存在通貨膨脹對證券市場的單向溢出效應；劉衛(wèi)霞、林勇[8]運用分位回歸方法對中國股票收益率和通貨膨脹之間的相關關系進行了深入研究，研究說明在經濟運行平穩(wěn)階段，股票收益率與通貨膨脹率之間具有顯著的負相關關系，而在經濟波動較大的情況下，受宏觀經濟政策影響，股票收益率與通貨膨脹關系不顯著；王曉芳、高繼祖[9]運用ARDL邊界檢驗法和Granger因果關系檢驗中國通貨膨脹和股市收益之間的關系，得到結論：在短期，通貨膨脹率與股票收益正相關，兩者不構成Granger因果效應，在長期，股市收益與通貨膨脹率存在長期均衡關系，兩者存在雙向長久的因果關系等等。

由上可見，國內外很多學者已對通貨膨脹和股票市場之間的關系進行了研究，但是沒有得到一個統(tǒng)一的結論，這其中有諸多原因，如各國的經濟狀況不同、股票市場完善程度不同等等。但根據(jù)不同國家環(huán)境的不同研究此類問題是有現(xiàn)實價值的.鑒于目前我國通貨膨脹壓力的增大，股票市場對國內經濟的增長作用也日益增強，研究我國股票市場與通貨膨脹之間的波動關系將再次成為國內學術界和金融界關注的焦點

Engle等提出的BEKK模型允許條件方差和協(xié)方差相互影響，病不需要估計太多參數(shù)，在金融市場研究中使用較為廣泛，如國外學者Joakim Puusaari[10]運用非對稱MV―GARCH―BEKK模型來研究美國的股票市場與石油市場之間的波動關系，結果表明：存在股票市場到石油市場的波動溢出效應；國內學者趙留彥和王一鳴[11]也曾運用向量GARCH―BEKK模型來研究中國A、B兩股市之間的波動溢出與信息傳遞關系。

因此本文將運用BVGARCH―BEKK模型對國內近十幾年的通貨膨漲與股票市場的波動溢出效應進行研究，利用二者之間的波動溢出關系，可以對通貨膨脹的管控給出有價值的政策建議。

2.模型介紹

GARCH模型及其同類模型能較好地描述金融時間序列波動的聚集性和時變性特征，可以有效地考察各金融市場的條件波動性。但是，這類模型無法描述一個市場波動對另一個市場波動的影響，即難以有效地考察不同市場之間的波動溢出效應。所以之后單變量ARCH類模型和GARCH類模型逐步拓展到MVGARCH模型(multivariate GARCH，多元GARCH)，這類模型是利用殘差向量的方差―協(xié)方差矩陣所包含的信息，形成條件矩相互影響參數(shù)的估計值，能夠反映多個市場之間的波動溢出效應。本文在分析中國通貨膨脹與股票市場之間的波動溢出效應時，選擇二元GARCH(BVGARCH)模型，并建立BEKK模型。

首先設定條件均值方程為：

(1)

其中，t為時刻，為變量序列，為2×l向量；為長期漂移系數(shù)，也為2×1向量；εt│It-1~N(0，Ht)為市場在t時刻受到新生變量的沖擊，并具有相應的2×2條件方差一協(xié)方差矩陣Ht，It-1為t-1時刻的信息集。

相應地，條件方差一協(xié)方差的BEKK模型為

(2)

(3)

其中，Vt是白噪聲過程，其條件方差一協(xié)方差矩陣為I2；C為2x2的上三角形矩陣；A和B均為2×2的矩陣；C'、A’和B’分別為矩陣C、A和B的轉置矩陣。

(4)

其中，h11，t為t時刻通貨膨脹率序列的條件方差，h22，t為t時刻上證股票實際收益率序列的條件方差，h12，t=h21，t為t時刻兩個序列的條件協(xié)方差，ε1，t-1和ε2，t-1分別為兩個序列的滯后一期的殘差項；考察兩序列之間的波動溢出效應，主要通過檢驗系數(shù)aij和bij(i≠j)是否顯著異于0。條件方差一協(xié)方差矩陣的系數(shù)是參數(shù)矩陣中元素的非線性組合，所以對矩陣元素可以進行Wald檢驗。若a12=b12=a21=b21=0，則既不存在通貨膨脹對股票市場的波動溢出效應，也不存在股票市場對通貨膨脹的波動溢出效應時；若a12=b12=0，則不存在通貨膨脹對匯率市場的波動溢出效應；若a21=b21=0，則不存在股票市場對通貨膨脹的波動溢出效應。

3.樣本數(shù)據(jù)與統(tǒng)計描述

通貨膨脹率是貨幣超發(fā)部分與實際貨幣需要量之比，用來反映通貨膨脹、貨幣貶值的程度；而價格指數(shù)則是反映價格變動趨勢和程度的相對數(shù)。由于消費者價格是反映商品經過流通各環(huán)節(jié)形成的最終價格，它最全面地反映了商品流通對貨幣的需要量，因此，消費者價格指數(shù)最能充分、全面反映通貨膨脹率。目前，世界各國基本上都采用消費者價格指數(shù)(即居民消費價格指數(shù)，CPI）來反映通貨膨脹的程度。因此本文以居民消費價格指數(shù)來反映通貨膨脹，選取1997年1月至2011年2月共170個居民消費價格指數(shù)，數(shù)據(jù)來源于證券之星財經頻道網(wǎng)站。

