前言：中文期刊網精心挑選了通貨膨脹的本質范文供你參考和學習，希望我們的參考范文能激發你的文章創作靈感，歡迎閱讀。
通貨膨脹的本質范文1
關鍵詞：人民幣升值 通貨膨脹 國際資本流動 VAR Granger檢驗 脈沖響應分析
一、問題的提出
從2005年7月21日我國宣布啟動人民幣匯率改革進程開始，人民幣長時期緊盯美元的局面有所轉變，即實行以市場供求為基礎、參考一籃子貨幣進行調節、有管理的浮動匯率制度。人民幣兌美元基準價由改革前8.2765調制8.11，自此人民幣步入漸進升值之旅。危機后的各國掀起了推動人民幣升值浪潮，至2013年10月已升至1美元兌換6.17元人民幣，比改革前升值了25.4%。與此同時，物價水平不斷攀升，同比通脹率達到5.1%。伴著熱錢涌入態勢，在剛過去的2012年我國實際利用FDI將近1120億美元?！叭嗣駧派怠?、“通貨膨脹”、“熱錢”這些早已成為我國宏觀經濟運行中的熱門關注話題，進一步探究三者之間的相互關系與內在邏輯也具有重要意義。
二、人民幣升值、通貨膨脹、國際資本流動三者間的理論關聯性
1.關于人民幣升值與通貨膨脹的關系
單從進出口貿易考慮，人民幣的升值理論上說能引發國內物價水平下降，緩解通貨膨脹，具體效應描述為：一方面可通過直接直接降低進口商品價格來降低本國一般物價水平，另一方面，隨著進口貿易商品價格降低，國內同類產品迫于競爭壓力非自愿降低其價格，在逐利目標下選擇減少名義工資試圖縮小投入，當消費者收入水平有限時，國內非貿易商品的價格也將下降，最終造成一般物價水平的下降。然而近幾年盡管人民幣匯率穩步升值，然而國內物價上漲的勢頭未曾得以緩解，因此關于人民幣升值是否能夠或能多大程度減緩通貨膨脹的問題上尚存爭議。
2.關于通貨膨脹與國際資本流動的關系
隨著國際資本流入增加，為適應其對人民幣需求，緩和人民幣匯率上漲過快，中央銀行將增加本國貨幣供應量，一定意義上流動性被放任，外匯占款數額加大，在其他變量不變的環境下最終會全面提高價格水平，帶來國內通貨膨脹上漲，相關理論研究較成熟也得到實證研究支持。在利率市場化、匯率制度改革不斷深化、國內資本管制慢慢放松的環境下，短期國際資本流動對國內通貨膨脹的影響也越受關注。
3.關于人民幣升值與國際資本流動關系
一般而言，一國經常賬戶開放后其資本賬戶繼續保持封閉狀態已不太可能。長期來看，人民幣升值對短期國際資本流入作用并不明顯，但在短期內，匯率升值或升值預期會引發國際熱錢流入，但大量短期國際資本流入持續時，人民幣升值及預期將進入自我強化軌道并不斷加劇。于此同時國際短期資本不斷注入國內房地產、資本等市場，帶來證券、房地產等各類資產價格不斷走強。此外，關于匯率預期升值對短期國際資本流入的引力作用日益重要。
綜合所述，人民幣升值、通貨膨脹、國際資本流動三者間的關系在理論上的研究相對較成熟，但結合實際它們之間的關聯作用探究有待深入，故本文還從實證角度構建關于三者動態關聯性模型來加以論證。
三、人民幣升值、通貨膨脹、國際資本流動間動態關聯性的實證研究
本文擬定的經濟系統為資本不完全流動，且不同幣種資產不具完全替代關系，境外投資為獲取投機收益而愿持有人民幣。為準確測度人民幣升值、國際資本流動、通貨膨脹相關指標，結合匯率壓力通過匯率及儲備變動兩種渠道進行釋放及國際收支狀況，并考慮數據可得性與權威性，擬用外匯市場壓力指數EP、短期國際資本流動CF代替國際資本流動和年平均CPI作為衡量指標，據已有研究總結出計算公式：
■
其中et為及其匯率，γt為外匯儲備，cat為貨物順差，RFDIt為實際利用FDI，時間序列來自1994年～2012年度數據，EPt，CFt根據公式及中經網統計數據、外匯管理局，中國人民銀行官網有關數據整理算出。時間序列能較準確反映變量包含的動態依存關系。
