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通货膨胀趋势范文1
2002年末以来，在美、日等国以及IMF等国际组织言论的引导下，人民币汇率水平问题又一次成为了国际国内关注的焦点。与1997年东南亚金融危机期间形成鲜明对照的是，这一次不再是讨论人民币是否应该贬值的问题，而是聚焦于人民币面临的升值压力。国内学者就此问题的看法基本分为两类：一种认为目前人民币汇率确实被低估了，应该（小幅）升值；另一种则认为应该继续维持目前的汇率水平。可见即便是最为保守的观点也不再认为人民币汇率存在贬值的可能，贬值之音似乎已经销声匿迹。
汇率是两国货币的比价。因此本文试图把人民币汇率问题回归到其货币问题的本质，在区分短期汇率决定和长期汇率决定的基础上，侧重于从货币供应量和物价趋势的角度，探讨人民币汇率水平由短期升值压力和长期贬值压力所构成的困境。
一、人民币短期汇率面临的升值压力
短期汇率水平是由外汇市场的供求状况决定的。由于我国至今实行的是对贸易的强制结售汇制和对银行外汇头寸的额度管理，因此非政府部门对外汇保有量的调节余地不大，致使国际收支的差额基本上都被反映到了外汇市场的供求量上。又由于我国自1994年起就进入经常项目、金融与资本项目双顺差的格局（仅1998年例外），因此在国内外汇市场上，外汇的供给远大于外汇的需求，使得央行不得不大量买人外汇以维持人民币汇率的稳定，以致我国外汇储备急剧增加。可见，从市场实际外汇供求的角度来看，人民币在一段时期以来一直面临着升值的巨大压力，完全依靠着央行在汇市单方面的买汇干预才避免了汇率升值的发生。而国际收支的双顺差以及外汇储备的快速增加也正是国际舆论攻击我国操纵人民币汇率、低估币值的主要理由之一。
所以，目前人民币确实面临着短期升值的巨大压力。
二、人民币长期汇率面临潜在的贬值趋势
（一）购买力平价模型是对当前均衡汇率水平的测定
较多的学家认同购买力平价模型是信用本位制下寻求均衡汇率水平的基石。尽管对模型中使用的物价概念，如商品范围、权重等因素的处理各有不同，但无论是国际金融机构、国外学者，还是国内专家，在近期得到的人民币对美元的购买力平价水平都远低于目前1美元兑换8.27元人民币的市场汇率水平。正是根据这一结果，许多中外学者认同当前人民币汇率被低估了。
绝对购买力平价模型关注的是某一时点上中外的物价水平，相对购买力平价模型关注的是至某一时点止的过去一段时期内发生的相对物价的变化，可见购买力平价模型是通过对至今为止的物价的计算，求得当前均衡汇率的值。
沿用相对购买力平价的思路，如果要预测未来均衡汇率的变化趋势，就应该关注未来可能发生的物价变化。在这方面，货币模型有其独到之处。
（二）货币模型与长期汇率趋势
货币模型通过物价变动这个变量，将货币供应量与长期均衡汇率水平联系在一起，具体的传导机制是，在产出基本不变的情况下，一国货币供应量相对于他国更快的增长，将引起该国相对物价水平的上升，进而导致其汇率的贬值；在潜在产出不断增长的情况下，如果一国货币供应量相对于其产出的增长速度快于他国，则该国的相对物价水平将上升，进而导致其汇率的贬值。
然而货币供应量相对于产出的更快扩张未必立即引起物价水平的上升，受诸多因素的，其间可能存在一定的时滞，因此，已经发生的货币扩张未必立即在汇率上得到反应。但是，作为一种存量，货币供应量的不断超额累积则预示着通账风险的集聚，若不加以控制，终将在某些因素的促发下，点燃通胀的导火索，进而对本币汇率产生贬值的压力，所以，货币供应量相对于产出更快的扩张，对未来的汇率趋势是有着预示作用的。
（三）潜在的通胀压力与人民币长期汇率趋势
根据费雪的交易方程式MV＝PT，其中P代表物价水平、M代表货币供应量、V代表一定时期内的货币流通速度、T代表一定时期内发生的实际交易量，有dP／P＝dM／M+dV／V-dT／T.由于V在短时期内可以因多种因素发生变化，但在长时期内，V主要取决于支付制度和人们的支付习惯，故可以合理地假定为不变，即有dV／V＝0，因此，从长期来看，如果M的增速长期高于T的增速，即倘若 dM／M>dT／T，则终将引发物价的上涨，即dP／P>0.也就是说从需求的角度来看，大量货币追逐少量商品是发生通货膨胀的根源。
从另一个角度来看，由上式可以推得-dV／V＝dM／M-d（PT）／（PT），因此，如果货币供应量M相对于名义交易量PT有更快的增长，即倘若dM／M>d（PT）／（PT），则意味着短期内货币流通速度V的暂时下降（即dV／Vd（PT）／（PT）也意味着 M／PT这一比例的不断攀升，因此，后者也是衡量通胀潜在压力的指标。
由于一定时期内的实际交易量T难以测量，因此，在假定经济货币化程度保持不变的情况下，通常使用同时期最终商品和劳务的产出量（实际GDP）来代替T，用名义 GDP来代替PT.又由于M1是交易的媒介，能够直接形成购买力，而准货币则能较为容易地转化为M1，是潜在的购买力，所以通常以M1／GDP和M2／GDP这两个指标来对货币与商品的名义相对量进行衡量，再通过横向与纵向的比较，预示通胀的潜在压力。
改革开放以来，我国货币供应量（M1、M2）每年的增长速度几乎都远快于同期实际GDP增速与物价涨幅之和。 1978年到2002年，我国名义GDP的年均增速为14.94%，而同期M1和M2的年均增速分别为22.29%和24.96%，比GDP增速高出50%左右。货币供应量更快的增长使得 MI／GDP和M2／GDP这两个比例迅速彪升，至2002年，已分别高达70.96%和182.42%，这不仅已远高于美日欧等发达国家的水平，也显著地高于韩国、印度等周边家
2.印度是2001年的数据。
作为一个逐步走向市场化的国家，经济货币化程度的不断加深是80年代以来我国货币供应量增速长期高于名义GDP增速的一个主要原因。但如今出现的货币供应量与名义GDP比例远远高于发达市场经济国家的现象则已经超出了经济货币化可以解释的范畴，只能说明目前我国的货币流通速度确实已经下降到了一个举世无双的极低水平。
我国经济自1998年起陷入通货紧缩后，在积极的宏观经济政策的引导下，货币供应量的增速基本保持在同期名义GDP增速的近2.5倍的高水平，但与此同时，由物价水平负增长所造成的通货紧缩预期却抑制了人们的消费欲望，而各项改革的推进又增添了人们对未来收支的不确定性，由此产生持币观望、储币预防的心态，致使新增货币被大量沉淀下来。因而在我国，具有价值贮藏功能、体现预防性动机的准货币占GDP的比例也较表1.中的所有其他国家（地区）要明显高出许多。
尽管近年来货币流通速度的下降暂时遏制了高货币存量向通货膨胀方向的演变，但是倘若出现某些因素促使人们消除对通货紧缩的预期、继而产生对通货膨胀的预期，则随着沉淀的货币投入周转，大量货币追逐少量商品的局面将成为现实。而且在通胀预期下，人们急于将手中的货币兑换成商品，可能使货币流通速度回升至高于其长期水平的状态，从而加剧物价上涨的势头，因此，不排除形成严重的需求拉动型通货膨胀的可能。
可见，过高的货币存量所形成的潜在的恶性通胀压力预示着未来人民币汇率存在贬值的可能。
（四）通货膨胀的导火索
现实的物价上涨是改变人们长期形成的通缩预期的主要诱因，而在居民有效需求不足的背景下，这种初始的物价上涨则大多是由外生的需求冲击和供给冲击造成的。
2002年下半年以来，我国的物价环境已悄然出现了变化。受政府换届的影响，各地政府投资冲动高涨，推动了投资需求的扩张，继而带动了生产资料价格的回升。同时，受海湾局势不稳定的影响，国际油价上涨，带动了国内油价的不断攀高。部分受此影响，从2003年1月起，居民消费价格也一改长期下跌的态势，出现微幅的回升。
特别值得引起重视的是，2003年国庆后的短短数周，在粮食价格上涨的推动下，全国各地农副产品价格突然出现大面积的快速上涨，一些价格在一两周内的涨幅竟高达 20%.据国内粮食问题专家称，从今年开始恰逢我国粮食生产遵循的短周期的谷底与长周期的谷度相叠加的阶段，加之近几年粮食播种面积的不断减少、种植结构的调整以及今年入秋以来水灾严重，国内粮食将连续数年出现供不应求的局面。与此同时，因美澳等主要产区受灾减产，国际粮价节节走高，从而限制了我国从国际市场的大量进口。因而，国内粮食价格在供给冲击下快速上涨。由于粮食是其他农副产品的原料或饲料，也是诸多的原材料，因此，粮价的上涨必会对其他工农业产品的价格形成刚性的推动；加之农副产品是人们生活的必需品，2002年我国城镇和居民的恩格尔系数仍分别高达37.7%和46.2%，说明食品消费在居民支出结构中仍占据相当大的份额，因此，农副产品的突然涨价将直接影响人们的生活，并严重影响人们对未来价格的预期，促使通胀预期的形成。考虑到国内粮食储备的逐年减少以及粮食生产形成新增供给能力的周期较长这两个因素，对于此次农产品价格上涨将对整个物价水平造成的后续影响值得引起高度的重视。