通貨膨脹率：

(5)

其中，代表t期的居民消費價格指數(shù)。

由于上證指數(shù)和深證指數(shù)具有高度相關性且上海證券交易所上市的公司規(guī)模比較大，市值也比較高，并且在上交所上市的公司家數(shù)也比較多，因此本文以上證綜合指數(shù)月末收盤價來計算股票收益率，選取1997年1月至2011年2月共170個數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于鳳凰網(wǎng)。

股票名義收益率：

(6)

其中代表第t個月最后交易日上證指數(shù)的收盤價。

股票實際收益率由股票名義收益率與通貨膨脹率的差計算得來，。

由居民消費價格指數(shù)算出的通貨膨脹率和由上證綜合指數(shù)月末收盤價計算得到的上證股票實際收益率的描述性統(tǒng)計量如下面表1所示：

由表1得到，從均值看，通貨膨脹率平均值的絕對值要大于上證股票實際收益率的；而從標準差看，上證股票實際收益率的波動大于通貨膨脹率的；從偏度系數(shù)看，通貨膨脹率為右偏分布，而上證股票實際收益率均為左偏分布；從峰度看，通貨膨脹率不具有尖峰厚尾性，而上證股票實際收益率具有尖峰厚尾性。Jarque-Bera統(tǒng)計量顯示，兩序列都不服從正態(tài)分布。下面圖1和圖2給出兩序列的時間圖，從圖1可看出，通貨膨脹率在2008年5月份左右達到最高點，且這個樣本內通貨膨脹率帶有截距項和趨勢相，故ADF檢驗為有截距項和趨勢項；從圖2可看出，上證股票實際收益率存在波動的聚集性，且ADF檢驗為有截距項。此外，ADF檢驗顯示，通貨膨脹率和上證股票實際收益率均為平穩(wěn)過程，可以對其直接建立模型。

4.實證分析

（1）Granger因果檢驗

由通貨膨脹率與上證股票實際收益率的描述性統(tǒng)計量得知二者均為平穩(wěn)序列，我們可以直接對兩序列進行Granger因果檢驗。在檢驗中為了檢驗兩序列是否存在長期關系，且由易會文[12]對格蘭杰因果檢驗用法的討論得知格蘭杰因果檢驗是不依賴于滯后項的，即格蘭杰因果檢驗的結果是穩(wěn)健的，故對兩序列選取同樣的滯后期，得到表2。

表2是通貨膨脹率和上證股票實際收益率分別選取不同的滯后階數(shù)所得到的格蘭杰因果檢驗結果，可以看出滯后期為1到3時，只有通貨膨脹率對上證股票實際收益率存在格蘭杰因果關系，反之則沒有；從滯后期為4開始，在10%的顯著性水平下，通貨膨脹與上證股票實際收益率互為格蘭杰因果關系，滯后到20階互為格蘭杰因果關系還是顯著的。檢驗結果表明，從短期上，只有通貨膨脹率對上證股票實際收益率存在格蘭杰因果關系；從長期上，二者互為格蘭杰原因，此檢驗結果說明：上證股票實際收益率對通貨膨脹的影響比較緩慢，是慢慢滲透到通貨膨脹序列中，而通貨膨脹序列對上證股票實際收益率的影響要比較迅速，即通貨膨脹率對上證股票實際收益率的影響要快于上證股票實際收益率對通貨膨脹率的影響，且通貨膨脹率對上證股票實際收益率的影響具有顯著的長期記憶性。

（2）波動溢出效應檢驗

為進一步說明通貨膨脹率與上證股票實際收益率的關系，我們現(xiàn)在來分析二者的波動溢出效應。由通貨膨脹率和上證股票實際收益率的描述性統(tǒng)計量分析可知，兩序列平穩(wěn)且都服從正態(tài)分布，故我們可以建立BVGARCH-BEKK模型來估計通貨膨脹和股票市場之間的波動溢出效應，模型的估計是運用統(tǒng)計軟件Eviews6.0和Matlab(2009版)（程序見附錄）。模型的參數(shù)估計結果見表3。

在表3的方差方程中，a11不顯著，說明通貨膨脹得波動不具有ARCH效應，而表示GARCH效應的b11=0.0047在1%的水平下是統(tǒng)計顯著的，說明通貨膨脹波動具有持久性，也就是說當前的波動能夠影響到未來。對于中國股票市場，a22和b22都是在1%的水平下統(tǒng)計顯著的，表明股市具有ARCH效應和GARCH效應，即股市具有時變方差特征且波動具有持久性。