鑒于傳統經濟計量方法未能對變量間的動態聯系進行充分嚴密的說明，本文選擇構建向量自回歸模型（Vector auto regression，VAR）來分析經濟變量如何受其他關聯變量影響及變量自身滯后項作為解釋變量等問題，核心目的在于探究時間序列各經濟變量間的動態關聯性，然后使用Stata 11對EPt，CFt，CPIt序列建立VAR并作相關檢驗。在運用變量構建VAR時需先對其進行單位根檢驗，直接運用非平穩時間序列會因出現“偽回歸”現象（即使關聯性不明顯，也得出較理想的R2與t）而影響分析結果的有效性與可靠性。我們采用ADF法對EPt，CFt，CPIt進行單位根檢驗并判定序列是否平穩，統計結果顯示Z（t）（EP）=-8.206， Z（t）（CF）=-7.042 ，Z（t）（CPI）=-4.879均小于1%的顯著性水平臨界值-3.75，故應接受不存在單位根的備擇假設，判斷序列無隨機游走或趨勢項是平穩的，特別指出，單位根檢驗是構建VAR模型與進行Granger檢驗的基礎。另外，還需選擇最佳滯后期，通常采用SI，AIC信息準則及想應滯后期系數顯著性加以判斷，結果表明模型應采用1階的滯后階數。根據回歸結果寫出標準型VAR估計結果：
為確保模型可靠性，對其進行平穩性、殘差序列的正態性與序列相關性進行檢驗，
由上圖可知，特征根均在單位圓上或圓內顯示模型是平穩的，利用Jarque-Bera test檢驗得到VAR模型的殘差各自符合正態分布且不存在1～4階相關。
VAR模型證實了三者之間的相互關系，在通過模型平穩性檢驗前提下運用Granger（1969）提出的因果關系分析法（構造受約束的統計量F來測試）對EPt，CFt，CPIt兩兩之間的格蘭杰因果關系作進一步檢驗（結果如下表所示）：
測試結果得拒絕各個H0假設，即外匯市場壓力指數、短期國際資本流動和通貨膨脹兩兩間均為雙向Granger因果關系，例如當外匯市場壓力增大，熱錢涌入，采取增加人民幣供給應對，又如短期國際資本流入增加將導致外匯市場壓力增大，須增加人民幣供應量以適應需求，諸如此類的雙向效應也正好與相關理論內容符合，反映出三者實質上時彼此相聯系的問題。
Granger因果檢驗只能說明一個變量是否有助于解釋另一變量，脈沖響應分析則彌補其在判斷變量相互作用方向和程度上的缺陷。脈沖響應函數表達的正是內生變量對自己或其他內生變量變化的反應，描述一個變量意外變化對模型中其他變量的影響軌跡。限于篇幅不予列出利用Stata作出的EPt，CFt，CPIt對其中一變量受意外沖擊時的脈沖響應圖，總體上響應路徑較平坦，如對CPI沖擊響應變化不大，對EPt的沖擊會引起后面各期CPI，短期國際資本流入較大幅度變動，但SFt的沖擊對其他變量的作用并不顯著，其中可能因為是與國際資本流動測度有關?？梢姀目刂贫唐趪H資本流入著手，對防止外匯市場壓力增大，緩減國內通貨膨脹水平具可操作性。
四、啟示與思考
在經濟全球化背景下，不斷泛濫的全球流動性正在尋找價值洼地來加以消化，而對于像中國這樣的新興金融市場正扮演這一角色，加上我國經濟日益強大，勞動生產率的大幅提高和產品競爭力快速上升等宏觀經濟條件創造可人民幣升值的環境，正如巴拉薩-薩繆爾森所說那樣，人民幣升值壓力將會長期存在。當然這也是各國利益相互博弈的結果。
另外，要解決我國國際收支不平衡，緩解通貨膨脹等宏觀經濟問題，不能僅寄希望于人民幣升值，通常當升值壓力過大而引起短期國際資本紛紛涌入進行投機。這不利于發揮我國貨幣政策自主性，因此我們要積極調整宏觀經濟結構，提高勞動者收入促進消費進而擴大國內需求，爭取實現產業升級和增強本國企業競爭力，這對緩減人民幣升值壓力和保持較低通貨膨脹是必要的?？紤]深化匯率改革渠道輔助治理通貨膨脹及實現我國向內外均衡趨近也具有可行性依據。當今社會中信息不對稱在預期形成機制中的作用備受關注，在主動駕馭管理人民幣匯率，通貨膨脹國際資本投機收益預期方面應給與重視。