在外生性供求冲击的下，国内物价回升迹象明显，并由此逐步改变着人们对未来物价趋势的预期，进而可能促使巨额的货币存量转变为实际购买力，形成供给推动型通胀和需求拉动型通胀的交互作用，共同引导通货膨胀的到来。
三、汇率趋势相悖造成的困境
（一）汇率政策面临的困境
由近期国际收支大幅顺差所造成的人民币短期汇率的升值趋势，和由过高的货币存量所集聚的潜在的通货膨胀压力所造成的人民币汇率长期的贬值趋势，构成了人民币汇率升值不妥、贬值亦不妥的困境。而且，一旦处置不当，将给国际国内游资提供巨大的套汇空间，进而引发动荡，并对国内造成严重伤害。
尽管出现一定的通货膨胀能推高国内物价，有助于减少贸易顺差，进而减轻人民币短期升值的压力，从而缓解长短期汇率趋势的困境，但在目前极低的利率环境下，即使是出现温和的通胀也会给利率政策的操作带来极大的困难。
（二）利率政策面临的困境
在货币存量业已过量累积的背景下，由外生性冲击造成的轻微通胀是否会一发不可收，这关键取决于人们对物价前景的预期。人们对于未来物价将上涨的预期是不断推动实际物价水平螺旋式攀升的内在动力。
所以，在通胀初露端倪之际，就立即小幅提升利率，将通胀萌芽彻底遏制，有助于人们维持对于物价稳定的预期，阻断物价内生性攀升的路径，因此是控制通胀最为有效的方式。但是，立即提升利率的做法虽能防治通胀，却提高了国内外（实际）利差的水平，反而会增添眼下人民币升值的压力，加剧汇率水平面临的困境。
如果容忍物价水平的上涨，在目前极低的存款利率水平下，即便是出现每年2—3个百分点的温和通胀，就会令一年期、甚至五年期的定期存款陷入实际利率为负的境地，加之实际物价水平的提高会形成对未来物价继续上涨的预期，这将导致人们把存款大量提现，购买实物以期保值，从而引发一定程度的抢购风潮，推动物价更快地上涨。为了稳定人们对储蓄的信心、抑制抢购，央行将被迫提高存款利率，而且提高幅度必须较为可观才能收到实效。在目前的利率体系下，作为基准利率的法定存款利率出现可观的提升必然带动市场利率的普遍攀升，导致固定收益率证券的价格大幅下跌。
在近几年低利率的环境下，随着积极财政政策的施行，已经发行了大量中长期、低固定票面利率的国债和金融债，其中的大部分被这些年资金宽裕的银行和保险公司所持有。利率上升导致国债价格的暴跌将迫使这些金融机构大量计提减值准备，削弱其赢利能力，这对于寄希望于在人世缓冲期内尽快消化不良资产的银行业不啻为一个沉重的打击，甚至还会危及一些寿险公司未来的偿付能力。
尽管可以通过对国债施行保值贴补来保证金融机构的利益，但由于每一个百分点的保值贴补率将使中央财政每年多支出超过300亿元，这对于财政赤字业已庞大、尚有近 3000亿元出口退税欠款未偿的中央财政来说，无疑是雪上加霜。因此，目前并不具备对固息国债实施保值贴补的经济条件。
四、突破困境之路
（一）平衡贸易收支，化解短期升值压力
1.继续降低出口退税率
我国自1985年开始实行出口退税制度，退税率几经起落，至1999年，为了应对东南亚金融危机对我国出口造成的严峻挑战，一举将平均退税率调高至15.11%的水平。但目前出口退税欠税的却相当严重。据统计，截至 2002年末，累计出口退税欠款已达2477亿元，预计2003年底将超过3000亿元。巨额的出口退税已令中央财政不堪重负，因此，在高比例退税支持下的贸易顺差是被扭曲了的、是缺乏可持续性的。2003年10月13日，国务院出台了《国务院关于改革现行出口退税机制的决定》，拉开了降低出口退税平均水平的序幕。
通过在适当时机进一步降低出口退税率，减少低附加值商品的出口，不仅能使贸易顺差合理减少、减轻人民币短期面临的升值压力，还能起到减轻财政的负担、优化出口结构的功效。
2.加快履行入世承诺
根据入世协议的规定，我国的平均进口关税在5年入世缓冲期内将逐步降低。面对目前由国际收支顺差带来的升值压力，我国可以加快履行入世承诺的步伐，提前降低关税等进口障碍，同时增加战略性物资储备的进口，这样，通过增加进口，不仅能缓解短期升值的压力，还能为我国在世贸组织赢得良好的声誉，更能为未来经济的提供充足的资源储备。
（二）疏导通胀压力，削弱长期贬值倾向
1.维护物价稳定的预期
鉴于预期在通胀形成中的关键作用，使人们确立未来物价将保持稳定的看法在防治通胀中就显得尤为重要。因此，一方面政府可以利用在90年代初期成功治理通胀所赢得的声誉，在舆论导向上倡导零通胀下经济增长的发展模式，抑制“搞一点通胀也无妨”之类言论的蔓延，促使人们形成政府将有效抑制通胀发生的预期，从而对未来物价环境的稳定抱有信心；另一方面，对于外生性的冲击，政府应动用储备予以遏制，并协调相关物资的生产和进口计划，缩小未来的供求缺口，特别是对于粮价等牵涉城乡平衡发展大计、应该合理回升的因素，应通过库存储备和产量计划的调节，使其价格保持每年稳中略升的态势，杜绝因供求缺口过大以致价格突然暴涨现象的发生，以免引发恐慌，进而对物价预期造成冲击。
2.降低货币供应增速
在目前我国经济已经复苏的背景下，货币政策不必再延续前几年通过货币供应量的超高增长来诱导经济回升的策略，而应该将货币政策的重心转移到维持经济在低通胀下的健康成长上来。因此，需要降低货币供应量的增长速度，使其与名义GDP的增速保持恰当比例，从而减少超额货币的积累，以免进一步加大通胀的压力。
3.拓展多层次市场，吸纳货币存量
在发达的市场经济国家，若要控制物价上涨，一是收缩货币供应，二是将货币引导到商品劳务市场以外其他市场。前者将引起市场利率的上扬，后者可能引发其他市场泡沫的积累。这些举措对于目前我国的经济来说均不可取。
然而对于我国这种市场体系尚在建设中的国家，通过扩大各种现有市场的规模、完善市场的种类，就能够以新增市场容量的方式吸纳并锁定更多的交易性货币存量和投机性货币存量。
至于数额巨大的预防性货币存量，通过引入安全性的投资品种，也可以将其由储蓄的形式转变为资产的形式而沉淀下来。例如，顺应国有经济战略性退出的决定，将部分有赢利能力的国有资产的所有权、甚至部分土地的使用权打包，组建信托基金，向公众发售，并开设相应的二级市场以提供流动性，甚至可以由政府提供一定年限后保本赎回的承诺，这样由于既能获得实物资产在通胀环境中所具有的保值功能，具备安全性，又能分享我国经济增长带来的红利，具备一定的赢利性，同时可以随时变现，具备流动性，因此能够赢得以预防性为主要目的的储蓄资金的青睐。
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通货膨胀趋势范文2
关键词：通货膨胀；菲利普斯曲线；通货膨胀预期
中图分类号：F832 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2011）09-0005-04
2011年第一季度以来，中国的通货膨胀压力不断加大，有关专家预计今年的通货膨胀会超过5%[1]。目前，经济学界对中国经济是否进入“滞胀”出现了前所未有的激烈争论[2]-[4]。面对这种情况，笔者认为，搞清楚中国通货膨胀的原因，并合理引导通货膨胀理性回归，已成为当前的迫切需要。因此，本文通过菲利普斯“三因素”模型探讨了中国通货膨胀的原因，指出了当前增加产出的必要性。
一、通货膨胀形成机制及其“三因素”度量
自从Phillips在1958年提出菲利普斯曲线以来，通货膨胀的形成机制得到了完善和发展。Friedman和Phelps把预期引入了菲利普斯曲线，使通货膨胀的影响因素包括过度总需求和通胀预期两个方面。对此，Gordon认为，通货膨胀不仅受需求因素的影响，还受供给因素的制约。因此，需求因素、供给因素和通胀预期就成为了通货膨胀来源的三个主要方面，也构成了“三因素”模型的理论雏形。
（一）通货膨胀形成的需求因素
Samuelson和Solow通过修正的菲利普斯曲线最先度量了通货膨胀的需求因素。他们用通货膨胀率与失业率间的关系替代了货币工资变化率与失业率间的关系，后又结合反映产出变化与失业率之间关系的奥肯定律，确定了通货膨胀率与产出变化之间的关系。由于凯恩斯主义强调通过调节总需求来影响产出变化，所以，产出的变化就界定了通货膨胀形成的需求因素。
奥肯定律中产出的变化由GDP缺口表示，它是一个地区一段时间内实际GDP与潜在GDP之间的差距，并通过公式：（实际GDP-潜在GDP）/潜在GDP计算得到。该值越大，通货膨胀越强。目前，有二种方法可以得到上式中的潜在GDP，一是生产函数法，二是指标法。由于生产函数法需要涉及实际就业的劳动数量，而在中国仅登记城镇失业人口，所以用此方法估计中国潜在GDP存在难度。指标法主要是通过滤波技术分离产出中的趋势项和扰动项，并将趋势项作为潜在产出的一种方法。尽管这种方法由于缺乏理论基础而至今仍受争议，但仍受到多数研究者的喜爱[5]。本文亦采用指标法，即通过Eviews软件中的HP滤波分离出潜在产出。
（二）通货膨胀形成的供给因素
