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通货膨胀率的含义范文1
【关键词】新凯恩斯主义 最优货币政策 通货膨胀目标
一 新凯恩斯主义的理论解释
新凯恩斯主义分析框架的主要特征是存在非自愿失业、短期内货币政策的非中性和价格与工资的刚性。其中，货币扰动是经济总量波动的关键因素，其核心观点由三部分构成：（1）长期来看，通货膨胀与失业之间达不到平衡，货币供给增长率增加只能导致通货膨胀率的同比例增加。并且，自然均衡失业率不受货币政策影响，而由实际因素决定。（2）总需求的变化导致短期波动。在短期内，工资和价格没有足够弹性以使市场出清，通货膨胀与失业之间可能存在一种平衡关系。此时，实际货币政策将致力于稳定总需求，以求最小化的真实产出与通货膨胀的波动。（3）“IS-LM”模型仍是现代宏观经济学的核心内容。在该模型中，价格和工资（短期中）在很大程度上是预先确定的，并按菲利普斯曲线方程的逻辑而变化。在短期内，产出由总需求决定，而由IS曲线描述的总需求又直接对财政政策做出反应。因为IS曲线的利率敏感性，如果它决定利率水平，则货币政策将控制总需求。
在实际经济运行中，单个价格的调整不是连续的，而是缓慢的、间断的。这从宏观上将导致总体水平上的产出波动和宏观经济的无效率。因为，在遇到名义冲击时，单个价格调整将导致滞后的总价格水平的调整。在过程中，实际的货币供给高于其初始值。在长期中，总价格水平将与货币供给的增加按一定比例进行调整，进而总需求、产出和相对价格都回到初始值。
综上分析，货币政策对产出和就业产生实际影响仅仅是因为价格在短期内缺乏弹性。在次背景下，借助于一个动态的一般均衡模型，新凯恩斯主义的分析框架可用作设计最优货币政策的基础。
二 新凯恩斯主义框架下的最优货币政策理论
最优货币政策的制定，主要包括三方面：目标的确立、传导机制的选择和应遵从的规则。最优的货币政策意味着在制定和执行一种货币政策时，必须考虑它将给社会福利带来什么影响。实际上依赖于一个假定，即政策制定者的目标是最大化代表性家庭的效用。该动态最优化问题的约束条件是给定的资源、制度和信息。中央银行的目标函数通常假定最优目标函数变量，包括特定的通货膨胀率和潜在的产出水平。一般情况下，通货膨胀的降低会伴随着临时的产出损失，因此当货币政策行动的边际收益等于边际成本时，该政策最优。
1．最优货币政策的目标确立
在产出与通货膨胀之间不存在长期平衡。较一致的看法是，在允许测量误差的情况下，0～2%之间的通货膨胀率可能是最优的。总体说来，通货膨胀目标概念是建立在三个规则之上，即中央银行集中于解决产出缺口；遵从泰勒规则；用“向前看”的方式行动（由于政策措施存在效果滞后）。
依据规则，中央银行必须把通货膨胀稳定在一个较低的水平上，同时缩小产出缺口。为此，它要使用所有可获得的与未来通货膨胀有关的知识与信息。由于通货膨胀措施具有滞后效应，中央银行又必须对通货膨胀的预测作出反应。如果当预测通货膨胀将上升时，在实际通货膨胀率开始上升之前，中央银行必须提高利率。货币政策反应的程度依赖于通货膨胀预测对利率变化的敏感性（Walsh，2001a；Mishkin and Schmidt-Hebbel，2000）。
Walsh提出了一个简单的通货膨胀目标模型。该模型描述了最优货币政策理论的方法和特征：第一，一个预期修正的菲利普斯曲线描述经济活动的供给方；第二，货币政策反映了中央银行关于通货膨胀与失业之间平衡的偏好，它描述经济活动的需求方。菲利普斯曲线可用下式来表示：
（1）
（1）式描述了产出缺口与通货膨胀率之间的线性关系。其中， 为通货膨胀率， 为预期的通货膨胀率，x＝（y－yo）/yo为产出缺口的百分比，v为通货膨胀冲击变量。从需求方面看，为分析通货膨胀目标，假定货币政策试图最小化产出对自然产出的偏离和通货膨胀率对目标通货膨胀率 的偏离。这种偏离程度越大，说明货币政策的效果越不理想，从而由产出波动和通货膨胀波动所带来的成本越大。同时假定，对中央银行来说，由通货膨胀率的变化所导致的边际成本与通货膨胀对目标通货膨胀率 的偏离程度成正比，根据边际成本等于边际收益的原则，有：
（π－πT） （2）
（2）式描述了产出缺口与通货膨胀率偏离其目标值之
间的关系，这与货币政策最小化产出变动和通货膨胀变动的成本相一致。如果考虑到下一期的货币政策，扰动项也会影响产出和总需求。于是上式就变为：
（π－πT）＋δ或 （3）
其中， 。（3）式描述了中央银行所采取的货币政策。 描述了通货膨胀变动与产出缺口波动之间的平衡关系。如果中央银行损失函数的产出目标权重增加，产出缺口变动就会降低，通货膨胀率会增加。若中央银行对产出目标赋予一个更高的权重，它将要承受通货膨胀的较大变动和产出的较小变动。
2．货币传导机制的选择
在日常货币政策中，中央银行的控制变量是短期利率。其利率设定在能使损失函数最小化的水平上。为达到此目标，中央银行必须有一整套关于货币传导机制的构想。
名义利率、产出与通货膨胀之间关系的确立是基于它们对总需求的影响。IS曲线把实际总需求定义为实际利率的减函数。于是，一个简单的IS曲线可写成：
（4）
其中，i为名义利率。实际利率的系数为负，反映了消费的跨期效应和投资效应，而总需求冲击 是无法预期的，因此不存在序列相关（其均值为零）。这样，所有可预期的或持续的需求变化都可用y表示。则长期均衡的实际利率可由下式给出：
（5）
（4）式两边同减去1，于是有： 。代入（5）式，可得：
（6）
显然，在缺乏需求冲击时，若当期的实际利率高于长期均衡的实际利率 ，则实际产出低于自然产出水平（x为负）。
3．货币政策规则的遵循
泰勒规则把政策工具即名义利率作为通货膨胀率和产出缺口的函数，即根据它们缺口的变化来调节短期利率。由于二者是外生变量，反应函数可用不同方法进行表示。例如：
（7）
其中， 为长期均衡的名义利率水平。
在（7）式中，预期通货膨胀率的系数大于1。若预期的通货膨胀率超过目标通货膨胀率，货币政策规定名义利率将对应（超过部分）比例地提高。结果实际利率也提高了，而实际利率的提高将导致产出的降低。根据以上规则，若估计的均衡利率变化，则名义利率必须相应地改变。同时针对明确的通货膨胀冲击，名义利率必须提高，以使产出缺口缩小。
三 思考与总结
新凯恩斯主义的最优货币政策观点揭示了中央银行的权力与职责以及实际货币政策的构成（1994），其具体含义如下：
1．必须追求通货膨胀目标预测，稳定产出和通货膨胀
中央银行必须被赋予具有改变利率和其他与货币政策相关的变量的权力，以使其能够实现预定的政策目标；中央银行必须有一个明确界定的包括维持价格稳定的权力；央银行应当公开宣布在以后一定期限（如3年）的一个明确的通货膨胀目标，而且还必须准确地描述由于贸易条件、利率水平和间接税的变化而导致偏离通货膨胀目标的环境。在这种背景下，中央银行的规则必须考虑短期菲利普斯曲线的平衡关系：价格稳定总比产出稳定更重要。
2．保持中央银行的相对独立性，保证货币政策的稳定实施
中央银行应具有相对的独立性，以保证货币政策能应对经济活动中的各种冲击，避免在短期内造成经济的巨大波动。政府虽然有权否决中央银行的货币政策决定，但不必经常给货币当局施加过多的压力，因为这样反而容易使货币政策变得更加不稳定。
3．中央银行必须明确行为责任，增加货币政策执行的透明度
中央银行应该就以下两种情况做出必要的解释和承担相应的责任。它应当根据其完成货币政策目标的情况承担责任。这意味着中央银行的行长应该在立法机关和公众面前说明在完成货币政策目标方面的所作所为。
参考文献
［1］钱小安.货币政策规则［M］.北京：商务印书馆，2002
［2］谢平、罗雄.泰勒规则及其在中国货币政策中的检验［J］.经济研究，2002（3）
通货膨胀率的含义范文2
【关键词】通货膨胀目标制，中央银行独立性，可行性，货币政策
20世纪90年代以来，全球流动性过剩，通货膨胀已经成为全球性问题，许多工业化国家和新兴市场经济国家都实施新型的货币政策框架――通货膨胀目标制，新西兰，澳大利亚，西班牙，瑞典，芬兰等发达国家在实施通货膨胀目标制后使通货膨胀率有了明显的下降，基本达到预期的物价水平，在促进经济增长的同时抵制通货膨胀，取得了非常好的成效。那么既然在其他国家的通货膨胀目标制运行的这么好，我国能否也采用这种新型的货币政策呢？
1、我国实施通货膨胀目标制所面临的问题
通货膨胀目标制的基本含义是：货币当局在货币政策与最终目标之间不再设立中间目标，明确物价稳定是首要目标，定期对通货膨胀进行预测提前确定未来一段时间内的通货膨胀目标，并且在公众的监督下应用货币政策工具，使通货膨胀的实际值与预测值一致。这种货币政策框架的实施可以提高货币政策的透明度，但是，从各国的实践中来看，通货膨胀目标制面临着很多难题，目前我国实施通货膨胀制所面临的问题主要有以下几点：