參考文獻：
[1]林毅夫.關于人民幣匯率問題的思考與政策建議[J].世界經濟，2007（3）
[2]張誼浩，沈曉華.人民幣升值、股價上漲和熱錢流入關系的實證研究[J].金融研究，2008（ 11）
[3]萬超，靳玉英.人民幣外匯市場壓力指數變動及壓力釋放效果研究[J].財經研究，2010（ 2）
通貨膨脹的本質范文2
關鍵詞：通貨膨脹；多元線性回歸；逐步回歸
中圖分類號：F820.5 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2013）04-00-01
一、引言
通貨膨脹的治理一直是一國宏觀經濟政策的重要目標。通貨膨脹率是各國央行普遍關注的名義變量之一。面對國際經濟環境的劇烈變化，中國的通貨膨脹形勢頗為嚴峻。國家統計局公布的經濟數據顯示，2013年2月份，全國居民消費價格總水平同比上漲3.2%。通貨膨脹的壓力沒有減弱，影響CPI的不確定因素仍然較多（易憲容，2012）?，F實情況中，影響通貨膨脹的因素非常復雜，其中最為常見的產生機制有四種，即需求拉動、成本推動、通脹慣性和通脹預期。本文將構造計量模型，分析我國通貨膨脹的主要影響因素。
二、文獻綜述
菲利普斯曲線是解釋通貨膨脹的經典理論，它表明在通貨膨脹率和失業率之間存在一個權衡關系，這種關系被用于刻畫通脹的產生機制，預測通貨膨脹水平。除此之外，通貨膨脹成因的解釋還有貨幣主義學派和結構主義學派的理論。貨幣主義學派認為通貨膨脹本質是一種貨幣現象，貨幣供給的迅速增長會引起物價水平的上漲。結構學派從各部門經濟生產率不一致來解釋價格上漲的長期趨勢，以此來解釋通貨膨脹的成因。
國內學者采用不同的菲利普斯曲線模型和方法對中國的通脹變動展開研究。曾利飛等（2006）的研究表明影響我國通貨膨脹的主要原因是資本邊際成本和進口中間品邊際成本。韓劍（2009）基于擴展的菲利普斯曲線對全球產出缺口與中國的通脹變動研究發現1980-1993年中國與全球通脹變動的相關系數僅為0.325，而1994-2007年這一數字卻表明中國與全球的通脹變動的走勢正不斷趨于同步。
三、實證分析
（一）變量選擇
本文建立多元線性回歸模型，研究我國的通貨膨脹成因。文章分別從消費需求的拉動、成本推動、貨幣供應量、國際化過程中通貨膨脹的輸入來分析我國通貨膨脹的形成。選取的變量有居民消費價格總指數（CPI）、GDP同比增長率、食品價格指數、城鎮居民收入增長率、原材料、燃料、動力購進價格指數、固定投資增長率、人民幣匯率增長率、廣義貨幣供應量M2增長率、進口增長率。數據來源為《中國統計年鑒》和WIND數據庫，時間為1996-2011年。
（二）模型構造和數據分析
本文構造的多元線性模型為：
其中，為居民消費價格總指數（CPI），為GDP同比增長率，為食品價格指數，為城鎮居民收入增長率，為原材料、燃料、動力購進價格指數，為人民幣匯率增長率，為固定投資增長率，為廣義貨幣供應量M2增長率，為進口增長率。用EVIEWS5.0軟件進行多元回歸，得到該模型的擬合優度為0.85144，擬合度比較好。在顯著水平5%的情況下，F檢驗顯著，F統計量為5.014893；DW值為1.955863，不存在自相關，Prob（F-statistic）為0.023506。但是，t統計量的值只有是顯著的，其他變量t值都偏小，可能存在多重共線。
（三）逐步回歸
首先，逐個進行單變量線性回歸，、、、擬合度高，且通過了t檢驗，經濟意義也合理。就擬合度而言，的回歸方程是最優的，故以其為基本回歸方程。其次，將、和引入后，擬合優度和t檢驗值都比較高。但是的擬合度最高，所以將引入接下來的回歸。再次，在和的基礎上引入其他變量，和在擬合度和t檢驗方面比較高，經濟意義合理，但是的擬合度最高，所以將帶入接下來的回歸方程中。最后，在、和的基礎上引入其他變量，雖然顯著性得到了提高，但是t檢驗的結果都不顯著。