通货膨胀形成的供给方面，是指在没有超额需求的情况下，由于供给方面成本的提高所引起的一般价格持续和显著的上涨。供给因素的主要来源是国际市场供给价格和数量的变化、农业的丰欠以及劳动生产率变化。一般分为“工资推动”和“利润推动”两个方面。由于中国并不存在农村从业人员的工资统计，且利润并非完全公开，所以目前并没有十分合适的反映通货膨胀供给因素的替代变量，学者们对于通货膨胀供给因素的指标选取也是见仁见智[6]。笔者认为，由于2005年以来中国通货膨胀都以农产品价格提高为显著特征，并且农产品价格多是其他商品的生产成本，因此，本文采用全国农产品价格指数来度量通货膨胀形成的供给方面的原因。
（三）通货膨胀的预期因素
通货膨胀预期是指公众对于未来通货膨胀的一种主观判断，目前度量通货膨胀预期存在以下几种方法：一是通过期货市场价格变化来预期未来商品价格的变化；二是计量方法，通过带有滞后项的菲利普斯曲线进行回归；三是问卷调查法。由于中国期货市场仅包括菜籽油、小麦、棉花、白砂糖、玉米、黄大豆、豆粕和豆油等共计13个品种的农产品，并且在中国CPI指数的构建中，食品比重从未超过40%。因此，通过期货市场测量中国的通货膨胀预期的方法并不适用。另外，卢卡期批判使得通过计量方法来测量通货膨胀预期也举步维艰。所以，各国目前普遍采用问卷调查的方法。在中国，人民银行通过《居民问卷调查系统》每个季度一次未来物价预期指数。本文对该数据进行整理，形成通货膨胀预期指数变化率以反映通货膨胀预期的变化。
二、通货膨胀与其“三因素”的运行特征
（一）通货膨胀与GDP缺口
通过比较中国通货膨胀与GDP缺口的的运行趋势，可以发现，通货膨胀与GDP缺口具有相同的运动趋势，只是通货膨胀的变化滞后于GDP缺口变动（见图1）。如GDP缺口在2007年第二季度达到2.2%的高点后，由于受到金融危机的影响而逐渐减小，并在2009年第一季度达到-4.4%的低点。与此相对应，通货膨胀在2008年第一季度达到了8%的高点后回落，并在2009年第二季度到达了-1.5%的低点。可见，通货膨胀的变化滞后了GDP缺口两个季度左右。为了进一步确定二者之间的关系，我们对通货膨胀与GDP缺口及其1~5期滞后进行了相关性检验，见表1中的“相关性一”。结果表明，通货膨胀与GDP缺口同期相关性最强，并且随着GDP缺口滞后增加相关性逐渐减弱，这与上述的推断产生了出入。为了解释这个问题，我们进一步观察了二者的散点图矩阵①。不难发现，GDP缺口的滞后二期、三期及四期与通货膨胀的散点图线性程度较强，仅是因为出现了部分异常点，所以总体相关系数才较小。由于该组异常点的通货膨胀值均小于0，因此，本文在去掉通货膨胀小于0的样本点后，对通货膨胀与GDP缺口及其各期滞后再次进行了回归，见表1中的“相关性二”。结果显示，此时GDP缺口及其各期滞后与通货膨胀的相关性系数分别为0.52、0.47、0.55、0.51等，证明了GDP缺口滞后二期左右与通货膨胀相关性最强的推论。并且，通过两个相关性检验的对比可得出以下两个结论：一是当且仅当通货膨胀大于零时，GDP缺口滞后二期才会对通货膨胀形成显著冲击；二是当通货膨胀小于零时，GDP缺口与通货膨胀的关系会发生逆转，即呈现负相关。
（二）通货膨胀与农产品价格指数变化率
通货膨胀与农产品生产价格指数变化率亦具有相同的变化趋势（见图1）。全国农产品生产价格指数在2008年第一季度达到了25.5%的高点后，受金融危机影响转而向上，在2009年第一季度达到了-6.6%的低点，整个波动周期与通货膨胀周期完全吻合。可以推测，二者同期线性程度最强。为了进一步确定二者关系，对二者进行相关性检验（见表2）。结果显示，通货膨胀与农产品价格指数变化率当期及滞后一期的相关系数为0.92和0.93，以后依次递减。表明了通货膨胀与农产品价格指数变化率同期和滞后一期的相关程度最强，并且同向变化。
（三）通货膨胀与通货膨胀预期
自从Friedman和Phelps把通货膨胀预期引入到菲利普斯曲线以来，通货膨胀预期一直是与通货膨胀密不可分。在图1中可以发现，中国通货膨胀周期在2008年第一季度达到了8%的波峰，在2009年第二季度达到了-1.5%的谷底，至今一直缓慢上升。中国通货膨胀预期变化的周期是，在2007年第二季度达到了波峰，在2009年第一季度进入谷底，并在2010年第一季度达到了新的波峰后，至今一直向下。通过对比发现，二者变化趋势一致，仅是通货膨胀预期的变化趋势领先于通货膨胀的变化。如通货膨胀预期变化的上次波峰领先通货膨胀的波峰三个季度，而上次波谷领先一个季度。因此，可以预见，通货膨胀会滞后于通货膨胀预期两个季度左右。通过相关性检验，发现通货膨胀预期的滞后一期、二期及三期分别为0.64、0.63和0.55，具有相对较强的相关性。
三、通货膨胀的“三因素”模型
根据Friedman附加预期的菲利普斯曲线，通货膨胀是失业率与通货膨胀预期的加权，即满足：
?仔=?仔t*-b（ut-u*） b＞0（1）
又由于奥肯定律，
y-y*=-a（ut-u*） a＞0（2）
结合公式（1）、（2）可得
?仔=?仔t*-?姿（yt-y*） ?姿＞0（3）
其中ut、u*分别为实际失业率与潜在失业率，yt、y*分别为实际产出与潜在产出，考虑到生产成本等供给因素后，公式（3）中加入供给因素，可得“三因素”驱动模型：
?仔=?仔t*+?姿（yt-y*）+?兹c ?姿＞0 ?兹＞0（4）
其中c为生产成本因素，由于详细地分析近年来通胀的变化，因此本文采用2002年第二季度至2011年第二季度数据对公式（4）进行了回归（见表4）。结果表明，通货膨胀在需求方面与GDP缺口的三期滞后存在负向关系，笔者认为，这主要是由于异常值的存在使得在影响中国通货膨胀的各种因素中，其他因素对于通货膨胀的影响大于GDP缺口对于通货膨胀的作用，并且抵消了这种作用，致使通货膨胀与GDP缺口呈现反向特征。在供给方面，由于农产品生产价格指数及其一期滞后对于通货膨胀的回归系数分别为0.13和0.15，并且在置信1%的水平下显著，因此可以认定，近年来供给因素对中国通货膨胀的作用显著。在预期方面，由于通货膨胀预期的滞后三期对通货膨胀的回归系数为0.006 6，并且不显著，因此，笔者认为：通过膨胀预期对于中国通货膨胀的影响十分微小，进而支持了贺铿教授所谓的“不应该过分地强调通货膨胀预期的作用”的论断。
通过分析可知，中国目前的通货膨胀主要来自于供给推动，而非需求拉动和通货膨胀预期。由于供给推动型通货膨胀的主要特征是产出减少、价格升高，即“滞胀”状态。因此，控制这种通货膨胀应从供给方面入手，以增加产出为主要手段，如果单纯通过紧缩性需求政策来抑制通货膨胀，则容易引起经济由“滞胀”转向“衰退”。“滞胀”的风险从2005年以来共出现过两次，一次是从2007年第三季度开始至2008年第一季度结束，另一次是从2010年第二季度至今。这种时期的一个重要特点是经济下行时通货膨胀预期变化率高于通货膨胀。从上一次的情况看，2008年第二季度以后，由于经济形势并未好转，同时通货膨胀预期变化率的快速下降也使得通货膨胀出现拐点，进而导致了经济与通胀双双下行，陷入了衰退的泥潭。因此，在本轮所谓的相对“滞胀”的情况下，如果不着重转变经济运行态势，而不断强调降低通货膨胀，那么，必然导致通货膨胀预期的大幅下降，进而引发新一轮的衰退。笔者认为，当前的主要任务是通过税收等政策刺激经济运行，扭转经济运行的向下态势，在此基础上，合理引导通货膨胀预期变化率降至通货膨胀以下，这样才能避免摆脱“滞胀”后又走进“衰退”的危局。
四、结论
本文在Friedman和Phelps附加预期菲利普斯曲线的基础上，从影响通货膨胀的需求因素、供给因素和通胀预期三个方面分析了近年来中国通货膨胀成因。结果表明，中国目前的通货膨胀主要是由于供给方面推动所致。需求因素和通货膨胀预期对于中国通货膨胀的影响作用不大。所以不应该过分强调通货膨胀预期的作用。由于供给型通货膨胀容易使经济转向“滞胀”的轨道，因此，决策者在抑制通货膨胀时一定要通过税收等政策工具来增加产出，以避免经济陷入“衰退”的泥潭。
注释：
①由于篇幅所限，通货膨胀与GDP缺口及其各期滞后的散点图已被省略，如有需要，可向作者索取。
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Research on China' Inflation
Yu Guangyao
（School of Economy, Central University of Finance and Economics, Beijing 100081,China）
通货膨胀趋势范文3
关键词：通货膨胀成因；ECM模型；动态分析
中图分类号：F822.5 文献标识码： A 文章编号：1003－3890（2008）11－0005-05
一、研究背景与文献综述