表4顯示了通貨膨脹率與上證股票實際收益率之間波動溢出效應的檢驗結果，在1%和10%的的顯著性水平下，兩項檢驗都拒絕了原假設，即我國通貨膨脹率與上證股票實際收益率之間存在顯著的雙向波動溢出效應。結合表3，系數(shù)a12和b12估計值的絕對值明顯大于a21和b21估計值的絕對值，這一結果說明通貨膨脹率對上證股票實際收益率的波動溢出效應要強于上證股票實際收益率場對通貨膨脹率的波動溢出效應，即通貨膨脹與股票市場之間的波動溢出效應具有非對稱性。從某種意義上說，這個結果與Granger因果檢驗的結果相一致。

波動溢出效應檢驗結果和Granger因果檢驗的結果都說明通貨膨脹率與上證股票實際收益率具有顯著的相互影響，但不具有對稱性，通貨膨脹率對上證股票實際收益率的影響程度較大，而且這種影響具有顯著的長期記憶性。

5.結論

本文利用Granger因果檢驗與多元GARCH-BEKK模型對中國通貨膨脹與股票市場之間的波動溢出效應進行實證分析，以居民消費價格指數(shù)計算得到的通貨膨脹率來反映我國通貨膨脹情況，以上證股票實際收益率來代表股票市場，得到以下結論：

（1）國內通貨膨脹對股票市場的影響程度較大，而且這種影響具有顯著的長期記憶性；

（2）國內通貨膨脹與股票市場具有顯著的相互影響，但不具有對稱性，通貨膨脹對股票市場的波動沖擊效應相對較強。

對此，給出政策性的建議：利用通貨膨脹對股票市場較強的沖擊性，充分發(fā)揮股票市場對經濟景氣的預測作用。政府可以依據(jù)股票市場的波動規(guī)律及其波動所處階段的認識，預測宏觀經濟未來的波動走勢，以便制定出較優(yōu)的貨幣政策，提前對宏觀經濟采取相應對策，適度地抑制經濟波動，以達到防止通貨膨脹或經濟波動過大的目的。

參考文獻

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[12]易會文.格蘭杰因果檢驗用法討論[J].中南財經政法大學研究生學報,2006,5.

作者簡介：

第8篇：通貨膨脹的特征范文

關鍵詞：通貨膨脹目標制；目標標準設計；目標定位；目標度量

中圖分類號：F821．5

文獻標識碼：A

文章編號：1003―7217(2007)01―0015―05

通貨膨脹目標制給正在實施通貨膨脹目標制的國家?guī)砹孙@性的或潛在的利益。那么，這些國家能否獲得最大化或最優(yōu)化利益，關鍵在于這些國家是否有效地、合理地設計和制定通貨膨脹目標制的政策框架。在設計通貨膨脹目標制的基本框架時，中央銀行要注意一個關鍵性的因素就是通貨膨脹目標標準的設計，它包括目標定位(target posi-tion)、目標期限(target horizon)、目標測量(mea-sure of inflation)、目標偏離(misses Of target)和例外條款(Escape clauses)等一系列問題。由于各國的經濟發(fā)展路徑不同，其具體目標標準和制度性設計也有所區(qū)別。本文對22個成熟型的通貨膨脹目標制國家的目標標準設計進行了比較分析，以探究通貨膨脹目標標準設計特征在各國的異同。

一、通貨膨脹目標定位

通貨膨脹目標定位是通貨膨脹目標制度設計的一個中心問題。中央銀行在設計通貨膨脹目標時，是采用點目標(point target)定位還是采用目標區(qū)間(target range)定位，這關系到通貨膨脹目標制的實施效果。如果采用點目標定位，就會導致可控性問題，即使貨幣政策能有效實施，也有可能出現(xiàn)較頻繁的目標偏離的現(xiàn)象。為了達到所設計的點目標，中央銀行將頻繁地修改貨幣政策工具，會造成貨幣政策工具的頻繁變動，從而導致貨幣政策工具的不穩(wěn)定性。如果采用目標區(qū)間定位，當經濟出現(xiàn)大的沖擊時，目標區(qū)間可以提供中央銀行更多的空間，及時采取靈活的措施應對短期沖擊，使目標偏離產生的可能性遠遠小于在點目標下可能產生偏離的情況。目標區(qū)間能提供給中央銀行更大的靈活性來應對沖擊，允許一定程度的靈活性來相機抉擇其它目標。此外，目標區(qū)間的幅度也提前給市場和公眾一些信號：中央銀行許可通貨膨脹圍繞中心點波動的幅度是多大，以及在一個窄或寬的區(qū)間范圍內權衡沖擊經濟的頻繁度和嚴重性等信息。

從實施通貨膨脹目標制的國家采用目標取向的情況來看，為了給通貨膨脹預期提供清晰的指南，大部分的中央銀行不僅確定了點目標，而且還確定了一個大約1～5個百分點的目標區(qū)間。有的國家設計了一個目標區(qū)間，卻沒有確定具體的點目標或中間目標，如澳大利亞、以色列、南非和西班牙四個國家沒有確定通貨膨脹率的點目標，而是設計一個比較寬的目標區(qū)間。只有少數(shù)國家采用的是通貨膨脹率的點目標，如芬蘭、挪威等國設計了點目標，但并沒有確定目標區(qū)間。還有部分國家采用的是一個有對稱區(qū)間的點目標，即圍繞一個中心目標設有一個上限和下限。而有的國家在通貨緊縮階段，只規(guī)定了目標區(qū)間的上限，并沒有確定下限。除了少數(shù)國家外，通貨膨脹目標制的中央銀行所確定的目標或目標區(qū)間大致相同，中期點目標12個月的通貨膨脹率一般在1％～3％之間，區(qū)間幅度接近2個百分點(即目標通貨膨脹率加減一個百分點)。