最終的回歸結果顯示：、和這3個解釋變量的擬合優度較高，無論是F檢驗還是t檢驗的結果都通過了10%的顯著性檢驗，方程的總體回歸結果顯著，且每個變量都具有合理的經濟意義，最后得到的回歸方程為：
四、實證結果及政策建議
本文構造多元線性回歸模型，采用逐步回歸的方法得出顯著影響我國通貨膨脹的因素有：GDP同比增長率、食品價格指數和廣義貨幣供應量M2增長率，得出的主要結論和政策建議有：
首先，GDP同比增長率上升1%，通貨膨脹率上升0.533470%。經濟快速發展會引起供應短缺以及各種成本上漲。國家應當通過減稅、補貼等措施提高原材料的供給。保持國內經濟政策的獨立性也是應對國際資源價格波動的有效途徑。
其次，食品價格指數上升1%，通貨膨脹上升0.193699%。這說明我國的通貨膨脹可能是由于食品需求的上升，而導致糧食價格主導型的通貨膨脹。治理目前通貨膨脹必須通過價格管制等措施進行總需求控制，合理調整消費需求結構。
最后，廣義貨幣供應量M2增長率上升1%，通貨膨脹上升0.203138%。按照貨幣主義的觀點，通貨膨脹的本質是一種貨幣現象。當貨幣供給增加超過了實際需要的貨幣量時物價上漲。因此，控制當前的通貨膨脹必須實施穩健甚至是緊縮的貨幣政策。
參考文獻：
[1]張煥明.1979年～2000年我國菲利普斯曲線的實證研究[J].管理科學，2003（4）：76-82.
[2]曾利飛，徐劍剛，唐國興.開放經濟下中國新凱恩斯混合菲利普斯曲線[J].數量經濟技術經濟研究.2006（3）：76-84.
通貨膨脹的本質范文3
1、通貨膨脹是造成一國貨幣貶值的物價上漲。通貨膨脹和一般物價上漲的本質區別：一般物價上漲是指某個、某些商品因為供求失衡造成物價暫時、局部、可逆的上漲，不會造成貨幣貶值；通貨膨脹則是能夠造成一國貨幣貶值的該國國內主要商品的物價持續、普遍、不可逆的上漲。
2、造成通貨膨脹的直接原因是一國流通的貨幣量大于本國有效經濟總量。一國流通的貨幣量大于本國有效經濟總量的直接原因是一國基礎貨幣發行的增長率高于本國有效經濟總量的增長率。一國基礎貨幣發行增長率高于本國有效經濟總量增長率的原因包括貨幣政策與非貨幣政策兩方面。貨幣政策包括寬松的貨幣政策、用利率匯率手段調節經濟；非貨幣政策包括間接投融資為主導的金融體制造成貸款膨脹，國際貿易中出口順差長期過大、外匯儲備過高，投機壟斷、腐敗浪費提高社會交易成本降低經濟發展質量、經濟結構失衡、消費預期誤導等。
3、所以通貨膨脹不僅僅是貨幣現象，實體經濟泡沫也是通貨膨脹的重要原因。不管是貨幣政策還是非貨幣政策、貨幣現象還是實體經濟泡沫，通貨膨脹的根本原因是GDP增長方式造成GDP水分過高、無效經濟總量過大有效供給嚴重不足造成貨幣效率降低。
（來源：文章屋網 ）
通貨膨脹的本質范文4
按照2010年11月政府公布的統計數字顯示，中國10月份的消費者物價指數達到了4.4％，遠遠高出政府3％的目標，原因是某些食品價格大幅上漲。按照通行的通貨膨脹的概念，以及對中國整體物價指數的觀察，我們可以認為中國已經發生了通貨膨脹。
通貨膨脹將首先對餐飲業造成沖擊，最突出的表現在于原材料的價格提升。各種食品原材料的漲價幅度在10％～50％之間，而“糖高宗”、“蒜你狠”，“豆你玩”等食品價格高速飆升的新聞充斥媒體。但是餐飲業的最終價格不可能全面提升或者無法達到食材本身價格增長的速度，對餐飲業的利潤造成了不小的壓力。
其次，人力資源的價格持續走高，也在擠壓餐飲業的利潤空間。對餐飲業來說，本來就是勞動密集型行業，同時近年伴隨著非理性的人才拔苗助長政策，餐飲業可以真正使用的人力資源接近枯竭：而另一方面，失業率或者隱性失業的攀升，又為通貨膨脹埋下了隱患。
通貨膨脹已經產生了，我們能夠做的無非兩件事：一是判斷這次通貨膨脹的性質，以確定嚴重程度，國家政策走向，二是盡己所能，積極應對。