2007年7月，中国的CPI同比增长5.6%，出现通货膨胀的端倪，在其后的时间里，更是一路攀升，在2008年2月达到了8.7%，截至2008年7月，一直没有低于5.6%的水平。毫无疑问，中国正面临新一轮的通货膨胀。
虽然中国以前也经历数次通货膨胀，中国的经济学家对通货膨胀成因的认识不断深入，但是在历次的通货膨胀中，从来没有对通货膨胀的原因达成过一致的意见。总体来说，对中国通货膨胀的原因的分析，有以下几种观点。
（一）货币学派的观点
货币学派是从总量关系入手，认为任何通货膨胀背后总会有货币和总量失衡方面的基本根源，从总需求及其相联系货币扩张角度解释通货膨胀成因，并侧重从货币政策等总量管理方面探讨应对政策。
刘金全等（2004）以1982年1月-2004年3月M0和M1月度同比增长率的数据为基础进行分析，发现货币供给增长率和通货膨胀之间不存在显著的协整关系。张文刚以1981年1月-2002年6月通货膨胀率与M1的月度同比增长率进行实证分析，发现二者之间不仅存在长期均衡关系，也存在短期误差修正机制，不过二者之间的影响关系依赖总供给与总需求之间的相互制约。刘霖、靳云汇（2005）利用1978-2003年的数据进行分析，没有发现在长期内货币供应增长率影响通货膨胀的证据，认为在经济的货币化进程中，货币供应增长率的提高并不一定导致通货膨胀，货币化程度的提高使得货币流通速度逐年降低，大量的货币增量被经济消耗了。
（二）结构型通货膨胀
“结构性通货膨胀”往往通过CPI增长构成来寻求通货膨胀根源，但CPI本身已是综合各种商品价格指数并进行加权平均的结果，意在反映价格总水平上涨。强调结构因素，用特定商品相对价格变动解释一般物价变动存在局限性。“核心通货膨胀不高”是与结构性通货膨胀相联系的常见说法，但大家会发现有一部分通货膨胀因素永远不能计算到核心来，这样理解核心通货膨胀指标，会人为延误对通货膨胀早期的及时治理。
粮价上涨导致通货膨胀的理论基础和传导机制包括以下几个方面（卢锋等，2002）：第一，由于收入、人口增长等原因，粮食需求上升较快；第二，由于农业结构性原因，粮食生产不能与需求增长保持同步，它与第一条结合在一起，表现为国内生产和需求不平衡；第三，由于粮食净进口受到控制，国内粮食产出与需求缺口不能被净进口上升所弥补，粮食相对价格会不断上升；第四，粮食产出价值量在国内生产总值中、粮价在一般物价指数中都占有很大份额。如果这四个条件长时期同时成立，在逻辑上有理由相信，粮价上涨会导致通货膨胀。如果上述假设在某个时期内成立，也可能出现阶段性粮价上涨导致通货膨胀的情况。
（三）成本推动型通货膨胀
该种观点认为，上游投入品价格的上涨引起下游产品价格的上涨，从经济指标的具体表现来看，就是PPI和CPI都出现上涨的情况，当然二者的上涨基本不会是同期的，存在一定的时滞（左小蕾，2008；汪同三，2007）；导致上游产品价格上涨的一个重要原因在于中国快速发展过程中劳动力成本的大量增加，沿海地区劳动力短缺的现象显示了工资上涨的压力。新《劳动合同法》的实施，从保护劳动者权益角度作出的法律规定，包括最低工资制度以及其它一些保障性制度安排，使工资增长的预期增加。
（四）输入型通货膨胀
过去5年前后，中国精炼铜、原铝、石油、铁矿石等大宗商品消费增量对世界需求增长平均贡献率为56.5%，这意味着中国对于这些原材料国际价格上涨客观上具有较大影响。
对国际大宗商品价格的变化导致中国通货膨胀变化的研究主要集中在国际石油价格变动对中国通货膨胀的影响。何晓群和魏涛远（2002）通过一个一般均衡模型对世界油价上涨对中国经济的影响进行了剖析，定量研究了在中国油价与世界油价实现完全接轨时中国经济的变化情况。孙稳存（2007）通过实证研究发现，能源对中国经济的波动具有重要的影响，中国能源价格上升10%，当年的通货膨胀率大约上升0.29%，国际石油价格上升100%，将导致中国物价出现温和上升，上升幅度不超过1%。
笔者认为，以上各种观点都在一定程度上阐释了中国通货膨胀的可能成因，但是更为关键的问题在于，不同的因素对通货膨胀的影响程度是不同的，找到影响通货膨胀的主要因素才能以更低的成本，更为快速和有效地治理通货膨胀。正是基于此，笔者考虑所有可能定量化的影响因素，通过建立一个通货膨胀决定的误差修正模型，分析不同因素对通货膨胀贡献的差异，在此基础上提出有的放矢的政策建议。
二、指标选取与数据说明
我们采用通常的做法，选取CPI的上年同期增长率作为通货膨胀的指标，CPI和RPI相比的优势在于，CPI不仅反映了实物商品的价格，而且反映了服务的价格，而RPI只能反映实物商品的价格。
我们选取M2的增长率作为货币供给的指标，这是因为随着金融创新的深入，M1只能反映部分的货币供给，不能全面涵盖基础货币供给变化后，货币乘数的全部作用。我们使用CRB指数反映价格水平的国际传导。CRB指数是由美国商品调查局（Commodity Research Bureau）依据世界市场上22种基本的经济敏感的大宗商品价格编制的一种期货价格指数，通常简称为CRB指数。由于它反映了国际上交易活跃的大宗商品期货的价格，而期货价格和现货价格有同方向变动的特点，所以用这一指标能较好地衡量通货膨胀的国际传导。
由于劳动力价格上升，企业设备利用率增加引起的折旧增加，增加了企业的成本。这一成本的增加，我们使用PPI来衡量。由于目前缺乏可信且连续的粮食价格的月度数据，因此对于粮食价格的上涨，我们直接使用居民食品消费价格指数来衡量。（所有数据均为月度数据，数据区间为1997年1月-2008年6月。其中，CRB来自美国商品调查局官方网站，其它数据均来自中经网统计数据库。）
三、中国通货膨胀成因的计量模型
（一）平稳性检验
在以往对时间序列数据的经济计量建模中，都暗含着时间序列存在着动态稳定的假设，而实际上，经济时间序列常常都是非平稳的，基于稳定假设下对非平稳时间序列建模，可能会产生伪回归的问题，Granger（1981）提出的协整技术解决了非平稳时间序列的建模问题，协整关系是描述时间序列长期关系的一种统计性质，如果非平稳序列之间具有协整关系，那么就可以避免伪回归。确定数据是否为平稳序列的方法有图示法和单位根检验法两种。
为控制高阶序列相关，假设y服从AR（p）以及调整检验方法来对高阶相关进行参数纠正。
DF检验只能对存在一阶序列相关的变量进行单位根检验，如果序列存在高阶滞后相关，就会违背干扰项是白噪声的假设。ADF检验是在DF检验的基础上，通过在回归方程右边加入因变量y的滞后差分项来控制高阶相关，检验方程为
?驻yt=?茁0+?茁1yt-1+?琢1t+?着t+?啄1?驻yt-1+……+?啄p-1?驻yt-p（1）
?茁0、?茁1、?琢1，?啄1…?啄p为参数，随机误差项?着t为独立同分布的白噪声。原假设H0：?茁1=0，即yt为非平稳的单位根过程。本文采用Mackinnon临界值，对?驻yt-p的最优滞后阶数的选择标准为，在保证残差项不相关的情况下，使用AIC和SC准则作为最优滞后阶数的标准，能够使两个准则的值同时最小的滞后阶数为最优，即模型最有效地利用数据中的信息。
ADF检验以及PP检验都须确定检验方程中是否要加入截距项或时间趋势，因为包含这两项或其中的一项，与没包含的情形下相比，?茁1的t统计量的临界值是不同的。本文根据时序图来进行判断：如果时序图表现出了趋势（无论是确定趋势还是随机趋势）的特点，检验方程中就同时包括截距和时间趋势；如果时序图没有表现出任何趋势但具有非零均值，则检验方程中只包括截距；如果时序图在零均值附近波动，则检验方程中既不包括常数也不包括趋势。本文对检验方程具体形式的选择见表1。
（二）长期均衡关系（协整）检验
本文采用Johansen极大似然法来对协整关系进行检验。
考虑阶数为p的VAR模型：
yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+?着t（2）
其中，yt是一个含有非平稳的I（1）变量的k维向量；xt是一个确定的d维向量，?着t是扰动向量。在式（2）两端同时减yt-1，我们可把VAR模型改写为以下形式：
?驻yt=∏yt-1+?祝i?驻yt-i+Bxt+?着t（3）
其中：∏=Ai-I，?祝i=-Aj（4）
Granger定理指出：如果系数矩阵∏的秩r＜k，那么存在k×r阶矩阵?琢和?茁，它们的秩都是r，使得∏=?琢?茁′，并且?茁′yt是稳定的。其中，r是协整关系的数量（协整秩），?茁′为协整向量矩阵，?琢为向量误差修正模型中的调整参数矩阵。
Johansen检验的思想在于将对yt的协整检验转化为对矩阵∏的分析。具体地，就是在无约束VAR的形式下估计∏矩阵，然后求出?茁，从而检验出协整秩，（秩（∏）=r＜k），得出协整向量。
因为矩阵的秩等于它不为0的特征根的个数，因此可以通过检验∏的特征根的显著性来获得协整向量的个数，在实践中，采用特征根迹检验和最大特征根检验来对特征根个数进行显著性检验。
?姿trace=-T1n（1-i）（5）