根據(jù)不同目標區(qū)間的選擇，反映了通貨膨脹目標制國家保持最低通貨膨脹水平可行性的不同觀點。選擇幅度較小的目標區(qū)間的中央銀行，表明它對通貨膨脹目標有堅定的決心和可信的承諾，當然也強調中央銀行要實現(xiàn)該目標的短期責任。如果在實際操作中，中央銀行很難將目標控制在確定的區(qū)間內，頻繁的目標偏離會降低中央銀行的可信度。通常情況下，較窄的區(qū)間會導致貨幣政策工具的不穩(wěn)定。為了達到給定的通貨膨脹率區(qū)間，如果時間期限越短，貨幣政策工具變化就越大。選擇較寬的目標區(qū)間，很難評估中央銀行的短期行為，該區(qū)間在短期內給予了中央銀行更多的靈活性，中央銀行只需要對通貨膨脹目標負中期責任。由于寬區(qū)間具有更多的靈活性，而窄區(qū)間的風險性更大，所以，新西蘭將其目標區(qū)間從原來的2％增加到后來的3％。目標區(qū)間的加寬后，可以向公眾傳播一些有用的信息。如中央銀行評估其政策效果的不確定性信息，而且這種不確定性與通貨膨脹相關性很大，也說明目標區(qū)間在未來有更寬趨向。然而，過寬的區(qū)間會引起公眾和市場懷疑，中央銀行是否對其承諾的通貨膨脹目標負責。

在選擇通貨膨脹目標數(shù)值時，零通貨膨脹率才等于物價穩(wěn)定，即物價穩(wěn)定應該是通貨膨脹率為零或接近零。事實上，物價穩(wěn)定要受到度量和名義剛性問題的影響，物價穩(wěn)定表現(xiàn)為正的低水平的通貨膨脹率，而不是零通貨膨脹率。零通貨膨脹率將可能使價格水平出現(xiàn)負增長，從而使經濟陷入通貨緊縮的政策風險，持續(xù)的通貨緊縮，會產生嚴重的流動性和清償能力問題，會影響到金融系統(tǒng)的正常運作。因此，從表1可看出，幾乎所有的通貨膨脹目標制國家的通貨膨脹目標都確定在零通貨膨脹率以上，即年通貨膨脹率為1％～3％左右。

二、通貨膨脹目標期限

通貨膨脹目標期限就是中央銀行負責實現(xiàn)政策目標的時間期限，即中央銀行要花多長的時間才能達到通貨膨脹目標，該目標可以持續(xù)多久。一般地，通貨膨脹目標期限包括實施的初期、轉型期(通常為大約3年或更長點)、穩(wěn)定期(要確定未來一年的年目標，常見的是兩年；或確定一個可以達到長期目標的年目標路徑)。通貨膨脹目標可以有一個或多個期限，中央銀行在確定一個目標期限時，應考慮政策的產生及其行為對通貨膨脹結果影響的時滯。如果政策期限比貨幣政策傳導的時滯還短，就意味著這個期間的通貨膨脹率將高到中央銀行所不能控制的水平。經驗證明，通貨膨脹目標期限一般為1～4年。在這個時間期限范圍內，確定的目標期限越短，中央銀行與公眾交流的信息就越快越明確，對中央銀行短期行為的自由選擇的約束就越大。如果確定的目標期限較長，則可以給中央銀行相對更多的靈活性來調整政策，使通貨膨脹水平朝著目標區(qū)間中心點靠攏。假設確定一個不到一年或超過4年的目標期限，就會使通貨膨脹目標失去意義。因為在如此短的、不到一年的期限內，貨幣政策是不可能控制通貨膨脹的，而超過4年的目標期限，就會大大降低中央銀行的可信度。目標期限可以反映出中央銀行采取貨幣政策措施的應對短期沖擊能力的強弱。實施通貨膨脹目標制的國家，采取什么樣的目標期限不僅要考慮政策效果的時滯，而且要依據(jù)初始階段時的通貨膨脹率。如果該國初始的通貨膨脹率與所期待的

通貨膨脹率不同的話，在假定貨幣政策對通貨膨脹影響時滯的條件下，該國可以允許大約兩年的期限內來完成目標，如果該國的通貨膨脹水平已經很低，那么，他們可以采取即期的或無限期的目標期限。