按照預計，中國應該在5年之后出現糧食產量不能滿足人口增長的問題，現在來看，中國本身的糧食產量還是可以滿足本國人口需求的。但是這其中有一個涉及餐飲業的大問題，即中國還沒有真正認識到餐飲業的價值。餐飲業是第三產業，但是絕對對第一產業農業具有深遠的影響和意義，而中國基于人口基數的龐大，永遠都不能輕視農業，要始終保持農業的基礎地位尤其是糧食產量的供大于求?？墒亲鳛檗r業主要產品銷售終端之一的餐飲業得到的尊重卻遠遠不能和農業相提并論。這是造成農產品價格不斷上漲而農民并未得到多少實際利益的重要原因之一，因為目前價格的提升都是流通過程中玩弄的手段。
基于以上的分析，餐飲業應該采取積極的態度來應對通貨膨脹。
首先，如何使自身和原材料供應發生直接的聯系，去掉的中間環節越多，越符合餐飲業和農業的關系，越有利于餐飲業的成本降低。大型的餐飲企業可以建立自己的供應基地，或者和原材料產地簽訂直接供貨合同，小型的餐飲企業可以通過協會等組織進行聯合，來得到原材料供應的優先權。
其次，餐飲業必須切實的降低被動離職率。這里面提到一個詞匯――被動，說明餐飲業的用人再也不應該泥沙俱下，而是要控制和選擇，不合適的人大力淘汰，合適的人千方百計地留下、利用，再開發。只有堅持這樣去做，才能有意義地降低人力成本，增加人力效能。在降低人力成本的同時也要增加餐飲業生產的技術含量和機械化程度。
再次，餐飲業必須增加產品的附加價值?？梢酝ㄟ^提升服務來實現，也可以通過提升菜品的體驗價值來實現。比如大董公司推出的大董意境菜，以菜品來體現意境，以意境來增加顧客精神享受，從而創造價值的做法，就是增加產品附加價值的最好范例。而所有這些都建立在第二點也就是人力效能提升的基礎上。
最后便是餐飲業的時代已經進入明晰的市場定位時代，而不能再渾水摸魚。我們發現品牌定位中庸和模糊的企業將面臨更大的困難：所以，一個餐飲企業只做土豆粉可以做得很大很好，做高檔市場也可以做得很大很好，就是做中檔市場不討好。在通脹時期，高端品牌和低端品牌的抗風險能力都要好于中間品牌。
通貨膨脹的本質范文5
【關鍵詞】 通貨膨脹；CPI（消費物價指數）；PPI（生產物價指數）；治理對策
一、中國通貨膨脹的現狀
CPI和PPI持續高位運行，通貨膨脹形勢日趨嚴重是當前我國通貨膨脹的現狀。如下圖所示，此輪通貨膨脹始于2009年開始。2008年國際金融危機爆發之后，我國的出口與投資大幅萎縮，自2008年7月份起我國PPI和CPI呈現出一路下降的態勢，2009年的年通貨膨脹率由2008年的5.9%直降為-0.7%，由2002年起這7年一路中的物價總水平也第一次下降。然而從2009年下半年開始，我國的PPI和CPI逐步由負增長轉變為正增長，物價總水平由此出現上漲，同時呈現整體一路快速上升的趨勢。到2011年通貨膨脹率上升至3.6%，預計2013年通貨膨脹率為3.50%。
從國家統計局公布的經濟數據來看，自2010年以來中國的通貨膨脹情況越來越嚴峻。呈現出下面幾個特點：第一，PPI和CPI呈上升趨勢。2010年以來我國PPI和CPI呈現一路增長的態勢，7月份PPI上升至7.5%、CPI上升至6.5%，在這次通貨膨脹中是最為嚴重的。據國家統計局2012年11月公布的數據顯示，2012年全年CPI漲幅為2.60%，同時專家認為2013年CPI高于2012年的可能性較大。第二，食品類價格上漲成為推動CPI上漲的主要原因。居民普遍反應現在買東西最大的體會就是貴。蔬菜、蛋肉類等食品價格普遍比以前呈大幅度上漲。2011年12月份，食品類價格同比上漲9.1%。其次金屬、能源等原材料類價格上漲是推動PPI上升的主要因素。例如2010年每噸煤炭600元，2011年每噸達1000元，漲幅40%。第三，現在我國的通貨膨脹情況依舊在能夠接受的范圍之內，不過還是需要有關方面的注意。