1.1中央银行对通货膨胀率的精准的预测的困难。首先，我国市场化改革进行时间不长，导致数据样本量不够大，这就会使分析、研究不会很准确，给预测通货膨胀率带来很大难度；第二，通货膨胀率的受多方面因素影响，难免预测会有一些偏差，因此中央银行对通货膨胀率的精准预测是我国通货膨胀目标制实施起来的一大问题。
1.2中央银行独立性制度的困难。中央银行的独立性是通货膨胀目标制能否真正实施的关键，我国在中央银行独立性制度的实施也有困难。中央银行独立性与货币政策最终目标的唯一性是密不可分的，从我国国情来看，我国是一个发展中国家，为了最终把我国建设成中等发达国家，我国必须保持经济高速增长，这就不可能使货币政策的最终目标唯一，从而导致了我国的中央银行独立性不大的问题。
1.3中央银行控制通货膨胀率的困难。首先，通货膨胀目标制要求中央银行在准确预测通货膨胀率之后，还能够明确货币政策作用的时滞性和各种货币政策工具对通货膨胀的影响效果，但是目前我国货币政策操作主要以后顾性为主，并没有准确选择货币政策操作时间的能力。再者，我国中央银行对通货膨胀目标制的操作手段大多需要行政手段的配合，这就制约了中央银行独立有效控制通货膨胀的能力。另外，由于现阶段我国的技术制度等条件的不完善，即使央行对通货膨胀率进行控制，也不会让公众的心理和行为与中央银行的预期完全一致。
2、建议
2.1提高中央银行的独立性、可信性。目前我国的中央银行独立性不够，中央银行应该有必须的自，从而保证货币政策的有效性，从而让货币政策的制定能够不受其他影响，并在货币政策执行过程中发挥最大作用。另外，要加强中央银行的责任约束，货币政策没有达到预期的效果时，要公开给予明确的解释答复，这样会增强公众对中央银行信任度，使货币政策效果取得良好的效果。
2.2加强中央银行与公众的信息沟通机制。货币政策需要公众的理解与支持，货币政策的透明度可以加强货币政策的有效性，中央银行公布决策就会引导经济主体，让经济主体的心理和行为与中央银行预期方向一致，从而放大政策的告示效应，促进货币政策的传导，提高货币政策的效果。
2.3中央银行应该提高对通货膨胀的预测能力。中央银行需要建立可靠而精确的预测模型体系，从而有效把握货币政策的时滞性，准确把握货币政策对通货膨胀率的影响，中央银行还应该对经济金融指标进行分析监测，从而提高经济预测能力，根据预测结果有效制定和执行货币政策，对货币政策进行有效调整。
2.4确定合理的通货膨胀目标区。我国现行的货币政策目标只是原则性的规定，并没有数量化的指标，这样不利于对中央银行责任旅行的判定，也不利于货币政策的执行，因此需要确定一个中长期的通货膨胀目标区，当通货膨胀率在一个合理的范围波动，就能使经济能平稳增长。
3、结论
物价稳定的环境有利于经济增长，把通货膨胀控制在合适的范围内应该是货币政策中长期的首要目标。另外，中央银行应该强化责任，加强货币政策执行中的独立性透明性，稳定公众预期，加强可信性，从而实行更具灵活性和前瞻性的货币政策操作策略。
结论，通过本文分析，得出以下结论：目前我国尚不具备实行通货膨胀目标制的条件，但是并不意味着以后也不适用，我们应该积极创造条件，为日后实行通货膨胀目标制做好准备。
参考文献：
通货膨胀率的含义范文3
关键词：通货膨胀压力；P-Star；产出缺口；菲利普斯曲线
基金项目：国家社会科学基金资助项目(08CJY002)；教育部人文社会科学研究项目(07JC790055)；上海市教育发展基金会晨光计划项目(2007CG71)；上海市教委高水平特色发展项目“金融信用知识创新体系”资助。作者简介：贾德奎(1978－)，男，宁夏同心人，管理学博士，上海立信会计学院中国立信风险管理研究院副教授，主要从事货币理论与政策研究。
中图分类号：F123.9 文献标识码：A 文章编号：i006-1096(2009)04-0021-03 收稿日期：2009-05-04
通货膨胀压力IP(Inflation Pressure)是指未来某个给定时期的价格总水平相比较上一期的可能上升程度。通货膨胀压力测度即通过数量方法对物价总水平的变动趋势进行度量，其主要目的在于帮助货币当局准确把握宏观经济形势，并进而提高货币政策的决策效率及调控效果。近年来，世界上越来越多的国家采用了通货膨胀目标制的货币政策调控框架，这要求货币当局有准确判断未来通货膨胀发展趋势的能力。正基于此，对通货膨胀压力的研究成为学者们所关注的一个重要理论问题。
一、相关文献述评
在已有文献中，有学者运用产出缺口同价格变化率之间的关系来估计通货膨胀压力，也有学者运用货币流通速度与其趋势值之间的偏移率来测算通货膨胀压力。除此之外，20世纪90年代以来在国际上得到广泛应用的P－Star模型，也是测度通货膨胀压力的一种较好的尝试。
基于货币流通速度偏移率的通货膨胀压力测度，假定当经济增长过程中的货币需求量出现变化时，货币供给的增长速度能与经济增长所需要的货币需求增长速度保持一致，在此条件下，价格总水平将保持不变，此时的货币流通速度可定义为均衡货币流通速度。根据费雪的现金交易方程式YP＝MV可以得出，当实际货币流通速度与均衡货币流通速度出现偏离时，价格水平将存在着调整压力。其中，如果实际货币流通速度低于均衡流通速度，则意味着未来价格水平存在着向上的调整压力，即可能会发生通货膨胀。余根钱(1993)利用上述通货膨胀压力测度方法，对改革开放以来我国历年(1979～1992)的通货膨胀压力进行测算。结果表明，基于货币流通速度偏移率而建立的方程是一种预测物价总水平的理想模型。Miquel Faig和Bel6n Jerez(2005)利用美国的经济数据(1892～2003)，通过研究货币流通速度偏移状况来间接度量通货膨胀压力，并最终得出公众持有货币的动机变化会改变货币流通速度并引致通货膨胀。Lars RisbJerg(2006)利用货币流通速度偏移率对丹麦的通货膨胀压力进行测度，并通过考察通货膨胀压力的周期性变化，来验证货币量增长、通货膨胀与经济周期之间的内在联系。
基于产出缺口的通货膨胀压力测度，其理论基础为菲利普斯曲线所描述的价格水平与经济增长率之间的正相关关系。正是利用实际GDP增长率对其潜在值(或均衡值)的偏离来间接度量经济中的通货膨胀压力。新西兰储备银行从上世纪90年代以来，就以产出缺口作为经济中通货膨胀压力的重要衡量指标，并进而为货币当局的政策决策和操作提供依据。Stefan Gerlach等(2006)利用不同方法对中国i982年~2003年间的产出缺口进行估计，并研究了产出缺口与通货膨胀之间的关系。结果发现，当考虑了价格管制放松、贸易自由化及汇率制度改革等不可观测变量后，产出缺口变化能够较好地解释中国多年以来的通货膨胀变动趋势。国内许多学者也进行了类似研究。刘树成(1997)通过研究改革开放前后中国的“产出－物价”菲利普斯曲线发现，我国随着市场经济体制的完善，市场机制开始发挥作用，经济增长率与物价上涨率之间呈现出基本菲利普斯曲线所表明的同向变动关系。范从来(2000)通过研究中国的“产出－物价”菲利普斯曲线的形状，发现中国的经济增长率和价格水平之间存在着基本的菲利普斯曲线所表明的同向变动关系，并据此提出反通货紧缩应该成为货币政策的一个重要目标。石柱鲜、黄红梅、石庆华(2004)通过对中国产出缺口与通货膨胀率关系的分析，表明中国的产出缺口与通货膨胀率具有显著的正相关关系，并且这种相关关系比较稳定。刘金全、金春雨、郑挺国(2006)以菲利普斯曲线和“奥肯定律”为理论依据，通过采用具有区制转移的状态空间模型，对经济增长率和通货膨胀率之间的关系进行经验分析。研究发现，中国的经济增长率与通货膨胀率之间并不存在短期菲利普斯曲线所描述的直接关系，但存在着长期菲利普斯曲线下经济增长波动性与通货膨胀波动性之间的紧密联系。
基于货币需求理论中的费雪现金交易方程式，美联储的Hallman Jeffrey等三位研究人员(1989)提出了一种估计通货膨胀压力的模型，即所谓的P－Star模型。国内外许多学者利用P－Star模型对相应国家或地区的通货膨胀压力进行实证研究，得出的结论表明该模型能够应用于大多数经济体的通货膨胀压力测度。Peter Hoeller和Pierre Poret(1991)通过实证研究以评估P－Star模型的有效性。结果表明，P－Star模型在解释过去的通货膨胀变化轨迹时，要比单一依赖产出缺口的模型更为出色；不仅如此，在对样本中大多数国家的研究中发现，在长期通货膨胀压力的预测方面，P―Star模型也优于基于金融市场变量的其他模型。但令人遗憾的是，在预测短期通货膨胀压力方面，P-Star模型表现出相应的不足。其主要原因在于，P-Star模型既无法有效识别出事先的货币流通速度和潜在产出水平的暂时性冲击因素，也无法识别出类似的永久性冲击因素。杨运杰、张永军(2007)估计了P－Star模型的经验方程，并且研究表明运用P-Star方程来估算通货膨胀压力的变化，可以为国家价格总水平的调控提供参考。