從表1看，少數(shù)國家如芬蘭、挪威、秘魯、瑞典、泰國和英國沒有一個確定的期限外，大部分的通貨膨脹目標制國家通常有確定的、一年或多年的通貨膨脹目標期限，通常在初期階段為1～3年不等。在通貨緊縮指標中，除了用數(shù)字表示的長期通貨膨脹目標或代表性的通貨膨脹率外，還有幾個重要的目標期限的指標：(1)一個轉型時期――通常為大約3年或更長時間，在此期間，他們的目標是將通貨膨脹水平降至一個長期的目標區(qū)間；(2)確定一個未來一年的年目標，常見的是兩年；(3)確定一個可以達到長期目標的年目標路徑；(4)年目標是按陽歷年12個月的通貨膨脹率來確定，有時也使用平均年通貨膨脹率。

在通貨膨脹穩(wěn)定時期，目標期限有加長的傾向。當通貨膨脹水平降至長期目標區(qū)間內時，年通貨膨脹目標將被一個長期的、穩(wěn)定不變的通貨膨脹目標所代替，即使采取了穩(wěn)定通貨膨脹目標，中央銀行仍然需要為貨幣政策確定一個有效期限，只要當通貨膨脹水平保持穩(wěn)定，目標期限就加長。加拿大、智利、哥倫比亞、冰島、以色列、墨西哥、韓國、波蘭、新西蘭和瑞典等國在它們處于穩(wěn)定期后，他們的通貨膨脹目標期限明顯延長了。

三、通貨膨脹目標度量

在設計通貨膨脹目標制時，另一個關鍵性的問題是選擇什么樣的標準來測量通貨膨脹目標，選擇什么樣的物價指數(shù)來確定通貨膨脹的變化率。在通常情況下，中央銀行可以根據(jù)權衡可控性和可信度來選擇合適的物價指數(shù)，并通過物價指數(shù)來計算目標通貨膨脹率。所選擇的物價指數(shù)一般能反映經濟對供給沖擊的相對敏感性。大多數(shù)國家的中央銀行選擇消費物價指數(shù)(Consumers Price Index-CPI)作為通貨膨脹目標制的名義目標變量，一是因為CPI作為生活成本指數(shù)，能夠及時和明確地反映一籃子商品和服務價格的變化，二是因為該指數(shù)定期公布，廣為人知，易于獲取和明了。但是，CPI作為通貨膨脹目標制的名義變量也有一些不足。首先，CPI包含了住房項目(指住房按揭利息費用)，而短期內該費用使得CPI與中央銀行的調整意圖呈反向變動：如利率上調抬高住房按揭利率，從而使得CPI上升；利率下調住房按揭利率下降，從而CPI下降。其次，CPI還包含一些中央銀行沒法控制的因素，如管理價格、貿易條件、間接稅、食品和能源價格的短期波動等。

中央銀行采用核心通貨膨脹標準來預測未來的通貨膨脹，制定前瞻性的政策，以及在通貨膨脹報告中分析通貨膨脹走勢和通貨膨脹結果。由于CPI中包含了一些中央銀行難以控制的因素及其短期影響，這些不利因素促使部分國家選擇了CPI的修正指數(shù)核心通貨膨脹率(core Inflation Rate)作為它們的目標度量標準(見表1)，如南非使用的是扣除了利息費用的CPI指數(shù)(CPIX)。英國在2004年前使用的是RPLX指數(shù)(扣除了利息費用的零售價格指數(shù))。2004年后，英國為了與歐盟的HICP指數(shù)(扣除了利息費用的消費價格指數(shù))相對應，使用了目前的CPI指數(shù)。加拿大、澳大利亞、韓國、泰國等使用的是扣除了食品和石油價格的核心CPI指數(shù)。為什么許多國家有使用核心CPI指數(shù)作為度量標準的傾向?主要原因有：一是核心CPI指標剔除了抵押貸款利息的支付等因素，可以避免以上不足而產生一些問題。二是核心通貨膨脹目標中剔除了CPI的其它因素，如加拿大和芬蘭等國家剔除了間接稅，這樣財政政策的變化不會引起貨幣政策非預期的變化。三是核心CPI指數(shù)扣除了最容易變動(且平均恢復期限長達2～3年)的食品和能源價格因素，這樣可以通過確定一個較長期限(如一年多)的通貨膨脹目標或采用一個變動的年平均通貨膨脹率來解決這個問題。新西蘭則使用可調整的CPI通貨膨脹率來計算核心通貨膨脹率。政策目標協(xié)議規(guī)定，新西蘭儲備銀行應該調節(jié)CPI以適應某些種類的沖擊，如供給沖擊和貿易條件變化等。當沖擊產生時，可調整的CPI使中央銀行更具一定的判斷力，不過，在選擇核心通貨膨脹標準時，中央銀行必須向公眾說明物價指數(shù)是怎樣形成的，同時，還要說明核心通貨膨脹率與公布的CPI指數(shù)的關聯(lián)性。

四、目標偏離和例外條款(escape clause)

隨著經濟環(huán)境的變化和貨幣政策的不確定性，即使通貨膨脹目標制下的目標定位已經確定，經濟中都有可能出現(xiàn)實際通貨膨脹的目標偏離現(xiàn)象。如果經濟中出現(xiàn)了大的供給沖擊，有的國家允許通貨膨脹目標出現(xiàn)一定幅度的短期偏離，中央銀行需要一定的時間和空間以及更大的靈活性來調節(jié)經濟，以達到長期通貨膨脹目標。