二、當前我國通貨膨脹的原因
表面上看通貨膨脹是一種貨幣現象，但在本質上說是由于貨幣發行量超過了經濟活動需要的貨幣量，不過我國本輪通貨膨脹的原因不僅是貨幣的問題，而是各種因素結合在一起對其影響的結果。從形成機制看，既有需求拉動因素，也有成本拉動因素，還有外部輸入因素，但根本原因還是多年來我國經濟高速增長過程中一系列結構性矛盾的不斷積累。
1、國際因素
（1）國際輸入性因素。為了解決經濟危機帶來的不利影響，穩定市場，美聯儲啟動“量化寬松”貨幣政策，導致國際大宗商品價格上漲，加劇了世界范圍內通貨膨脹的壓力。在中國與世界其他國家的經濟貿易中這一因素對我國的通貨膨脹產生了一定的影響。
（2）外匯儲備過多。在全球經濟一體化的環境下，整個國際范圍內的通貨膨脹不僅在對外貿易中對各國的物價產生影響，同時伴隨著外資流入也對各國國內的經濟產生了一定的沖擊。最近幾年來中國的外匯儲備量逐步上升，這樣就形成了外資在我國基礎貨幣投放中占據主要的部分。由此所產生的外匯儲備的大量增加對我國通貨膨脹產生了不可忽視的作用。
2、國內因素
（1）貨幣超發。在2008年金融危機時，我國搞了個4萬億基礎設施建設的投入。4萬億哪里來？印鈔票出來的。這樣市場流通中的貨幣量嚴重過剩了，導致了現在的通貨膨脹。還有我們在金融危機時采取適度寬松的貨幣政策，2008年銀行新增貸款4.2萬億，2009年新增貸款9.6萬億，2010年新增貸款7.9萬億，2010年M2（廣義貨幣量）余額占GDP的比例達到182.4%，比2008年增長65%以上，貨幣超發很嚴重了。而流通中的貨幣量增加，必然會引起整體物價水平的上升。
（2）勞動力成本明顯提高。我國目前的一個特點是人口的增長呈下降趨勢，另一方面隨著經濟的發展城鎮化進程加快。經濟發展的同時也代表著我國廉價勞動力的時代已成為過去。勞動力的缺乏造成其成本提高。這必然會加劇我國的通貨膨脹壓力。
（3）資本推動下的經濟增長模式加快商品價格的上升。自20世紀50年代以來，我國投入大量資金用以發展經濟，取得經濟的快速增長。尤其是近年來我國經濟的增長主要依賴于國家在資金方面的投入。這樣作用下的結果不僅是經濟增長，也使得物價又進一步增長。
三、治理我國通貨膨脹的對策
1、做好外匯儲備的處理工作
控制貿易順差和外商投資。具體手段包括適度啟動人民幣升值、調低出口退稅。同時，修改對地方政府的考核指標，有效優化地方政府的招商引資項目，從而控制外商直接投資的大規模。
2、調整我國的需求結構
我國應堅持實施擴大內需，著力調整優化需求結構，增強消費需求這方面的拉動力。提高城鄉居民的生活質量與消費水平，努力建設好的消費氛圍，逐步改進居民的消費預期，增強居民的消費能力，促進消費結構升級。
3、節約勞動力資本
政府可以通過鼓勵科技創新，使企業通過技術創新來提高生產效率，提高每個工人的生產水平，還可以加強職業培訓，提高工人素質和生產效率。
4、調整經濟結構，加快轉變經濟發展方式
2011年底中央經濟工作會議重點是“加快經濟結構戰略性調整，把穩定價格總水平放在更加突出的位置上”。調整經濟結構，加快轉變經濟發展方式是中國在未來幾年經濟工作的重點。通過技術創新提高生產效率，推動產業升級，發展戰略性新興產業，同時大力發展服務業，改變出口導向型政策，拉動內需，提高居民的生活水平，實現三大產業的均衡發展，這樣才能避免結構性通貨膨脹的發生。
5、正確處理流動性過剩貨幣
靈活運用政策工具，將金融體系流動性保持在合理水平。實際上，央行可發行央票，通過回收基礎貨幣，降低市場中的貨幣流通量。還可以通過窗口指導，要求銀行控制貸款規模和理財產品的發行，從而減少市場貨幣的流動性。
【參考文獻】
[1] 沈友華.歐債危機背景下我國通貨膨脹治理研究.南京理工大學學報（ 社會科學版），25.5.2012（10）.