在许多标准模型中，产出缺口是解释通货膨胀的主要变量，而在P－Star模型中，货币流通速度对均衡趋势的偏离也是决定通货膨胀水平的重要因素。P-Star模型基于传统的古典货币数量论，即就长期而言，价格水平取决于货币供应量。P-Star模型的货币政策含义在于货币当局在短期或长期内影响货币供应量的能力。
不同的通货膨胀压力测度方法既可以互为补充，又能够彼此验证，因此各具借鉴意义。但在具体研究中，测度方法
的选择应该基于现实的经济特征。基于此，考虑到中国过去所经历的通货膨胀上涨的主要引致原因，即主要表现为经济增长过快下的需求驱动特征，下面将利用菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系式，通过估计产出缺口，以对中国宏观经济中的通货膨胀压力进行测度。
二、产出缺口估计及模型建立
利用菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系对通货膨胀压力进行测度，首先需要准确地估计产出缺口，然后通过建立产出缺口和通货膨胀之间的回归方程式进行计量分析，最后对通货膨胀压力进行测度。
(一)产出缺口估计
在已有的学术文献中，从理论上估算产出缺口的方法有结构性方法与非结构性方法两大类。结构性方法的代表是生产函数方法，但通过生产函数法估算潜在产出时必须使用失业率、企业开工率、固定资产使用率等指标，而在中国没有企业开工率、固定资产使用率的正式统计，对失业率的统计只有城市登记失业率一项，该指标对农村失业及城市中下岗等情况没有进行统计，因此在中国直接使用生产函数法计算潜在产出有比较大的困难。
非结构性方法也称为统计方法，是直接根据实际产出估计潜在产出，不需要其他统计指标，其中最具代表性的是HP滤波方法。即如果Y是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，Y是其中含有的趋势成分，Y：是其中含有的波动成分，则利用liP滤波可以将经济变量序列中长期增长趋势和短期经济波动成分T分离出来。下面采用HP滤波法估算潜在产出时，因使用的是年度数据，故采用了OECD的建议，取r=25。估算结果如下表所示。
(二)模型建立
基于菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系，可建立下述计量模型。
上式中为时期的通货膨胀率，Gap，为时期的产出缺口，真为扰动项。上式的经济学含义为，当期的通货膨胀水平受过去的通货膨胀水平及产出缺口的影响，即产出缺口是影响通货膨胀水平的重要因素。其中，在正的产出缺口下，通货膨胀有上升的压力；在负的产出缺口下，通货膨胀则有下降的压力。下面将利用中国的宏观经济数据。通过上述模型，对中国近期的通货膨胀压力进行测度。
三、实证及结果分析
计量分析所用的CPI及产出缺口数据均为年度数据。CPI数据来源为GCER中国经济研究服务中心的宏观经济数据库，产出缺口采用上面利用HP滤波方法的估计值。方程中的CPI和产出缺口分别取一阶滞后项，最后使用最小二乘法(OLS)进行回归分析，结果如下表所示，
从回归结果看，各变量系数的‘统计量都比较显著，DW值为1.32，为67.1％，调整后的及R为62％，计量结果比较理想。
根据上述回归方程，参考张晓晶(2008)关于稳态通货膨胀率的解释，可以计算出不同稳态通货膨胀率水平下的GDP增长率。如果仍然假定社会可承受的通货膨胀率水平在5％以下，则相对应的GDP增长率为9.41％；并且从下表可以看出，通货膨胀率为0时，GDP增长率为7.39％。由此根据下表可以得出，稳态通货膨胀率上升1个百分点与GDP增速提高0.4个百分点是相对应的；并且可以看出，中国如果出现9％以上的GDP增长率，则经济将面临较大的通货膨胀压力。
四、简要结论
笔者利用HP滤波方法估计中国近年(1992―2007)的产出缺口状况，并建立描述中国宏观经济中产出缺口与通货膨胀之间关系的菲利普斯曲线方程式，最后采用计量方法进行实证研究发现，经济发展过快是中国近年来出现通货膨胀的主要因素；不仅如此，中国2007年前后曾出现的通货膨胀上涨也主要由经济增长偏快所引致。通过考察不同稳态通货膨胀率水平所对应的GDP增长率可以发现，中国的稳态通货膨胀率上升1个百分点与GDP增速提高0.4个百分点是相对应的。由此可以得出，中国如果持续出现9％以上的GDP增长率，则宏观经济将面临较大的通货膨胀压力，这一结论也为中国过去30年的经济实践所证实。
通货膨胀率的含义范文4
关键词：通货膨胀水平，不确定性，随机波动模型，MCMC模拟，Gibbs抽样
中图分类号：F222.3,0212 文献标识码：A
Dynamic Relationship between Inflation Rate and Uncertainty in China：Based on the Bayesian Stochastic Volatility Models
ZHU Huiming1, HAO Liya1, GUAN Haoyun1, ZENG Zhaofa2
(1 College of Business Administration, Hunan University, Changsha 410082, China; 2 College of Finance and Statistics, Hunan University, Changs 410079, China)
Abstract：To investigate the dynamic relationship of the inflation and inflation uncertainty in China, the SV-M model and the ASV-M model have been employed considering the monthly data from January 1990 to January 2010. The MCMC method has been utilized to estimate both of the stochastic volatility kind models. The empirical results provided here give the evidence that the persistence of inflation uncertainty and the positive direction effect of inflation uncertainty innovations on inflation are supported in ASV-M model. Moreover, the ASV-M model can catch the asymmetry correlation between the inflation and inflation uncertainty. The positive asymmetry parameter means that there is no leverage effect in inflation which exists in financial return. What’s more important, the risk premium coefficient which captures the volatility-in-mean effect is greater than 0. It shows that innovations in inflation volatility increases inflation persistently which is the same as the Cukierman and Meltzer’s viewpoint. In addition, the impulse response function of the binary VAR model implies the opportunistic central bank behavior existing in the money policy making process in China. We also compare the action of different monetary policies.