?姿max=-T1n（1-r+1）（6）
其中，i为从估计∏矩阵得到的特征根的估计值，T为可用的样本数。?姿trace为特征根迹统计量，其零假设为：不同协整向量的个数小于等于r。?姿max为最大特征根检验，其零假设为：协整向量的个数等于r。
协整检验对检验方程中差分项的滞后阶数非常敏感，因此必须确定合理的滞后阶数p。根据通常的做法，我们首先用不经差分的数据估计一个VAR模型，然后运用与无约束VAR模型一样的滞后长度检验方法，即AIC信息准则和SC信息准则来确定最佳滞后长度。结果显示，在无约束的VAR下，最佳滞后阶数为2阶。
确定滞后阶数后，还要确定数据中或协整方程中是否包含截距项或时间趋势。按照是否包含截距项或时间趋势，用于协整检验的模型基本可分为以下几类：第一，数据中无线性趋势，协整方程中不包括截距项和趋势项；第二，数据中无线性趋势，协整方程中包括截距，但不包括趋势项；第三，数据中有线性趋定趋势，协整方程中包括截距项，不包括趋势项；第四，数据中有线性趋势，协整方程中包括截距和趋势。经过观察数据特征并进行假设检验，本文选择第三种类型的模型进行协整检验，其结果如表2所示。
从结果中我们可以看到，在5%的显著水平下，当原假设为r=0，?姿trace的值大于5%下的临界值（89.62565>47.85613），所以拒绝不存在协整的原假设；同时，当原假设为r?燮1，?姿trace的值小于5%下的临界值（24.40582
（三）通货膨胀成因的误差修正模型
根据Granger表示定理，协整系统有三种等价的表达形式，向量自回归（VAR）、移动平均（MA）和误差修正模型（ECM），其中，误差修正模型既可以表示出长期均衡，也可以表示出变量对长期均衡的偏离，因此应用较普遍。向量误差修正模型（VECM）是对诸变量施加了协整约束条件的向量自回归模型（VAR），因此适用于具有协整关系的非平稳序列。VEC表达式会限制内生变量围绕其长期行为进行短期动态波动。两变量的协整系统的ECM的表达式为：
?驻yt=?琢0+?琢1i?驻xt-i+?琢2j?驻yt-j+?酌（yt-1-?茁xt-1）+?着t（7）
基于我们前部分的协整方程，对通货膨胀及其影响因素构成的协整系统的ECM形式为：
D（inf）t=?琢0+?琢1iD（inf）t-i+?琢2iD（fpi）t-i+?琢3iD（M2）t-i+?琢4jD（CRB）t-i+?酌・ecmt-1+?着t
ecmt-1=inft-1-?茁1fpit-1-?茁2M2t-1-?茁3CRBt-1
其中，Dinf表示通货膨胀的差分，其它项中的D也表示差分。ecm表示误差修正项，对应于一般模型中的yt-1-?茁xt-1项。
使用我们建立的ECM形式的协整系统，进行估计后的结果为：
D（inf）t=-0.022584-0.061006ecmt-1+0.096584Dinft-1+0.039754Dfpit-1+0.033379Dm2t-1+0.008175DCRBt-1
e c m t = i n f t -0 . 0 8 5 2 7 7 f p i t - 0 . 4 1 5 3 2 0 2 m 2 t -0.033686CRBt
从估计结果可以看出，中国的通货膨胀与粮食价格、货币供给、国际大宗商品价格具有长期的均衡关系，当短期动态变动偏离长期均衡关系时，以-0.061006的调整系数向均衡关系调整。中国的通货膨胀具有很强的惯性，上期的通货膨胀变化对当期的通货膨胀影响最大，而粮食价格上涨对通货膨胀的影响次之，货币供给量的增长是第三位的原因，国际大宗商品价格上涨对中国通货膨胀的影响最小。
（四）各因素对通货膨胀的动态影响
我们使用脉冲响应函数来反映不同因素对通货膨胀影响的动态效应。脉冲响应函数描绘了在一个扰动项上加上一次性的一个冲击（one-time shock），对于内生变量的当前值和未来值所带来的影响。
从图1可以看出，粮食价格（FPI）、工业品价格（PPI）、国际大宗商品价格（CRB）以及货币供给量的增长（M2G），会引起通货膨胀率在未来的长期增加，而且这种增加会持续30个月。
但在较短的时期内，不同因素的影响是不同的。从图A可以看到，粮食价格的一次上涨对通货膨胀的影响，在前5个月内是逐渐增加的，在第5个月达到影响的最高峰，然后这种影响会趋于下降，但其影响一直为正。图B和图C表明，货币供给增长率和工业品价格的上涨对通货膨胀的影响是一直增加的，这明显不同于粮食价格上涨的情况。图D反映出，国际大宗商品的价格上涨在前4个月竟然导致了国内通货膨胀的下降，然后才出现上升的情况。这其中可能的原因在于，通货膨胀的国际传导会有几个月的滞后。因为大宗商品的国际贸易从重新谈判到签订新的合约，需要一定的时间。
四、结论及政策建议
中国的通货膨胀是多因素共同作用的结果，这些因素包括粮食价格上涨、工业品价格上涨、国际大宗商品价格上涨和货币供给量的增加。这说明，要解决中国通货膨胀问题，就要针对不同的影响因素，分别采取不同的政策措施，才可能有效地抑制通货膨胀。
对于粮食价格上涨的因素，政府要允许粮食价格的适当上行，这种方法看似会助长通货膨胀，但实际上只会引起粮食供给的增加，进而通过市场的调节来平抑粮食价格。这背后的原因在于，粮食价格的一定幅度的上涨会给农民一个下一年粮价继续上涨的预期，在这种预期下，会增加对粮食种植的投入。如果没有严重的自然灾害，粮食产量必定大大增加，而粮食的需求是比较稳定的，所以，在实现供求平衡的情况下，粮食价格自然就会回落。
工业品的价格上涨实际反映出的是中国的工业生产依然处于粗放式的方式，必须依赖劳动力、矿产、能源等的廉价才能生存和发展，一旦这些要素的价格上涨，马上就引起了成本的大幅度增加。这其实正是中国实现经济发展方式转变的良好契机。政府可以通过对集约型企业实行补贴或税收减免的方式来促进集约型企业的发展，同时加快对粗放型企业淘汰的步伐，实现产业结构升级。由于集约型企业对劳动力和自然资源的依赖较少，因此粗放型企业的快速淘汰和集约型企业的迅速升级会带来工业品价格的下降，即使是出现上升，那反映的也是产品质量的提高。
中国在大宗商品国际贸易中具有举足轻重地位。中国对大宗商品需求的突然增加必然会导致大宗商品的价格上涨，这就会出现，什么贵中国就买什么的奇异现象。实际上，如果我们能够及时地把对大宗商品的未来需求信息传递给国际市场，例如中国粮食的库存量的确切数量及其所能反映出的中国粮食在未来的供求缺口，那么商品的国际生产者就会增加供给，国内的需求增加基本不会引起国际大宗商品价格的上涨，也就不会助长国内的通货膨胀。因此，这是一个较少信息不对称的政策建议。
每当通货膨胀来临时，央行就会收紧银根。但是，通过上述分析我们看到，单单有中央银行从总量上减少货币供给并不能更有效地降低通货膨胀；而且中国中央银行除了稳定价格水平外，还有促进经济增长的目标，目标的双重性使央行的货币政策操作空间大受限制。所以，货币政策与其它政策的协调、加强中央银行的独立性以及政策目标的单一性，是货币政策能更有效地控制通货膨胀的前提。
参考文献：
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通货膨胀趋势范文4
关键词：通货膨胀；产出缺口；HP滤波
一、通货膨胀与产出缺口关系概述
产出缺口表示实际产出与潜在产出之间的差额，即实际产出围绕潜在产出上下波动的程度。它测度了经济周期性的波动对产出的影响，反映了现有经济资源的利用程度。当产出缺口为正时，实际产出高于潜在产出，经济处于扩张阶段；反之，经济处于收缩阶段；政府追求的稳定产出的目标是产出缺口为零，即实际产出等于潜在产出。对于潜在产出，经典经济学中将其定义为：在稳定的价格水平下，给定当时的技术水平，在劳动力实现充分就业时，一个国家充分利用资本和劳动力能实现的最大产出量。
很多国家的央行或政府经济部门都将产出缺口作为分析预测通胀压力的重要指标。如果出现正的产出缺口则通胀压力增大，政府将采取增税、减少政府开支的收缩性财政政策，央行将采取提高利率的紧缩性货币政策，抑制通胀；相反，央行和政府则应采取扩张性的财政政策，刺激经济。同时，从通货膨胀对产出的反作用来看，人们相信温和的通货膨胀有利于经济的成长，那么当通货膨胀率有所上升的时候，产出缺口就应该达到一个正值，经济表现出繁荣。
从另一个角度来看，低通胀、高增长一直是政府部门追求的两大目标，但是两者之间却存在着矛盾，需要政府在两者之间做出取舍，而从两者之间的关系来看，政府在不同时期对两者的关注程度应当是有所差别的。在经济繁荣时期，通胀率亦上升，政府应更多的来抑制通胀；反之，在经济低迷时，通胀率亦处于低水平，此时的政府则应更多地关注于刺激经济增长。
二、利用HP滤波计算潜在GDP
本文选取中国年度数据进行检验，样本区间为1989～2008年，共20个样本点。通货膨胀率选取居民消费价格指数CPI代替，CPI数据为环比年度数据，以上期为基期，上期数据为100，能够较好地反映通货膨胀的变动情况。产出水平用国内生产总值GDP表示，数据来源于国研网统计数据库。