通貨膨脹目標偏離現(xiàn)象不僅僅是突發(fā)事件產生而引起的，還有貨幣當局決策的結果。由于通貨膨脹目標是一種“限制性的相機抉擇”政策理論框架，如果政策目標所關注的不僅僅是通貨膨脹，還有其它宏觀經濟變量，那么，政策結果就會造成事先所公布的目標偏離或目標變更的現(xiàn)象。政策決策是否要改變通貨膨脹目標，很大程度上在于攻擊經濟的沖擊種類。如產生了石油價格的暴漲等總供給沖擊，就會產生短期的產出和就業(yè)之間不穩(wěn)定的矛盾和長期的通貨膨脹不穩(wěn)定情況。如果沖擊過大，或這種沖擊產生于一些不可預期的緣由，實際的通貨膨脹目標也會偏離或改變事先公布的通貨膨脹目標[7]。

目標偏離是通貨膨脹目標制的國家常出現(xiàn)的一種現(xiàn)象。目標偏離并不意味著我們應該放棄事先公布的、整個的通貨膨脹目標策略。只要中央銀行能夠解釋說明這種偏離是一種突發(fā)事件所產生的結果，中央銀行在公眾中的可信度不會受到影響。例如，中央銀行重新確定目標后，需要向公眾公布并說明中央銀行是怎樣打算來適應這種不可預期的偶發(fā)事件，同時要確定恢復物價穩(wěn)定目標的回歸路徑。這樣，一種策略盡管不能減少供給沖擊的短期通貨膨脹影響，但至少可以限制這些影響，并阻止它們進一步影響到長期的通貨膨脹傾向。

實踐中，如果一個國家所確定的通貨膨脹目標為點目標，更容易出現(xiàn)目標偏離的情況。一般地，不管目標偏離是偶發(fā)性的還是貨幣當局的決策行為，為了對通貨膨脹目標負責，中央銀行應該正式向公眾說明通貨膨脹偏離目標的原因，但每個通貨膨脹目標制中央銀行并非如此，只有新西蘭、加拿大、英國、瑞典、以色列、巴西、泰國、冰島、菲律賓的中央銀行說明目標偏離的原因和解決問題的措施等。有的只是出于某種壓力，才對通貨膨脹目標偏離的這種現(xiàn)象進行公布和解釋。

如果通貨膨脹目標確定為點目標，這樣更加容易出現(xiàn)目標偏離情況。這就需要使用了一個“例外條款”和確定一個偏離的幅度作為責任底線，或者根據(jù)核心通貨膨脹率確定通貨膨脹目標以克服目標區(qū)間的不足?！袄鈼l款”的條件是，允許通貨膨脹目

標出現(xiàn)一定程度的偏離，并規(guī)定了中央銀行可以恢復或回歸通貨膨脹目標路徑或公布新目標路徑的時間期限。中央銀行一旦決定使用例外條款或允許一個偏離的容忍度(margin of tolerance)，就應該將這個決定條理化、法律化，并將成文的內容公布于眾。例外條款通常是用來提前說明在這樣一些經濟環(huán)境中，如經濟中出現(xiàn)了負的供給沖擊、或大范圍的管理價格的調整，中央銀行要適當調整貨幣政策來適應通貨膨脹的失調。此外，使用例外條款并沒有成為通貨膨脹目標制的一種標準，也只有少數(shù)國家是根據(jù)核心通貨膨脹率來確定通貨膨脹目標。

例外條款的設計主要是為了確定在特殊條件下，允許目標在一定程度的范圍內偏離所確定的通貨膨脹目標。例外條款給予中央銀行更多的靈活性來應對突發(fā)沖擊。這種突發(fā)性沖擊包括貿易條件的變化、供給沖擊和間接稅等。例外條款并不是所有的通貨膨脹目標制國家都會確定。事實上，只有如加拿大、捷克、新西蘭、菲律賓、波蘭和南非等少數(shù)國家在他們的通貨膨脹目標制的理論框架中有例外條款。在捷克，當非預期的外部沖擊、自然災害和影響農業(yè)生產的狀況發(fā)生時，允許目標出現(xiàn)暫時性的偏離。在新西蘭，當世界商品價格發(fā)生暫時性的波動、間接稅變化和自然災害時，允許目標偏離。在菲律賓，突發(fā)性的沖擊包括未加工的商品價格、石油產品價格的波動、稅收和津貼等政府政策的變動，以及自然災害等。在波蘭，包括外部因素、食品和官方控制價格。在南非，供給沖擊包括貿易條件、國際資本流動和自然災害等。瑞典的沖擊包括短暫的突然沖擊、和抵押貸款利率、間接稅和供給沖擊的變化等。