Key Words：Inflation rate, Uncertainty, Stochastic volatility model, MCMC simulation, Gibbs sampling
一、引言
通货膨胀预期与不确定问题，历来是经济管理决策、经济行为主体和宏观经济学家关注的焦点问题。长期以来，通货膨胀及其所引起的社会成本和福利损失方面的问题引起了人们的广泛关注，对于通货膨胀是否会对经济增长产生不利影响，学术界观点不一，然而，目前研究者们已经达成的一个共识是：通货膨胀的不确定性对经济增长会产生不利影响。这可以从两个方面进行解释：一方面，通货膨胀不确定性的发生将使得价格信号失真，导致经济行为主体难以把相对价格方面的变化同一般价格水平方面的变化区别开来，从而引起决策错误。另一方面，通货膨胀不确定性改变了社会的风险投资意识，因此经济行为主体会更专注于短期利润而忽视长期效益，从而造成整个经济系统资源配置效率的下降，成为通货膨胀或者紧缩的新的诱因，致使社会财富遭受重大损失。由此可见，由通货膨胀导致的社会成本和福利损失的重要原因在于它的不确定性。
诺贝尔奖获得者Friedman[1]在1977年指出：通货膨胀率水平与其波动之间存在正向相关的关系，即高的通货膨胀率水平会引起未来发生更大的通货膨胀波动并由此导致更低的产出增长和经济的非效率。Ball[2]从信息不对称博弈论的角度进一步论证了Friedman 的观点，因为公众不知道强硬的政策制定者何时会执政并实施降低通货膨胀的政策。Friedman与Ball的观点被称为Friedman-Ball假说。如果这种假说成立，则由于不确定性与通胀的正向关系使得通胀不确定性成本可以代替通胀的成本，因此稳定价格便成为减少不确定性的重要方法。与Friedman-Ball假说类似，Golob[3]认为反通货膨胀政策作用的时间是不确定的，这也成为导致通胀水平和不确定性的正相关关系的一个因素。另一方面，Holland[4]将这种正相关关系的原因解释为经济行为主体无法准确预知货币供应量的改变对价格水平的影响。然而，Cukierman和Meltzer[5-6]在研究通货膨胀波动对未来通货膨胀率水平的影响时提出：通货膨胀水平与不确定性作用的方向与Friedman-Ball假设相反，即高度的通货膨胀不确定性会由于中央银行行为的不确定性最终促使通货膨胀率上升。Cukierman和Meltzer对这一过程的解释为：货币政策当局有追求保持低通货膨胀和利用不可预期的通货膨胀刺激经济的双重目标，因此为了最大化其政策目标函数，将会充分利用公众对货币增长和通货膨胀的不确定性，一方面通过扩张性货币政策引起通货膨胀，刺激经济增长；另一方面要防止货币增长过快，这样最终达到一种最优的通货膨胀率，从而形成了通胀不确定性与通胀水平的正向相关性。Cukierman和Meltzer的研究表明，当货币政策当局具有充分自由进行政策制定和调控时，往往不会选择最优的调控政策，而是为短期稳定目标留有一定的余地，即采用具有“相机抉择”特征的货币政策框架。
在实证方面，学术界对通货膨胀水平与不确定性的关系进行了大量的研究，但是结论并不一致。综合这方面的文献可以看出，这种不同的实证结果除了与不同研究对象的经济状况以及政策体制相关以外，计量工具和方法的选择也是造成这种不一致的主要原因。例如，早期的文献采用样本方差或均方通胀率代表波动性指标，使用横截面数据考察多个国家通胀水平及其波动性的相关性，这类研究结果均表明通胀均值和波动性之间存在强的正相关性[7-9]。然而，这种不确定性的度量方式无法区分可预测波动与不可预测波动，而可预测波动部分并不构成通胀的不确定性，这是该方法的主要缺陷。随着经济计量技术的发展，Engle[10]利用条件异方差模型（ARCH）对英国和美国通货膨胀的易变性进行了实证研究，估计出非预期通胀的方差序列，他的经验研究并不支持Friedman-Ball假说。在GARCH模型的框架下，一步向前的条件方差代表不可预测的通胀新息的波动性，它是事先的方差而不是像移动平均标准差那样的事后方差，因此能够更好地反映通货膨胀不确定性。采用GARCH模型分析通货膨胀水平与不确定性关系的文献，部分采用两步检测方法，如Grier和Perry[11]分析了西方七国集团1948-1993年的通货膨胀水平与不确定性的关系，结论表明七个国家高通货膨胀全部都伴随有高度的通货膨胀不确定性，日本、法国的情况也支持Cukierman-Meltzer的研究结论。类似的研究如Komain和Timothy[12]、Guglielmo和Alexandros[13]等。另一方面，均值GARCH模型（GARCH-M）的发展为这方面的研究工作提供了一个新的思路。在这类模型中，条件均值和方差被同步估计，因此比两步检验方法更有效率。例如Stilianos[14]利用GARCH类模型检验了1885-1998年英国的通货膨胀水平与不确定性的相关关系，结论支持Friedman-Ball假说；Bradley[15]运用二元EGARCH-M模型研究战后日本通货膨胀、通货膨胀不确定性和产出增长之间的关系，认为较高的通货膨胀平均水平和较低的经济增长率会导致高的通货膨胀不确定性。
然而，在GARCH类模型中令波动的条件方差服从一个确定的自回归过程，因此波动的改变即是一个已知过程，这与不确定性的概念不符。与GARCH类模型不同，随机波动（SV）模型令条件方差包含某些随机过程的不可见成分，因此波动的改变是随机变化的，而这种随机冲击的性质与程度，也是影响通胀调整的重要因素[16]。相对于GARCH模型，Danielsson[17]和Kim et al.[18]的研究均认为对数正态SV模型在实证检验中优于GARCH类模型。近年来，SV模型的建模与应用研究逐渐得到了学术界的重视，然而主要领域仍集中在期权定价和股票市场的波动性研究，在宏观经济领域还鲜有涉及。其主要原因在于SV模型相对于GARCH类模型估计难度较大，不利于实证分析。自20世纪90年代起，随着贝叶斯统计推断技术与方法的发展，特别是马尔科夫链蒙特卡洛（Markov Chain Monte Carlo, MCMC）稳态模拟技术的应用，解决了SV模型中异常复杂的高维数值计算问题，为这类模型的研究提供了简便有效的途径，从而丰富了SV模型的种类，拓宽了其应用领域。
本文拟利用贝叶斯SV模型研究我国通货膨胀水平与不确定性的动态相关关系，考虑到通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，建立SV-M模型对条件均值和条件方差进行联合估计，度量我国的通胀不确定性动态特征。随后对该模型进行拓展，引入能捕捉非对称效应的ASV-M模型，在MCMC稳态模拟的框架下研究了我国通货膨胀水平与不确定性的动态关系。在此基础上，进一步讨论两者之间的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，并从经济学的角度对该行为特征进行分析。
二、理论模型与MCMC算法设计
标准SV模型由Harvey[19]和Jacquier[20]引入到计量经济学领域，逐步发展成为一类极具应用前景的波动类模型。基本的SV模型形式如下：
其中， 为 时刻的观测变量， 是均值方程的自回归参数， 则为预期观测值； 为潜在波动的对数形式， 为一个鞅差分序列，一般假定其是均值为0、方差为1的高斯白噪声序列，且 与 是相互独立的； 和 代表波动方程的自回归参数， 为扰动项，服从均值为0、方差为 的独立正态分布，且 与 也是相互独立的。此外，为保证波动过程的平稳性，假定 。