大量的理论和经验分析表明，现实的产出没有一个确定性的时间趋势，它表现出随机行走过程，即单位根过程，这时使用消除趋势法。目前，较多的运用HP滤波法来计算潜在GDP，进而计算出产出缺口，用HP滤波计算潜在GDP如下：
设{Yt｝是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，{YtT｝是其中含有的趋势成分，{Ytc｝是其中包含的波动成分，则Yt=YtT+Ytc，t=1，2，..，T。计算HP滤波就是从{Yt｝中将{YtT｝分离出来。一般的，时间序列{Yt｝中不可观测的部分趋势常被定义为最小化问题的解：min{(Yt-YtT)2+λ[c(L)YtT]2｝。其中，c(L)是延迟算子多项式c(L)=(L-1-1)-(1-L)。
最小化问题用[c(L)YtT]来调整趋势的变化，并随着λ的增大而增大。HP滤波依赖于参数λ，该参数需要事先给定。一般经验取值，年度数据λ=100；季度数据λ=1，600；月度数据λ=14，400。本文用的是年度数据，因此λ取值为100。设{Yt｝为我国的年度GDP指标，利用HP滤波计算出来的YtT来表示潜在GDP，于是结果如图1所示。SER01表示的是真实GDP，HPTREND01表示的是潜在GDP。
三、通货膨胀和产出缺口的关系图形分析
GDP的波动要素{Ytc｝序列实际上在0上下波动，称为GDP缺口序列，它是一个绝对量的产出缺口。它的值即为真实GDP与潜在GDP之差。图2即为真实GDP与潜在GDP之差，也就是产出缺口，它在0上下波动。图中最大的向下趋势在1997年以后，1998年的实际产出低于潜在产出，即产出缺口由正值转为负值。反映出1997年亚洲金融危机对我国经济的影响，这种影响在相当长的时间得到延续，一直到2003年产出缺口才有所上升。2007年以后出现了较大的正的产出缺口。图3反映的是1989～2008年通货膨胀率的走势，通货膨胀率以CPI指数来代替。
(一)产出缺口和通货膨胀在方向上的一致性。与产出缺口的图形比较可以看出，通货膨胀和产出缺口存在正相关的关系，两者虽在波动程度上有差异，但是走势方向基本一致。
1997～2002年我国经济受到亚洲金融危机的冲击，经济增速放缓导致了通货膨胀的降低，实际上出现了通货紧缩的压力，从图形中可以看出1998～2000年CPI指数低于100，远远低于1994年的水平，与此同时，产出缺口也有一个下降，呈现了负的产出缺口。从2002年以后，通货膨胀率伴随经济回暖而上升，产出缺口也逐渐从负值走向正值。
以上的对比说明了这样的结论：若实际产出大于潜在产出，即产出缺口为正值，则经济中就会出现通货膨胀的压力，政策制定者则需要采取从紧的财政货币政策，防止经济的过热；反之，如果产出缺口为负值，经济增长放缓，则意味着通货膨胀压力减轻，追求经济的繁荣成为政策导向，政策制定者应当采取宽松的财政货币政策，拉动需求，防止有效需求不足带来的通货紧缩，以此来刺激经济的增长。
(二)通货膨胀对产出缺口反应程度上存在不确定性。从图中可以看出通货膨胀和产出缺口的图形波动程度上有差异，1989～2008年间，在1994年通胀率达到了顶点，但是产出缺口并没有出现最大限度的上升，而与此同时，在2008年产出缺口达到最大值的时候，通胀率也是远低于1994年的水平。由此可以看出，两者走势虽在方向上是一致的，但是影响程度上还是存在不确定因素。
通货膨胀对产出缺口反应程度的不确定性是探讨一国菲利普斯曲线中的通货膨胀与产出缺口替代关系稳定性的重要内容。它直接影响到央行对经济形势的判断，进而影响到一国经济决策的制定。产生不确定的原因在于，在通货膨胀对产出缺口的调整机制中，存在着影响通货膨胀对产出缺口做出调整的因素，并且在这些因素的共同作用下，就有可能使得通货膨胀对产出缺口的反应程度具有不确定性，进而会改变通货膨胀与产出缺口之间的替代关系，而中央银行也就无法利用这一替代关系，通过控制产出缺口预测和实现预定的通胀目标。
四、总结
本文利用HP滤波方法估计我国近年(1989～2008年)的产出缺口状况，并做出产出缺口与通货膨胀的折线图进行比对，发现经济过快发展是我国近年通货膨胀的主要原因。2007～2008年我国经济出现了一个过热的增长态势，使得宏观经济面临较大的通货膨胀压力，这也反映在了图中。2008年下半年以来，在全球金融危机的影响下，我国经济出现了较大的下行压力，通货膨胀率也出现了下降的趋势，此后，政府的刺激政策在保证经济稳步发展的同时，也使得通货膨胀有所反弹。这一点也表明了产出缺口和通货膨胀的正相关关系。同时我们发现，就我国目前的经济形势来看，中央银行还无法利用这层关系准确地调控经济。因此，政府应当努力转变经济增长方式，提高生产的科技含量，逐步淘汰落后产能，不断优化总需求的结构。在需求管理方面，提高政府政策透明度来稳定公众预期，从而避免出现较严重的通货膨胀。
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通货膨胀趋势范文5
一、理论分析
中国为应对金融危机采取了一系列刺激经济复苏的政策，但国内通货膨胀率居高不下，存款价值及货币实际购买力显著下降，股票市场也进入了前所未有的低迷期。众多学者开始深入研究中国的股票价格与通货膨胀之间的关系。
Fisher(1930)提出当假定实际收益率不变的情况下，经济人要求实际收益率能够弥补通货膨胀所带来的购买力的贬值。这个论断意味着名义收益率同通货膨胀之间有一对一的关系，所以在长期内通货膨胀率的变化对实际收益率没有改变。股票市场及其价格的波动会影响到一个国家的通货膨胀水平Fama（1981）等人，认为实证检验中得到的股票收益率和通货膨胀率之间的“反常关系”，并不意味着这两者之间存在因果关系，而是由于实际经济收缩所产生的悲观预期，不仅促成了高通货膨胀，也导致了股票实际收益率的下降。
EfremCastelnuovo（2010）等人利用DSGE模型研究美国经济环境下股票市场的波动与货币政策的相互关系，结果表明25个基点的未预期到的联邦基金利率的上涨导致股票价格明显的0.2%的下降，相反的，未预期到的1%股票价格的上涨将导致利率上涨12个基点。
唐齐鸣，李春涛(2000)选取1991年1月到1997年12月的数据，运用向量自回归模型研究了货币政策和股票收益率之间的关系以及在中国的经济改革时期货币政策对股票市场的影响。得出的结论是股票收益与货币政策具有一定的相关关系。我国股市在发展过程中，已初步具备了宏观经济晴雨表的功能以及传导货币政策功能，虽然这些功能还不健全，但它为中央银行合理制定货币政策提供了一定的依据。
郑妍妍，李海英（2010）选择中国1992年5月-2008年6月为研究区间，区分不同的经济周期阶段，通过SVAR模型实证检验了中国股票市场的通货膨胀风险规避功能。研究结果表明，供给冲击的影响导致股票收益率与通货膨胀率呈现相关关系，这种关系与其所处经济周期阶段有关，在经济衰退阶段(1992年5月-2001年12月)二者负相关，意味着股票投资不再是对冲通货膨胀风险的有效工具；在经济扩张阶段(2002年1月-2008年6月)二者正相关，股票投资可以有效地避免通货膨胀风险。
二、实证分析
数据主要来自于中经网和wind数据库。选取的数据是上证综合数据（SZI），消费者价格指数（CPI），为了减小数据的波动性，将各时间序列数据取了对数，即LSZI，LCPI。由于我国上海股票交易所与深圳股票交易所自90和91年分别成立，所以完整的数据选择从92年开始。选取1992年1月至2011年7月的月度数据。所使用的计量软件是：Eviews5.0
（一）Granger因果关系检验
衡量我国股票价格波动情况的上证综合指数和衡量我国通货膨胀的消费者价格指数之间的因果关系是单向的：当滞后阶数选取为2、3、4、时，股票价格不是通货膨胀的Granger原因，而通货膨胀是股票价格的Granger原因；当滞后阶数选取为5阶时，股票价格不是通货膨胀的Granger原因，而通货膨胀也不是股票价格的Granger原因，即两者没有因果关系。
（二）动态协整检验
为了研究股票价格与通货膨胀的动态协整过程，我们引入左侧移动窗口技术和定比化值概念。譬如记左侧移动时间窗口为Wt，其中Wt的右侧固定在2011年7月，左侧时间t自1992年1月向后逐月移动。在窗口Wt中进行协整检验，定义Wt中协整定比化值为协整检验的T-统计量某一显著水平临界值的比值，比如：（略）。
0.05的置信水平下是固定的一个数值15.49471，当tC>1，表明在窗口Wt中的检验结果是协整的，当tC<1，表明在窗口Wt中的检验结果是不协整的。下面图1是将1991年1月-2011年7月的每个tC值记录下来描绘成的图形：（略）。