[2] 張志前.貨幣泡沫從金融危機到全球膨脹.中國經濟出版社.
[3] 李彤，劉崇獻.人民幣憑啥升值.中國經濟出版社，2011（9）.
通貨膨脹的本質范文6
雖然二維var模型的BQ分解是充分可識別的，但這并不表明多維BQ分解也一定是充分可解的。設形如(1)式的n維var模型，其Xt=(ytπtz3t…znt)''''n×1，ytπt的含義不變，z3t…znt代表其余的n-2個變量。殘差et=(e1t…ent)''''。那么var模型的移動平均式其中，εt=(ε1tε2tε3t…εnt)''''，ε1tε2t的含義與前文相同，ε3t…εnt分別代表各種沖擊，如政府購買、國外需求沖擊、金融風暴、旱災、地震、豬肉價格暴漲、太陽黑子等等。且方差標準化為1。其對各個變量的長期影響效應需根據相應的經濟理論一一判斷。其中d(0)和d(k)皆為n階方陣，且有n2個未知元素待解。然而n維var模型殘差的∑由于對稱性只能提供n(n+1)/2個有效方程，因此至少需要BQ分解為其提供n(n-1)/2個條件，例如，根據經濟理論得：所以，對于n2個未知數，恰好有n(n+1)/2+n(n-1)/2=n2個方程。然而這不能保證一定可解，且存在有意義的實數解。因為對于n個未知數，n個含未知數的方程并不是其有解的充分條件。當然若n個含未知數的方程都是一次線性的，其必然有解，要么為0解，要么唯一解，要么有無窮多解。但是由方差協方差矩陣所提供n(n+1)/2個方程都是二次的，而BQ分解所提供n(n-1)/2個卻是一次的，顯然我們不能絕對地說其一定無解，但也不能說其一定有解。若能恰好解出實數解的，那一定非常幸運。文章后面實證部分所用的四維var模型的BQ分解，16個未知數，有10個二次方程和6個一次方程，然而，即便采用MATLAB軟件也無法求解的。這正是多維BQ分解的困難所在，乃是由其自身的結構性矛盾所決定的。對于多維BQ分解的困難，在以往的文獻研究中很少有關注。但吳錦順(2013)的研究明確表明，其在BQ分解的基礎上引用了Cholesky分解來求解其中的各元素。這很可能是其在實際的研究中遇到了多維BQ分解的困難，所以才增加Cholesky分解來輔助求解。但關鍵問題是可不可以在BQ分解的基礎上引用Cholesky分解呢？
二、BQ分解與Cholesky分解的矛盾
Cholesky分解與BQ分解的作用一樣，是用于識別(1)式var模型的結構式模型而假設的識別條件。只是Cholesky分解與BQ分解的具體含義不同而已。這個假設表明ε1t在當期對yt有一個影響效應，同時又通過b21的間接效應對πt也有一個當期的影響效應。而ε2t對πt有一個當期的影響效應，但yt對卻沒有間接的影響效應，因為Cholesky分解假設：b12=0。這實質上是不同于BQ分解的。BQ分解所假設的是ε2t對yt的長期影響效應為0，而不是假設ε2t對yt的當期效應為0。所以兩者有本質上的區別。以上是用最簡單的二維模型的情況來證明的。將其推廣至多維模型需要一些技巧。證明的關鍵在于把Cholesky分解與BQ分解條件聯系起來，表明它們的矛盾沖突。上面證明的思路是在BQ分解的基礎上引入Cholesky分解，但是在n維模型的情況下，由于B-1矩陣不能像二維時可以很容易的求解出來，所以要把思路轉變為在Cholesky分解的基礎上引入BQ分解。因為Cholesky分解條件最終所形成的B矩陣是一個上三角矩陣，所以B-1也是一個上三角矩陣。然后把貨幣供給沖擊ε2t排列到εt最后的位置，再進行(12)到(14)式的步驟即可證明。既然Cholesky分解不能被用于解決多維BQ分解無法求解的困難，那么，當我們在實踐中遇到這個困難時，當如何解決呢？