在基本SV模型的基础上，为刻画波动与预期观测值的相关关系，可以在均值方程中引入波动项作为均值回复的一个影响因素，由此得到SV-M（stochastic volatility in mean）模型，其状态空间形式如下：
此时，模型的预期观测值为 ，其中 为风险溢出系数，它用来度量波动对预期观测变量的影响，若 ，表示波动和预期观测变量具有正向相关关系， 值的大小表示波动变动一个单位时对预期观测变量的影响程度。
在上述模型中，均假定均值方程和波动方程的扰动项 与 是相互独立的。这种假定条件可以放宽到更一般的情况，即令
此时， 代表两个扰动项之间的相关关系，用来说明利空（观测值为负）或利好（观测值为正）消息对波动影响的非对称性。若 为负值，说明相同强度的冲击，利空消息的冲击对波动的影响大于利好冲击，反之亦然。至此，在（2）式的SV-M模型的基础上考虑这种波动对正向冲击和反向冲击的影响，即得到ASV-M（asymmetric stochastic volatility in mean）模型。
为了便于得到ASV-M模型的似然函数，以下进行一个简单的变换：令 ，则
不难验证，此时 。将（3）式代入模型（2）的均值方程中得到：
结合模型（2）中的波动方程，可得模型的条件似然函数形式为：
由此可得观测变量与潜在波动的联合分布为：
其中， ， 为误差项的协方差矩阵， 代表矩阵的积。根据贝叶斯定理得到潜在波动的后验分布形式：
由模型的结构分析容易看出，似然函数为一个多重积分的过程，具体形式难以直接获得，因此不适合使用极大似然估计方法进行估计。然而在MCMC方法的框架下，参数和状态变量的后验联合分布可以利用Gibbs抽样方法进行估计，即将参数空间扩展为包括状态空间在内的新的参数空间，从而把问题转化为从完全条件后验分布中抽取随机样本。根据贝叶斯定理，参数的完全条件后验分布比较容易获得，通过先验分布的设定，可以设定参数的后验分布的共轭形式，便于进行抽样分析。因此，MCMC模拟的基本思想是：建立马尔科夫链对未知变量的抽样分布进行动态模拟，当链达到稳态分布时即得所求的后验分布，进一步可以利用抽取的样本计算边缘分布以及后验分布的矩。以下我们针对ASV-M模型，设计了模型参数的MCMC稳态模拟，Gibbs抽样步骤为：
重复步骤2-8迭代 次，直至Markov链达到平稳状态，抽样完成后可依据所得的样本 对模型参数的后验分布进行统计推断。
在利用MCMC模拟方法估计模型之前，首先设定参数的先验分布：在波动方程中令 服从均值为0，方差为10的正态分布； 服从参数 的贝塔分布； 服从形状参数为2.5，尺度参数为0.025的伽马分布，以上先验分布的选择依照Kim等[19]的观点，对于模型的其他参数，由于先验信息比较缺乏，所以均采用了低信息先验分布，以尽可能地利用样本数据本身的信息对参数进行估计。
三、实证分析
（一）数据选取与基本统计特征分析
本文使用的通货膨胀率水平（ ）是采用我国消费物价指数（CPI）的对数一阶差分形式表示，研究样本是1990年1月至2010年1月间的月度数据，差分后的样本量为240个。样本选取自1990年是因为我国商品价格自20世纪80年代才逐步放开，此前严格受国家控制。数据来源是国家统计局网站以及《中国统计月报》。CPI以及通货膨胀水平 的时间变化路径如图1所示。
从CPI趋势图可以看出，我国物价水平在过去的20年中，有三次较为明显的峰值，分别是：1994年10月，2004年7月和2008年2月。其中，1992年1月至1996年12月期间，我国经历了较为严重的高通货膨胀，从1997年中后期开始，我国经济实现了“软着陆”，物价水平出现了轻微的通货紧缩，直到2003年下半年才有所缓解，此时通货膨胀率变化又开始出现了攀升势头。特别的，从2007年4月至2008年12月，以猪肉价格为代表的农产品价格的上涨，以及国际市场原油、粮食等初级生产资料价格的上升，致使我国经历了新一轮通货膨胀。对比通货膨胀水平 的时间变化路径可以看出，整体上通货膨胀率波动具有聚集性特征，即通货膨胀期间价格波动程度较高，通货紧缩期间价格的波动程度明显降低，这种变化体现出通货膨胀率的异方差特征。CPI和通胀率 的分布统计特征如表1所示，结合数据的偏度和峰度值容易看出，CPI和通胀率 都具有右偏厚尾特征，并且它们的J-B（Jarque-Bera）检验统计量也都在1%的显著性水平下拒绝了数据服从正态分布的原假设，说明通胀率在少数月份中出现了异常值。
为了检验通货膨胀序列的异方差特征，针对样本均值的偏差序列以及其平方序列分别计算了Ljung-Box Q（Q）统计量，表2中的Q统计量值为了检验序列的前1、2、5阶自相关系数是否显著为0，括号中为相应的P值，容易看出，均值偏差序列和偏差平方序列均具有高阶自相关性，并且Lagrange Multiplier（LM）统计量的值为238.4014，也说明偏差序列显著存在ARCH效应即具有异方差特征。此外，针对序列的平稳性，采用Phillips-Perron（PP）和Augmented Dickey Fuller（ADF）两种方法检验序列是否含有单位根，结果与自相关性检验一致，即序列是平稳的，因此保证只含有时变的随机扰动项。
（二）SV-M模型的MCMC稳态模拟
为了研究通货膨胀水平与不确定性的关系问题，首先建立SV-M模型刻画通货膨胀的不确定性，注意到通货膨胀率是一个平稳过程，根据DIC准则选择AR(2)-SV(1)模型作为基础SV模型，即在理论模型中令 。考虑到通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，将基础SV模型拓展为SV-M模型。
采用MCMC算法进行模型推断时，为了消除参数的初始值对模型的影响，对于各个参数分别构造了两条Markov链进行稳态模拟。在Gibbs抽样过程中，先对每个参数进行5000次迭代，以保证参数估计的收敛性，在此基础上再进行50000次迭代，以记录下的样本结果作为参数估计的Monte Carlo试验数据。根据Markov链在平稳状态下的Monte Carlo抽样数据，图2和图3给出了模型参数的后验分布核密度估计图和相应的分位区间估计图，从图中我们可以掌握参数的分布情况，并进行各参数的后验区间估计。
由图2可以看出，模型参数 和 的后验分布具有偏态特征，其他参数的后验分布都具有对称性。这主要是由于参数 和 的Monte Carlo抽样数据中，一侧的极端值出现的概率较大，使后验分布呈现出偏态特征。此外，图3表明各个参数的分位区间估计已经基本趋于平稳，说明各条Markov链已经基本达到平稳状态，所得样本依分布收敛到目标分布，可用于参数估计，同时通过参数 和 的分位区间估计图也可以观察到其后验分布所具有的偏态特征。
综合各个参数的后验分布核密度图，对利用MCMC方法抽样得到的Monte Carlo样本进行进一步的分析，可以得到模型参数的贝叶斯估计值以及相应的分位区间估计。表3给出了我国通货膨胀率的SV-M模型参数的均值、标准差、MC误差、2.5%和97.5%等主要分位数的贝叶斯估计值以及检验Markov链收敛性的Gelman-Rubin（G-R）统计量的值。