五、結束語

第9篇：通貨膨脹的特征范文

關鍵詞：外匯占款；貨幣發(fā)行；貨幣供應；通貨膨脹；VAR模型

一、 引言

近十幾年來，我國外匯占款一直處于上升的通道中。自從我國加入WTO以來，我國經濟發(fā)展非常迅猛，已經很好地融入到全球經濟格局中，對外貿易成為支撐我國經濟發(fā)展的一個重要支柱。由于我國多年以來主要呈現(xiàn)貿易順差局面，并且由于我國實施強制結售匯制，所以央行必須不斷發(fā)行貨幣，用新發(fā)行的貨幣購進外匯，造成我國外匯占款逐年增長，由此也對我國通貨膨脹的上升帶來了不小的壓力。

由圖1可以看出，截至2014年12月末，中國金融機構外匯占款總計人民幣27.07萬億元，而2001年末這一數(shù)據(jù)僅為1.88萬億元，增長了大約14倍，同時外匯占款與基礎貨幣的比值也由2001年末的0.473提升到了2013年末的0.92。從圖1還可以發(fā)現(xiàn)，我國外匯占款一直保持著一種迅猛的增長態(tài)勢，2006年末外匯占款超過了基礎貨幣，這種情況一直持續(xù)到2011年，此后由于人民幣升值的壓力導致外匯占款增長速度放緩，央行通過逆回購央票的方式來發(fā)行貨幣，我國的外匯占款才降到了基礎貨幣之下，而到了2013年后，外匯占款又重新回到上升渠道，繼續(xù)支撐起我國基礎貨幣發(fā)行的職能。

二、 數(shù)據(jù)選取與模型構建

本文將建立向量自回歸模型（VAR），以此來分析外匯占款對我國通貨膨脹的影響及其傳導路徑。

1. 數(shù)據(jù)選取。本文選取了2001年1月～2014年12月期間的月度相關數(shù)據(jù)進行分析，其中，外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應量和物價指數(shù)均使用同比增長率數(shù)據(jù)，在分析中FX 表示外匯占款，CI代表貨幣發(fā)行量，M2代表廣義貨幣供應量，CPI表示物價指數(shù)，此次分析的數(shù)據(jù)均來源于人民銀行的年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。論文采用工具軟件 EVIEWS8.0 進行數(shù)據(jù)分析。

2. 序列平穩(wěn)性檢驗。通過對模型的平穩(wěn)性檢驗顯示四個變量中存在單位根序列，并非都是平穩(wěn)序列，然而經過檢驗發(fā)現(xiàn)這四個變量的一階差分序列都是平穩(wěn)的。因此使用這些變量的一階差分序列來構建VAR模型。表1所示即為外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應量和物價指數(shù)這些變量一階差分序列的平穩(wěn)性檢驗結果。

從表1的單位根檢驗結果可以看出，采用ADF檢驗得到t統(tǒng)計量都小于顯著水平5%的臨界值，說明外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應量、和物價指數(shù)這四個變量的一階差分序列均不存在單位根，說明這四個變量的一階差分序列是平穩(wěn)的，因此可以用外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應量、和物價指數(shù)這四個變量的一階差分序列建立VAR模型。

3. 模型滯后期選擇。VAR模型滯后階數(shù)選擇范圍設為滯后0-8期，表2為VAR模型滯后階數(shù)選擇的輔助判定表，其中“*”表示不同的準則下應該選取的最優(yōu)滯后階數(shù)，可以看出，模型在滯后階數(shù)為2的情況下出現(xiàn)“*”號的次數(shù)達到2次，多于其它滯后期下出現(xiàn)“*”號的次數(shù)，因此設置模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2。

4. 單位根檢驗。根據(jù)表2的分析結果得知構建VAR模型的最優(yōu)滯后階數(shù)為2階，因此可以構建2階滯后的VAR模型。在對VAR模型進一步分析前，還需對VAR模型進行單位根檢驗，檢驗結果見圖2所示。從圖2中可以看出，VAR模型共有8個特征根，這些特征根都落在了單位圓內，因此能夠判定構建的VAR模型是比較穩(wěn)定的。

三、 VAR模型分析

1. VAR模型估計結果。表3為所建立VAR模型的估計結果，從中可以看出，上月貨幣供應量每變化一個單位會引起本月外匯占款按相反方向變化0.344單位，上月通貨膨脹每變化一單位則會引起本月外匯占款相反方向變動0.652單位，由此可以斷定外匯占款受前期的貨幣供應量和物價指數(shù)的影響較大。上月外匯占款每變化一單位會引起本月貨幣發(fā)行量按相反方向變動0.179單位，前兩個月外匯占款每變動一單位導致本月貨幣發(fā)行量同方向變化0.519單位，同時貨幣發(fā)行量也受到了貨幣供應量和通貨膨脹的前一、二期影響。上月貨幣發(fā)行量每變化一單位導致本期貨幣供應量反方向變動0.046單位，并且上月外匯占款每變動一單位導致本月貨幣供應量按相同方向變動0.012單位，相對來說貨幣發(fā)行量比外匯占款對貨幣供應量的影響較大。通貨膨脹受到了前兩期外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應量的影響，其中受貨幣供應量影響的程度相對比較明顯。