可以看出，中国的股票价格同通货膨胀之间从总体上看是存在协整关系的，但是随着国家经济政策和国际经济环境的变化，也会出现短期内波动，影响短期的协整关系。
（三）股票价格对通货膨胀的规避作用
在股票市场上，费雪假设认为名义股票收益率反应大众对实际利率和通货膨胀率的预期。例如1%的通胀预期的增长必然对应着1%的股票收益率的增加。所以对股票市场的投资对通货膨胀有完全的规避作用。为了检验股票收益率的长期关系，先对两者同期的数据进行回归分析：ttS=γ+θP（1）变量都是取过log的，所以可以认为相关系数θ是股票价格对商品价格的弹性。当θ>0时表明股票价格对商品价格的变化有部分的规避作用；当θ=1是表明两者是有一对一的完全对冲关系；当θ>1时表明股票价格比商品价格的变化更大一些。所以笔者想通过这种规避作用的研究，看看在整个时间段上股票价格对通货膨胀是否有规避作用？对1991年1月-2011年7月的数据进行OLS回归，得到回归方程和动态的回归系数θ的趋势图：（略）。
从回归方程可以看出股票价格和通货膨胀之间存在负向的关系，但是拟合优度2R=0.245736，很不理想。从回归系数的动态趋势图可以看出从1991年到1992年的时候，回归系数具有向下的趋势；1992年到1995年的时候回归系数有上涨的趋势，1995年之后一直处于稳定的状态。θ保持在零附近，可以看出是大于0的。说明从长远来看我国的股票价格对通货膨胀有较弱的规避作用。
通货膨胀趋势范文6
【关键词】通货膨胀 通货膨胀不确定性 GARCH模型
一、引言
通货膨胀是宏观经济学中一个非常重要的问题，它关系到一个国家的经济稳定、社会稳定以及人民生活福利水平。严重的通货膨胀不仅阻碍经济的发展，在某些国家甚至还引起了社会政治危机。自从1976年自由主义的代表人物Milton.Friedman在领取诺贝尔经济学奖的演说中提出：“较高的通货膨胀率将导致更大的通货膨胀不确定性以及通货膨胀不确定性导致资源配置效率低下”这一非正式观点以来，学术界涌现了大量针对通货膨胀不确定性的理论分析与实证研究。Ball（1992）从博弈论观点出发，研究认为较低的通货膨胀率意味着较低的通货膨胀不确定性，而较高的通货膨胀率意味着较高的通货膨胀不确定性（简称Friedman-Ball假说）。针对通货膨胀不确定性对通货膨胀的影响，一些学者采用货币政策方面的政治经济学模型进行了理论分析。例如：Cukierman和Meltzer采用Baaro-Gordon模型，针对通货膨胀不确定性与通货膨胀的关系进行理论研究，这一理论模型假定，政策制定者厌恶通货膨胀，但是非常重视通过惊人的通货膨胀率来实现较高的就业率。[1]在该理论模型中，货币供给过程中存在随机因素，普通消费者并不知道政策制定者的目标函数，当通货膨胀不确定性增加时，政策制定者为了获得产出收益会采取扩张性的货币政策，从而导致更高的平均通货膨胀率，即通货膨胀不确定性对通货膨胀存在正面影响（简称Cukierman-Meltzer假说）。但是，Holland却基于货币当局偏好稳定的内在动机提出了完全不同的理论观点，认为当存在通货膨胀不确定性时，如果较高的通货膨胀不确定性损害了经济增长，那么货币当局将会有积极性采取紧缩性货币政策，进而降低通货膨胀水平，[2]因此，通货膨胀不确定性对通货膨胀有负面影响（简称Holland假说）。
我国目前对通货膨胀不确定性问题的研究仍然停留在一个粗浅的阶段，尚未形成比较系统的研究。李拉亚（1995）提出黏性预期理论，指出黏性预期对通货膨胀不仅有推波助澜的作用，而且还会阻碍通货膨胀的治理，他应用卢卡斯滤波分析了这种不确定性与通货膨胀预期的关系，指出中国信息不完备较不发达国家更为严重，经济行为主体形成正确预期的能力更弱，通货膨胀的变动具有更多的不确定性。叶阿忠和李子奈（2000）从实证上说明了我国通货膨胀存在GARCH现象，并建立了一个GARCH（1，1）模型，将估计的GARRH（1，1）模型与回归模型比较，得出通货膨胀的GARCH（1，1）模型优于回归模型的结论。赵留彦等（2005）基于马尔可夫域变模型（Markov regimes switching model），将通货膨胀不确定性细分为未来通货膨胀冲击的不确定性和未来通货膨胀均值在不同域之间转变的不确定性，考察了中国改革开放以来通货膨胀不确定性与通货膨胀水平的关系，研究结果表明，通货膨胀水平较高时段这两类不确定性都会增大，[3]也就是，通货膨胀水平较高时通货膨胀率围绕该水平值波动更剧烈，同时该水平值的本身也更加不稳定。
近年来，受次贷危机和要素价格波动的影响，使得全球许多国家面临着通货膨胀的威胁，通货膨胀产生社会福利损失，而通货膨胀不确定性导致市场价格预期变化，降低全球经济活动的效率。中国经济体制改革以来，平均年通货膨胀率不到10%，较之其他发展中国家、独联体诸国和东欧国家，通货膨胀率不算高，但中国改革开放以来的通货膨胀率变化很大，既经历过年通货膨胀率达到20%以上的严重通货膨胀，也经历过轻微的通货紧缩，通货膨胀动态路径转换频繁，不确定性程度很强，对经济的危害并不低。当前我国决策层已把管理通胀预期与保增长、调结构一同纳入宏观调控范围的背景下，如何对通货膨胀不确定性进行量化与评估，如何降低通胀预期的不确定性，避免其向不利于宏观经济稳定运行的方向发展，对于中国宏观政策研究具有重要的理论意义和现实意义。
二、通胀不确定性测度的技术路线
本文将对通货膨胀进行预测时产生的偏差的发散性定义为通货膨胀预期不确定性，简称为通货膨胀不确定性，也可理解为经济人通货膨胀预期值的离散程度。目前大致有四种测度方法在实证研究中得到了应用：
（一）以通货膨胀观测值的方差或标准差作为不确定性的测度
早期的实证研究往往简单地将通货膨胀观测值的方差或标准差作为不确定性的衡量方式。但是这种不确定性测度方式无法区分波动率中的可预测部分和不可预测部分，因为经济行为主体即使能用可得信息预测到部分波动率，预测到的部分也会在方差中反映出来。实际上，只有不可预测的波动率才是不确定性的有效衡量方式，因此通货膨胀方差或标准差不是通货膨胀不确定性的有效衡量方式。
（二）以通货膨胀预测调查的预测方差或标准差作为不确定性的测度
这种衡量方式主要用来研究美国的通货膨胀不确定性，但是这种不确定性的衡量方式会受到个人预测者诸多主观因素的影响，并不可避免地会碰到预测者是否具有代表性的问题。同时该方法还存在另一个缺点：有可能所有受访者对未来都极不确定，但他们却给出了对通货膨胀相同的估计，使得预测结果的标准差很低。
（三）利用GARCH（广义自回归条件异方差）模型族测度不确定性
在给定的经济结构下，GARCH族模型能明确估计通货膨胀在不可预测冲击下时变的条件方差，而且条件方差是事前的方差而不是像移动标准差那样的事后方差，能够更好地反映通货膨胀不确定性这一概念原本的定义，因此它比前面两种衡量方式更能准确地测度不确定性，也逐渐取代前面两种方式成为目前测度通货膨胀不确定性的标准模型。
（四）其他测度方式
除了上述三种测度方法外，计量模型中的各种创新也被不断地应用于通货膨胀不确定性的测度。为了能够体现宏观经济中控制通货膨胀变化的内在“体制”的演变以及货币政策体制的转换，很多研究在GARCH模型的均值方程和方差方程中引入了“马尔可夫转换机制（Markov regime switching）”和“时变参数（Time-varying Parameters）”。但是这种测度方式也并非十全十美，因为它必须以计量模型能很好地拟合通货膨胀演变路径为基础，否则以计量经济模型产生的条件方差作为不确定性测度方式会产生很大的偏差，甚至得出不同的结论。
考虑到通货膨胀观测值的方差和基于调查的预期通货膨胀方差都不是理想的通货膨胀不确定性测度方式，各种不断应用于通货膨胀不确定性测度的创新计量模型还有待理论和实践层面的进一步检验，而GARCH模型族的条件方差反映了变量非预期冲击的变动，能较好反映不确定性，是目前测度通货膨胀不确定性的标准模型，所以作者遵循“中规中矩”的学术要求，在实证研究中采用了该类模型来进行中国通货膨胀不确定性的测度分析。
三、中国月度数据的计量分析
（一）样本数据说明
目前国内对通货膨胀率的衡量主要用消费者价格指数（CPI）和商品零售物价指数（RPI），由于商品零售价格指数的计算剔除了第三产业的变化，而剔除了服务价格的商品零售价格指数不足以反映一般价格水平的变化，另一方面，消费者价格指数包含了服务因素，从而能够全面反映中国物价变化的程度，并可以反映商品经过流通环节形成的最终价格。此外，考虑到消费者物价指数和GDP平减指数的可获取性和可靠性，本文选取消费者价格指数同比变化的百分比作为衡量通货膨胀率的指标。样本区间为1983年1月至2011年6月，共342个样本，数据来源于中经网经济统计数据库和中国统计局官方网站（）。
图1 中国通货膨胀率（左图）及其一阶差分序列（右图）（1983.1-2011.6）