从表3可以看出，首先，各个参数的MC误差远小于标准差，G-R检验统计量都在1到1.2之间，可以认为模型各个参数的样本分布已经收敛到其后验分布，即采用MCMC稳态模拟估计模型参数是有效的；第二，波动方程的自回归参数 的贝叶斯后验均值为0.968，表示通货膨胀的不确定具有较强的持续性特征，类似于金融收益率波动的持续性过程；第三，风险溢出系数 的贝叶斯后验均值为5.730，由于 可以用来度量波动对预期观测变量的影响，值为正则说明通胀不确定性对通胀水平具有正向影响，由此可以初步判断Cukierman和Meltzer假说成立。此外，模型的AIC值为-1702.05，残差序列的Q(5)统计量为11.3712，P值为0.04，Jarque-Berra检验统计量为1.3386，相应的P值为0.51，无法拒绝正态分布的原假设，说明模型设定的有效性。
（三）ASV-M模型的MCMC稳态模拟
在上述SV-M模型的基础上，为考察均值方程和波动方程的扰动项 与 之间的相关关系，说明利空（观测值为负）或利好（观测值为正）消息对波动影响的非对称性现象，从而引入了ASV-M模型。对该模型进行MCMC稳态模拟时，同样对于各个参数分别构造两条Markov链，每条链迭代50000次，舍去前10000次进行退火处理，对保存下的样本作为参数估计的Monte Carlo试验数据。图4给出了各个参数的两条Markov链的抽样动态轨迹，各个参数的Markov链较好地磨合在一起，说明抽样链已经基本达到平稳状态。图5和图6则分别给出模型参数的后验分布核密度估计图和相应的分位区间估计图。
由图5和图6可以看出，模型参数 、 和 的后验分布具有较为明显的偏态特征，其他参数的后验分布都具有对称性。同时，各个参数的分位区间估计已经基本趋于平稳，这也说明设置的各条Markov链已经基本达到平稳状态，Monte Carlo样本可用于进行参数的区间估计。对所得样本进一步分析，可以得到模型参数的贝叶斯估计值以及相应的分位区间估计，具体见表4。容易看出，各个参数的MC误差远小于标准差，G-R检验统计量都在1到1.2之间，说明采用MCMC稳态模拟方法的有效性。
对比ASV-M模型和SV-M模型的参数估计结果，可以看出，在ASV-M模型中波动持续性参数 的贝叶斯后验均值为0.978，大于SV-M模型中估计值，说明ASV-M模型能够更好地把握通货膨胀不确定性的持续性特征；风险溢出系数 的贝叶斯后验均值在ASV-M模型中为8.215，也大于SV-M中的相应估计值，说明ASV-M模型能够更好地反映通胀不确定性对通胀水平的正向影响作用；对于反映不确定性估计精度的 值，ASV-M模型中的估计值为0.265，相对于SV-M模型有所降低，说明前者对数据的拟合精度也优于后者。此外，ASV-M模型的AIC值为-1720.9，小于SV-M模型，也说明该模型设定的有效性。进一步对模型进行残差检验，可得残差序列的Q(5)统计量为8.911，相应的P值为0.133，说明模型的残差序列不存在显著的自相关性，Jarque-Berra检验统计量为1.923，P值为0.382，不能拒绝正态分布的原假设，由此可见，ASV-M模型更好地刻画了我国通胀率的动态特征。
特别需要说明的是，模型中扰动项的相关系数 的贝叶斯后验均值为0.354，代表不同性质的信息冲击对通货膨胀不确定性影响的非对称作用。由于 值大于零，说明通货膨胀中出现的反向冲击降低了通胀的不确定性程度，而正向冲击则加剧了这种不确定性水平，这也表明通货膨胀率中不存在与金融资产价格运动类似的杠杆效应，这主要是因为商品市场与资产市场的价格调整速度是不同的。在商品市场中，价格成分主要由市场供给和需求调节，市场出清的短边因素在需求方向，因此价格变化以需求驱动为主。然而，经济学中的展望理论（prospect theory）表明：人们强烈厌恶相对损失，一定金额的收益所引起的效用增加低于相同数量的损失所引起的效用减少。这一理论可以用于解释为何工人反感相对损失而强烈抵制工资的减少，而在垄断竞争环境下名义工资的粘性导致名义价格的粘性，从而说明在商品市场中普遍存在着向下的价格粘。正是因为存在价格的向下粘性特征，所以通货膨胀率中的反向冲击带来的不确定性影响较低，而正向冲击则增加了经济行为主体对未来不确定性的预期，而一旦出现了正向冲击，由此导致的“示范效应”和“追涨效应”将是非常明显的，这些都同正向冲击带来的投资扩张等行为有密切关系。由此可见，ASV-M模型所揭示的通货膨胀率的非对称性具有重要的市场机制和政策操作方面的启示。
（四）脉冲响应分析
在利用MCMC方法估计ASV-M模型的基础上，以模型中的潜在波动变量 度量通货膨胀不确定性。这种度量方法使得 包含一个新息过程，能够更好地反映信息冲击对波动影响的动态过程，符合通货膨胀不确定的确切含义。在此基础上，为了进一步讨论通货膨胀水平与不确定性的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，绘出了60阶滞后的通货膨胀率与不确定性相互作用的脉冲响应函数图：
图7 通货膨胀率与通胀不确定性相互作用的脉冲响应函数
由图7可以看出，通货膨胀率水平的变化对通胀不确定性的影响基本上接近于零，说明 的冲击对 的影响不显著；反过来，给通胀不确定性一个正的冲击，通货膨胀水平在前6期内达到最大值，即在第6期 对 的响应是0.1706，然而这种冲击作用不具有持续性，在50期之后几乎为零。这与SV-M模型和ASV-M模型中的判断是一致的，这些经验结论表明高度的通货膨胀不确定性会促使通货膨胀率上升，反之则没有支持的证据。根据Cukierman和Meltzer的理论观点，说明我国目前的货币政策框架中含有相机抉择的成分因素。从主流的宏观经济学与货币经济学的角度而言，目前经济学家大多认同“货币长期中性、短期非中性”的结论，这也为货币政策的制定在短期内具有一定的灵活性提供了理论基础。从实证经济学的角度，由于金融市场不完全有效和市场参与者在获取价格信息时的不对称性，使得货币政策传导过程并不是畅通无阻的，大量货币会偏离政策目标，在传导过程中“渗漏”出去，迷失于非实体经济，导致了“货币迷失”。伴随着这种现象的出现，自上世纪90年代以来，越来越多的国家与地区以通货膨胀作为货币政策关注的核心变量，采用通货膨胀目标制的货币政策框架[21]。
为了深入说明不同的货币政策框架下的行为表现，在存在通货膨胀粘性的条件下构建货币政策部门的效用函数，以附加预期的菲利普斯曲线和由货币数量方程决定的社会总需求函数为约束组成优化模型，不难证明完全相机抉择和有约束的相机抉择货币政策下的通货膨胀水平分别为：
其中， 代表价格的粘性程度， 反映了政府给予通货膨胀目标的权重， 反映了通货膨胀对过度需求的敏感程度， 为上期通货膨胀率，对应于充分就业的产出水平设定为 。
容易看出，当 时， 。在通货紧缩情况下（ ），有约束的相机抉择下的通货膨胀率高于完全相机抉择下的通货膨胀率水平（ ），能够有效的促使宏观经济走出通货紧缩；而在通货膨胀的情况下（ ），有约束的相机抉择下的通货膨胀率低于完全相机抉择下的通货膨胀水平（ ），又能有效抑制通货膨胀水平。这说明在存在通货膨胀粘性的条件下，有约束的相机抉择货币政策下的通货膨胀波动低于完全相机抉择下的波动。
我国货币政策的中介目标经历了从1984至1993年间主要监测现金计划和信贷计划的现金发行量和信贷规模，到1998年开始以货币供应量管理为主进行间接调控。然而，从每年的中央经济工作会议文件与货币政策执行报告来看，我国的货币政策实质上面临多目标约束，如：物价稳定、促进就业、确保经济增长、支持国有企业改革、配合积极的财政政策扩大内需、确保外汇储备不减少以及保持人民币汇率稳定等等。因此，货币政策部门短期的动态微调政策便是利用公众对货币增长和通货膨胀预期的不确定性，在多个目标中做出权衡，以实现一种快速的政策效果。然而值得注意的是，这种带有相机抉择成分的货币政策容易加剧公众对货币当局公信度和货币政策效果的不确定性，反过来又会影响到通货膨胀预期水平。因此从长期来看，货币政策应给予通货膨胀目标更大的权重，使得在存在通货膨胀粘性的条件下，将通货膨胀波动控制在较低的水平，从而减少社会福利损失。