2. 脈沖響應分析。本研究選取脈沖響應函數(shù)滯后期為24期，即兩年時間，對隨機擾動項上施加一個標準差的結構沖擊，分析結構沖擊對內生變量的當期和未來各期取值所帶來的影響。圖3表示通貨膨脹對外匯占款、貨幣發(fā)行量、貨幣供應量和本身的脈沖響應圖。

從圖3中可以發(fā)現(xiàn)，如果在本月給外匯占款施加一個正向沖擊，通貨膨脹因此所受的影響也始終是正向的，影響程度在第3個月達到最大，隨后各期的影響逐漸減弱。由此可以說明外匯占款增長會促使通貨膨脹的上升，其影響程度在第三個月達到最大。如果在本月對貨幣發(fā)行量施加一個正向沖擊，通貨膨脹所受的影響也始終是正向的，其影響程度在第一個月達到最大，隨后各期影響逐漸減弱?？梢哉f明貨幣發(fā)行量的上漲會促使通貨膨脹的加劇，這種影響在初期表現(xiàn)最為明顯，隨后逐漸減弱。如果在本期給貨幣供應量施加一個正的沖擊后，通貨膨脹在第一期受到影響是反向的，第二期變?yōu)檎蝽憫撕蟾髌诘捻憫鶠樨摰?。由此可以說明我國政府對通貨膨脹的控制比較嚴謹，當貨幣供應增長較快時，政府通常會采取一系列措施來預防通貨膨脹的加劇。

3. 方差分解。對VAR模型進行方差分解，分析外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應量這些變量對通貨膨脹的影響程度和貢獻率，圖4為方差分解的結果。

圖4（左上）表示外匯占款對通貨膨脹的方差貢獻率，可以看出外匯占款最初2個月對物價指數(shù)的方差貢獻率非常小，僅有0.5%，從第3個月就迅速上升到2.97%，隨后幾個月呈現(xiàn)出一種上升的態(tài)勢，從第7個月以后外匯占款對物價指數(shù)的方差貢獻率方差就穩(wěn)定在4.7%到5%這個水平之間。

圖4（右上）表示貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻率，可以看出貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻率相對較大，從第一個月開始，方差貢獻率就達到了10.7%，在第二個月達到最大值15.4%，隨后貨幣發(fā)行量對通貨膨脹的方差貢獻率便開始回落，從第7個月開始就基本穩(wěn)定在14.5%左右這個水平。

圖4（左下）表示貨幣供應量對通貨膨脹的方差貢獻率，可以發(fā)現(xiàn)貨幣供應量對通貨膨脹的方差貢獻率相對較小，最初六個月方差貢獻率一直處于上升通道中，然后就穩(wěn)定在2.2%～2.5%之間。

圖4（右下）表示通貨膨脹對自身的方差貢獻率，一開始就達到了88%左右，從此之后物價指數(shù)對自身的影響就不斷減少，在7個月后達到了78%左右，此后就一直穩(wěn)定在這個水平上下。

通過以上分析得知，通貨膨脹的波動受自身影響的最大，要想抑制通貨膨脹首先要從通貨膨脹本身出發(fā)，全方位分析通貨膨脹被誘發(fā)的各類因素，并從各個維度對這些因素進行綜合治理。其次，貨幣發(fā)行量對通貨膨脹波動的影響也很大，最高達到15.4%，外匯占款對通貨膨脹波動的影響稍弱，最高可達到5%，而貨幣供應量對通貨膨脹波動的影響相對最弱，最高只有2.5%，由此可知貨幣發(fā)行量是引發(fā)通貨膨脹波動的一個重要因素，要想有效抑制通貨膨脹還應從源頭上合理控制貨幣發(fā)行量的規(guī)模。

四、 研究結論

本文根據(jù)以上研究結論得出以下結論：

1. 從VAR模型中得知，外匯占款受到前期的貨幣供應量和通貨膨脹的影響較大；貨幣發(fā)行量比外匯占款對貨幣供應量的影響要大；通貨膨脹受到了前兩期外匯占款、貨幣發(fā)行量和貨幣供應量的影響，其中受貨幣供應量影響的程度相對比較明顯。

2. 從脈沖響應函數(shù)可知，外匯占款增長會促使通貨膨脹的上升，其影響程度在第三個月達到最大；貨幣發(fā)行量的上漲會促使通貨膨脹的加劇，這種影響在初期表現(xiàn)最為明顯，隨后逐漸減弱；我國在管制通貨膨脹時非常謹慎，一旦貨幣供應量出現(xiàn)明顯增長，央行通常會采取一系列措施來預防通貨膨脹的加劇。

3. 從方差分解可以得知，通貨膨脹的波動受自身影響的最大，要想抑制通貨膨脹還是要從自身出發(fā)，全方位分析通貨膨脹被誘發(fā)的各類因素，并從各個維度對這些因素進行綜合治理；貨幣發(fā)行量是引發(fā)通貨膨脹波動的一個重要因素，要想有效抑制通貨膨脹還應從源頭上合理控制貨幣發(fā)行量的規(guī)模。

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基金項目：安徽財經大學重點項目（項目號：ACKY1404ZD）。