从图1来看，中国通货膨胀动态过程的数据表明，改革开放以来，中国经济经历多次通胀、紧缩以及两者的相互转换，通货膨胀过程在不同阶段的行为特征差别明显，其动态经历了高涨——温和膨胀——紧缩——再度温和膨胀的过程。从1983年1月至2011年6月期间，中国经济运行中曾出现了六次显著的通货膨胀，通货膨胀率分别在1985年底、1989年初、1994年底、2004年底以及2008年初达到峰值，目前正在经历第六次通货膨胀过程，2011年6月CPI同比上涨6.4%，创下35个月以来新高。其中1989年底以及1994年底形成了两次较为严重的高通货膨胀态势。此外中国经济自1996年成功实现“软着陆”以后，曾出现了轻微的通货紧缩情形，而价格紧缩态势直到2003年下半年才有所缓解，随后通货膨胀率变化又逐渐出现了攀升势头。自步入2007年下半年以来，随着世界范围内石油价格的剧烈波动和美国次贷危机影响的急剧扩散，最终出现了全球性金融危机的爆发，而受本轮金融危机的冲击和影响，中国的通货膨胀率也随之相应呈现出相对剧烈的波动态势。2010年下半年，美国第二次启用量化宽松货币政策（QE2），带来全球的流动性泛滥，中国作为新兴经济体国家首当其冲，面临着美国持续量化宽松带来的通胀和资本流入难题，自2010年7月份以来，中国价格总水平逐月攀升，在很大程度上影响了经济的健康、持续发展。
表1 中国通货膨胀率序列的描述性统计量
图1（右图）是1983年1月至2011年6月中国通货膨胀率的一阶差分序列，可以从该图时间路径中直观地观察到在整个样本期间，中国通货膨胀的波动性很大。表1给出了描述性统计量。偏度统计量和峰度统计量结果说明，中国通货膨胀率序列具有明显的“尖峰厚尾”分布特征，同时Jarque-Bera统计量的结果说明，中国通货膨胀序列及其平方序列具有显著的序列相关性特征，而LM检验统计量则进一步证明中国通货膨胀率具有显著的ARCH效应。因此，本文基于GARCH（1，1）模型对中国通货膨胀序列的不确性进行分析与测度是可靠且必要的。
（二）测度模型的构建
本文使用GARCH模型的条件标准差来衡量通货膨胀不确定性。GARCH模型的思想如下：对于平稳的时间序列πi，建立ARMA（M，N）模型：
则称（a）、（b）与（c）为ARMA（M，N）-GARCH（p，q）模型，这里（a）与（b）也成为均值方程，（c）成为条件方差方程，从（c）式可以看出某一特定时期的随机误差的方程σ■■不仅取决于以前的误差，还取决于早期的方差（GARCH项）。
经过不断建模试验，最终建立了ARIMA（12，1，0）-GARCH（1，1）-M模型。表2是使用EViews6.0软件构建中国通货膨胀不确定性的最终测度模型，图2是利用该模型进行样本内静态预测后所描绘的历史值和预测值折线，最终测度模型的各项参数良好，模型整体预测精度很高。同时对测度模型的残差序列进行了LM检验，不能拒绝“残差中不存在条件异方差”的原假设，表明测度模型的残差中不存在条件异方差，于是完全可以使用测度模型残差的条件方差与条件标准差来反映通货膨胀的不确定性。
图3和图4分别是通货膨胀与其条件方差及根据指数平滑方法计算的条件方差的趋势成分、通货膨胀与其条件标准差及根据指数平滑方法计算的条件标准差的趋势成分。从图3和图4中可以看到：首先1983年1月至2011年6月中国通货膨胀不确定性的趋势成分表现出持续下降的特点，其次1999年之前出现过三次较高的通货膨胀，而同期较高的通货膨胀不确定性也多次出现，而1999年之后出现过两次轻度的通货膨胀，较高的通货膨胀不确定性也只出现两次，最近的一次较高通货膨胀不确定性出现在2009年。直观上通货膨胀与通货膨胀不确定性有正的相关性，但仍需要做出严格的统计学意义上的检验。
（三）通货膨胀与通货膨胀不确定的关系检验
1.广义脉冲响应分析。为进一步研究通货膨胀和通货膨胀不确定之间的影响，本文利用广义脉冲响应函数（GIRFs）具体分析通货膨胀率和通货膨胀率条件方差、条件标准差的动态响应。与传统脉冲响应函数相比，广义脉冲响应函数具有两个优势，首先它允许多变量模型中的复合相关性，其次它可应用于非线性多变量模型中，因为它不考虑冲击的范围、符号和历史。图5和图6给出了具体的脉冲响应轨迹图，图中横坐标表示冲击作用的滞后期间（月度），纵坐标表示冲击响应程度（百分数），实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差的置信带。
由图5可知，对于本期1%的通货膨胀率条件方差（左图）、条件标准差（右图）的增长冲击，通货膨胀率当期迅速响应，并分别在第9期达到最大值14.44%、第10期达到最大值7.91%，之后几期分别有所下降，但并没有趋于收敛，而是分别保持在10%、7%的一种发散水平。由图6可以看出，对于本期1%的通货膨胀率增长冲击，通货膨胀率条件方差（左图）从第2期开始迅速响应，并于第3期达到2.13%的峰值，然后逐期下降，第5期开始演变为负向水平，第25期迫近于0值水平，最终趋于收敛。而对于本期1%的通货膨胀率增长冲击，通货膨胀率条件标准差（右图）在第2期达到-3.33%的最低值，然后逐期上升，第8期达到最大值2.43%以后期下降，第16期迫近于0值水平，最终趋于收敛。总体上讲，通货膨胀对通货膨胀不确定性的冲击响应趋于发散，而通货膨胀不确定性对通货膨胀的冲击响应趋于收敛。
2.Granger因果关系检验。本文分别对通货膨胀率与其条件方差、通货膨胀率与其条件标准差进行Granger因果关系检验，为确保检验的有效性，滞后阶数分别选取1至5。从表3的检验结果来看，对应原假设“通货膨胀率不是引起通货膨胀率条件方差变化的格兰杰原因”，概率值在1至5阶的情况下全部小于0.05，因此可以得出在Granger意义上，通货膨胀率的变化在5个月之内将引起通货膨胀率条件方差的变化；对应原假设“通货膨胀率的条件方差不是通货膨胀率变化的格兰杰原因”，概率值在1至5阶的情况下全部大于0.10，说明在Granger意义上通货膨胀不确定性不引起通货膨胀率的变化。对于通货膨胀率与通货膨胀率条件标准差的检验也得到大致相同的结论，唯一区别的滞后期是4个月而不是5个月。Granger检验的结果表明较高的通货膨胀率在4-5个月的短期内引起较高的通货膨胀不确定性，验证了Friedman-Ball的观点而不支持Cukieman-Meltzer的观点。
四、结论与政策建议
本文基于中国1983年1月至2011年6月的CPI月度数据，通过构建测度通货膨胀不确定性的ARIMA-GARCH-M模型，并在此基础上检验了通货膨胀不确定性与通货膨胀水平的关系。由此产生的主要结论及政策建议有：
第一，中国的数据实证支持了Freidman-Ball假设，即通货膨胀是通货膨胀不确定性的原因，而不支持Cukierman-Meltzer假说，也不支持Holland假说。实证研究发现，中国的通货膨胀与通货膨胀不确定性之间呈现显著的动态单向的正相关关系，即在中国较高的通货膨胀率引发通货膨胀不确定性，且具有明显的非对称性。这意味着货币当局在通货膨胀水平较高时，应比处于低通货膨胀水平时更加注意通货膨胀水平对通货膨胀不确定性的影响效果，在面对通货膨胀时应比面对通货紧缩时更加注重引导公众的预期。
第二，在现实的通货膨胀环境下，控制人们对通货膨胀预期的不确定性是至关重要的。当通货膨胀处于高位时，根据常识判断，政府都会采取措施将过高的通货膨胀率降低下来，但经济行为人很难判断政府控制通货膨胀措施的有效性和力度大小，结果造成通货膨胀预期的不确定性增强。因此在当通货膨胀率尚处于低位时，政府和社会各界就应给予关注，防止其向高位发展，这是政策制定者最明智的反通货膨胀政策选择。
第三，宏观调控政策应保持平稳性和连续性。稳定的经济政策能够降低公众和政府间的信息不对称程度，避免政策反复引起预期的偏差，减少通货膨胀不确定性对微观行为的影响。同时扩大政策透明度稳定市场供求，较高的政策透明度和较强的政策连续性，有助于消费者获取更多的信息，稳定通货膨胀预期，降低对居民消费的影响。
参考文献
[1]Cukierman，A. and A. Meltzer. A Theory of Ambiguity，Credibility，and Inflation under Discretion and Asymmetric Information [J]. Econometric，1986，（54）：1099-1128.
[2]Holland，S. Inflation and Uncertainty：Tests for Temporal Ordering[J]. Journal of Money，Credit，and Banking，1995，（27）：827-837.
[3]赵留彦，王一鸣.中国通胀水平与通胀不确定性：马尔可夫域变分析〔J〕.经济研究，2005，（8）：60-72.