四、主要结论
本文主要研究了我国通货膨胀水平与不确定性的动态关系问题。针对我国通货膨胀水平与不确定性的相关关系具有时变性特征，本文首先建立了SV-M模型和度量我国的通胀不确定性动态特征。在此基础上，为进一步捕捉这种不确定性对消息的正向冲击和反向冲击的影响将SV-M模型扩展到ASV-M模型。在MCMC稳态模拟方法的框架下，设计了Gibbs抽样算法对我国近20年的通胀水平和不确定性的动态关系进行了实证分析。
模型结果表明：我国通货膨胀不确定性中具有明显的持续性特征，并且不同性质的信息冲击对我国通货膨胀不确定性具有非对称的影响作用，这种非对称性不同于金融资产价格运动中普遍存在的杠杆效应，主要是由于价格的向下粘性特征以及正向冲击带来的投资扩张行为，使得信息的正向冲击增加了经济行为主体对未来不确定性的预期，由此导致了明显的“示范效应”和“追涨效应”。此外，针对通货膨胀水平与不确定性的短期动态关系以及包含在残差序列中的长期历史信息，脉冲响应函数的经验结论表明通货膨胀率水平的变化对通胀不确定性的影响不显著，而给通胀不确定性一个正的冲击，通货膨胀水平在前6期内达到最大值，但是这种冲击作用不具有持续性，根据Cukierman和Meltzer的理论观点，说明我国目前的货币政策框架中含有相机抉择的成分因素。由于在存在通货膨胀粘性的条件下，有约束的相机抉择货币政策下通货膨胀波动低于完全相机抉择下的波动，因此从长期来看，货币政策应给予通货膨胀目标更大的权重，使得在存在通货膨胀粘性的条件下，将通货膨胀波动控制在较低的水平，从而减少社会福利损失。
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通货膨胀率的含义范文5
>> 楼市泡沫也无法催生宽松货币政策 适度宽松货币政策下的票据融资 稳健货币政策下民间融资情况调查 社会融资规模与货币政策框架研究 货币政策、会计稳健性与债务融资 社会融资总量与最优货币政策操作 货币政策、外部融资依赖与企业业绩 货币政策、融资约束与企业投资 宏观货币政策对企业融资约束的影响 货币政策微调? 货币政策回稳 货币政策胶着 反思货币政策 货币政策魔镜 货币政策≠金融政策 谁在操纵货币政策? 2012货币政策展望 货币政策出现拐点 货币政策务实前瞻 货币政策国际协调 常见问题解答 当前所在位置：？cn=C01.与此同时，名义利率也迅速地下降，由1996年的12%下降至2000年的2%。wind资讯金融数据库。可以看到，在M2增速变化的过程中，通货膨胀率与名义利率均下降了约10个百分点，实际利率没有发生明显变化，表现出了很强的费雪效应。同样地，2009年M2增速迅速上升至28%的高位之后，通货膨胀率和名义利率均开始攀升。通货膨胀率由2009年的-07%上升至了2011年的5.4%，③国家统计局，.
3. 定向降准所释放的资金很难流向融资贵的主要对象――小微企业，因此也无法解决融资贵问题。
2014年央行实施了两次定向降准，但从其效果来看定向降准的资金难以流向融资贵问题最为突出的小微企业，因此对于根治融资贵问题的作用不大。以2014年6月的定向降准为例，央行决定对符合审慎经营要求且“三农”和小微企业贷款达到一定比例的商业银行下调人民币存款准备金率0.5个百分点。但2014年9 月末，小微企业贷款余额下降了0.1个百分点，较上半年环比下降2.2个百分点。小微企业贷款余额不仅同比和环比双双下降，而且环比下降幅度还明显大于大型企业贷款余额的下降幅度（0.7个百分点）。由于定向降准并不能有效增加（甚至还出现了减少）小微企业贷款供给，因此也就难以从资金供给的层面降低融资成本。
定向降准难以引导资金流向小微企业的原因之一是，小微企业融资成本远高于国有企业是一个结构性问题，而货币政策是总量政策，难以解决结构性问题。原因之二是，中国的三大吸金黑洞（国有企业、地方投融资平台和房地产）不仅资金需求量大，而且银行天然愿意贷款给它们，从而挤占了小微企业的资金需求。
二、当前货币政策不应将解决融资贵问题作为政策目标，而应以维持合理的
经济增速和物价水平为目标适度降息和降准无论是降息还是降准，货币政策均不能解决融资贵问题，因此缓解融资贵不应成为货币政策的目标。以此为目标不但无法解决融资贵问题，还会由于目标过多而降低货币政策的效率。中国货币政策应继续以维持合理的经济增速和物价水平为目标来进行适当的调控，从经济增速和通货膨胀率等宏观经济运行情况出发进行降息和降准操作。结合当前中国经济增速周期性放缓、通货膨胀率下降和实际贷款基准利率上升的大背景，降息与降准的时机和空间均已形成。
当前中国经济已呈现出明显的周期性放缓，降息和降准的时机已经逐渐成熟。2012年以来中国经济增速大幅放缓，中国实际经济增速已由2000-2007年的10.51%和2008-2011年的9.65%下滑至2012-2014年的7.58%。对同期中国潜在经济增速的测算表明，2012-2014年潜在经济增速为9.34%，相比2000-2007年和2008-2011年有所下滑但下降幅度有限，降幅分别为0.5和1.4个百分点。这表明，2012年以来中国经济增速的下滑主要是周期性下滑，中国的产出缺口已达到1.8个百分点。郭豫媚、陈彦斌：《中国潜在经济增长率的估算及其政策含义：1979～2020》，《经济学动态》2015年第2期。货币政策作为一种逆周期的宏观调控政策，应当在经济出现周期性下滑尤其是产出缺口较大时适度降息和降准。
在经济增速下滑的影响下，中国的通货膨胀率也不断降低。2013年1月至2014年8月间CPI基本维持在2%-3%的区间之内，9月之后CPI徘徊在1%左右，至2015年1月又进一步下滑至0.8%，此后基本维持在1.4%左右。数据来源：国家统计局，.随着新增外汇储备的大幅下降，不仅不应继续维持如此之高的存款准备金率，而且应当有所降低以增加基础货币供给，避免新增外汇储备下降导致基础货币投放不足。此外，2015年5月起中国开始实施存款保险制度，这就更没有必要维持过高的存款准备金率。
三、结语
通货膨胀率的含义范文6
关键词:通货膨胀;预期;产出缺口;菲利普斯曲线
中图分类号:F820.5 文献标志码:A文章编号:1673-291X(2010)23-0010-02
在经济学上,通货膨胀表现为整体物价水平持续性上升。公认的菲利普斯曲线表示的是通货膨胀与失业率之间的替代关系,即反映到政策上是可以用通货膨胀换取失业率。弗里德曼和菲尔普斯在解释20世纪60年代至70年代西方世界出现的滞胀现象时提出附加预期的菲利普斯曲线,在模型中引入了适应性预期,得出在短期菲利普斯曲线存在、长期不存在的结论;新古典宏观经济学派提出理性预期菲利普斯曲线,提出无法以通货膨胀为代价来降低失业率,菲利普斯曲线始终是垂直于自然失业率的一条直线;新凯恩斯主义菲利普斯曲线是基于理性预期和价格黏性的菲利普斯曲线。
一、基于预期与产出缺口的菲利普斯曲线模型
在西方经济理论中,预期的概念早已提出,但是,将其引入通货膨胀的研究是在20世纪60年代之后。正是预期因素的引入,成为现代西方理论和传统理论的分水岭。相比之下,中国直到80年代后期,尤其是1988年抢购风之后,通胀的预期理论才逐渐引起学者的重视。预期的假定是“经济人力图正确的预期未来,从而减少目前决策的损失。”在现代人们偏向于理性的情况下,预期是一个不可忽视的因素。在菲利普斯曲线的研究中,西方学者也把预期引入其中,从而得出基于预期的菲利普斯曲线。我们知道在菲利普斯曲线中,失业率和通货膨胀率之间存在替代关系,因此,推测政府有可能在失业率和通胀率之间进行取舍,从而在降低失业率的同时导致了通货膨胀的发生。在我国,由于失业率的统计数据不完全,只有城镇失业率登记,在农村还存在着大量的失业无法统计,所以,在我国不能用这种不完整的统计的失业率去找出通胀的原因。但可以用产出缺口来替代,因为按照奥肯定律,实际GDP增长率相对于潜在GDP增长率每下降2到2.5个百分点,失业率就上升一个百分点,所以只要证明了通货膨胀与产出缺口之间存在正相关关系,就可以说明通货膨胀率与失业率之间存在负相关关系。所以,本文建立了基于预期和产出缺口的菲利普斯曲线模型。
二、数据来源与实证分析
(一)变量的说明
在该模型中涉及到通货膨胀预期及产出缺口,通货膨胀预期是指对于通货膨胀的估计值,其数值大小会直接地影响人们的行为。实际产出与潜在产出的差值就是产出缺口。潜在产出一般是指,在非加速通货膨胀的情况下,现有的劳动力、资本和技术所能实现的生产水平。
(二)变量的计算
至于预期的通货膨胀∏te如何确定,经济学家提出预期机制,大致可以分成四种:首先是静态预期,这种预期简单地把上一期的实际通胀率作为现期的预期通货膨胀,即∏te=∏t-1;其次是外推型预期,设定预期通货膨胀率等于上期通胀率加上通胀变化趋势的一个修正值:∏te-∏t-1=a(∏t-1-∏t-2);第三种是适用性预期,这种预期假设人们在形成对现期的预期通货膨胀时,考虑到上一期的预期误差,即∏te-∏t-1e= a(∏t-1-∏t-1e);最后是理性预期,即经济当事人会利用一切可得的信息对未来的经济变量做出准确的判断:∏te=∏t。由于静态预期过于趋于简单化,理性预期又缺乏现实性,所以普遍使用的是外推型或适用性预期机制。本文采用外推型预期。
潜在产出的估计方法大致分为两类:一是统计分解趋势法,另一类是经济结构关系估计法。前者试图把时间序列分解为永久性成分和周期性成分;而后者则试图用经济理论分离出结构性和周期性因素对产出的影响。本文通过计量方法,用一条光滑的指数曲线来拟合潜在GDP的增长趋势。因为Gt=(Yt-Yt*)/Yt*约等于lnYt-lnYt*,所以用公式lnYt-lnYt*来计算产出缺口。
3.模型构建与实证分析
选择1980―2009年的数据,利用EViews进行分析,可以看出Yt与t之间存在对数关系。所以可以建立拟合潜在产出模型
lnYt*=a+bt+e
Yt为年度国民内生产总值,t为时间变量,以年为单位,它在 1980年的取值为1,得出的函数为
lnYt*=8.227+0.1541t+e
(0.0531) (0.0030)
t=(154.83)(51.47)
R2=0.9895F=2649.666S.E=0.1419
拟合优度R2为0.9895,说明模型较好地拟合了实际GDP,国内生产总值的变化中98.95%可以用回归模型来解释。t值和F值都显著,说明变量具有显著性,模型也具有显著性。这个结果表明潜在产出存在一种趋势,潜在产出对时间的惯性为0.1541。
利用以上结果,计算出我国的产出缺口,选择1979―2008年的居民消费物价指数代表1980―2009年的通货膨胀预期的其中一部分,用1978―2008年的数据计算出通货膨胀趋势,与产出缺口一起得到,在大样本的情况下并且剔除个别异常的数据后可以大概认为通货膨胀∏t与∏t,∏t-1-∏t-2 ,Gt存在线性关系,因此可以设立线性模型:
∏t =a+b∏t-1+ c(∏t-1-∏t-2)+Gt+e
∏t代表通货膨胀,∏t-1表示上期通货膨胀,∏t-1-∏t-2表示通胀膨胀变化趋势,Gt表示产出缺口,e表示随机误差。
应用EViews软件进行回归分析,由此得到的通胀与预期及产出缺口的模型为:
∏t=3.352003+0.390435∏t-1+0.493252(∏t-1-∏t-2)+11.19414Gt+et
(1.1975) (0.1634)(0.175)(7.041)
t= (2.799)(2.389) (2.812) (1.589)
R2=0.584F=12.176 S.E=4.411
模型表示的经济含义为自发性的通货膨胀率为3.35%,这是经济增长引起的;上期的通货膨胀对本期的通货膨胀的影响惯性为39.04%,即人们有理由相信本期的通货膨胀会在上期的基础上保持一定的比例;通货膨胀变化趋势的影响程度为49.3%,即人们还会根据前两期的通货膨胀差额来预测本期的通胀;产出缺口的影响程度为11.194,即若实际GDP比潜在GDP增加1%,将会导致通货膨胀增加11.194%。
模型的拟合优度为0.584,定量地描述了∏t的变化中可以用回归模型来说明的部分为58.4%,也就是说模型具有0.584的解释程度。F值为12.176,由于n=30,k=3,n-k-1=26,取显著性水平为a=0.05,查表得F0.05(3,13)=3.41,表明只要F值大于3.41,就能以95%的置信度认为模型的线性关系是显著的。
三、主要结论
1.菲利普斯曲线在中国还是存在的,只是在一些体制方面与西方国家有差别,导致不是很明显,因而有些学者否认它在中国的存在。在这个模型中产出缺口与通货膨胀之间呈现出正相关的关系。
2.产出缺口在统计上显著影响我国的通货膨胀率。应该说,我国经济发展史上存在的经济过热现象是通货膨胀的一个重要原因;或者说,实际产出超过潜在产出水平是通货膨胀产生的主要实体经济面因素。如果实际经济当中实际GDP超过潜在GDP,其反映在通货膨胀中将被放大十倍。
3.上期通货膨胀以及通货膨胀趋势在一定程度上影响着我国的通货膨胀。
4.虽然在拟合优度不是很高,但从F值我们知道整个模型的影响是显著的,所以在没有引入其他影响因素的情况下,我们有理由相信这个模型是符合实际的。
四、治理我国通货膨胀的政策建议
首先,经济过热的不仅是某些地方政府不惜代价追求发展速度的惯的结果,也是中国特定政治周期在经济领域的一个反映:在某个政策规划刚出台的前两年。各地都想把摊子铺大,把基础打好。各级地方政府应该树立全局观念,确保政令畅通;中央政府各有关部门也应管好土地,管好税收。在宏观的几个指标中不能只顾经济增长,在有矛盾的指标之间要注意协调。应该采用稳健的政策防止经济过热,要根据实际情况来制定政策,不应该一味地追求GDP的增长速度。
其次,作为调控者的政府要把好预期这一关,不要盲目地让物价太高,只有让人们拥有一个比较稳定的预期,才能保证经济不会过分波动。一方面,要适度控制货币投放的规模和节奏,让货币供给量平稳回落至适度水平;另一方面,要合理引导信贷投放的规模和结构,既要防止信贷过度膨胀,又要通过窗口指导推动贷款投放的结构调整。此外,保持国内农产品价格的基本稳定,合理控制水电油气等资源类产品价格,在积极推进资源价格形成机制改革的同时,充分考虑到居民的承受能力和适应能力,以免成为推升物价的叠加因素。最后,加强对国际热钱的监管,防止资产价格,尤其是房价的过快膨胀。
参考文献:
[1] 张平,王宏淼.“双膨胀”的挑战与宏观政策选择[J].宏观经济研究,2008,(6).
[2] 刘伟.供求失衡的特点与通货膨胀的治理[J].宏观经济,2008,(5).