之所以在BQ分解的基礎上要引入Cholesky分解，這很可能是由于在核心通貨膨脹的研究中遇到了多維BQ分解無法求解的困難，所以才盲目地引入Cholesky分解來輔助求解。只是不知兩者是沖突的，不能同時使用。而人們之所以一定要采用BQ分解而不是采用Cholesky分解，就是因為BQ分解是根據經濟理論而假設的。菲利普斯曲線認為貨幣對產出的長期效應是呈中性的，而對通貨膨脹卻是主要的動因。因此，當把核心通貨膨脹的概念定義為產出中性的通貨膨脹時，(5)式所代表的BQ分解的條件就是這種趨勢分解方法關鍵的核心。所以引入Cholesky分解而造成的BQ分解的失效是完全不可接受的。
三、校準：一個簡便而有效的方法
并不是所有的多維BQ分解都能幸運的解出實數解，那么當遇到多維BQ分解無法求解的困難時，應該怎么解決呢？校準是一個簡便而有效的方法。校準本是為DSGE模型結構性參數估值的通用方法。文章破例將其用于多維BQ分解的應用中來解決其無法正常求解的難題。當然所校準的未知數個數不宜太多，主要是由于：一是并非所有的求知數都可以被近似地校準為某個彈性；二是用所校準的估值畢竟存在著一定的誤差，因此應當盡量減少校準的個數，在必要的幾個校準估值的基礎上，結合BQ分解條件和其余的有效方程，能順利地解出d(0)有意義的實數解即可。綜合上述分析可知，其研究選用的仿值，既可以查閱各種有關彈性的文獻研究，比較并選擇一個最合理的結果作為校準的估值；也可以采用文獻研究所使用的方法，親自用更新的數據重新估計而得。這種方法雖然繁瑣，但比較精確。最終采用哪個方法可以根據個人的研究與目的而定。
四、實證分析與檢驗
文章采用四維var模型來驗證多維BQ分解的困難，并檢驗校準的方法在求解這個難題以及在核心通貨膨脹的研究中的可行性。模型所用的數據皆來自中國國家統計局數據庫和中國人民銀行網站。其中yt是2002年1季度~2014年2季度的GDP的數據經對數、除季節性趨勢和時間趨勢調整后的序列（產出序列與CPI指數，利率和匯率序列存在著協整關系。而構成的var模型的變量之間要求不能存在著協整關系，否則模型不平穩，估值不準。簡單的處理序列是不能除去他們之間的協整關系的。），再差分并擴大100倍的序列。πt是同期CPI的月度同比數據，經季度調整后，再對數、差分并擴大100倍的數據。rt是同期全國銀行間同業拆借3個月（或90天）加權平均利率的月度數據，經季度調整、再經CPI調整并差分后的序列。ext是一美元折合人民幣（平均數）的月度數據經季度、CPI調整后再差分并擴大10倍后的序列。假設它們均受到來自四個方面的隨機沖擊的影響，即分別是來自供給方面全要素生產率或相對勞力生產力沖擊ε1，來自需求方面的貨幣供給或實際貨幣余額沖擊ε2，以及來自國際的進出口貿易沖擊ε3和某種隨機沖擊ε4。經檢驗，yt、πt、rt、ext皆平穩，構建形如(1)式的四維var模型。經過AIC和SBIC檢驗表明，其最佳滯后除數為1階。用Stata軟件估計，穩定性檢驗表明所有單位根皆在單位圓內，因此所構建的四維var模型穩定，存在唯一移動平均表達式。實踐表明，采用文章的數據所構建的四維var模型的BQ分解，MATLAB軟件也是無法求解的。因此我們采用校準的方法來輔助求解。通過查閱相關的文獻，我國M2的貨幣需求的收入彈性在1.139（王亞琦，2012）到1.66（汪紅駒，2002）之間，研究取易行鍵(2006)的研究結果為1.3，所以d12(0)＝0.77。對于全要素生產率所代表的技術進步對產出的貢獻，文獻研究存在著巨大的差異，肖志興(2012)認為技術進步對產出的彈性僅為0.038。而龔曙明(2010)認為，2001－2007年技術進步的平均貢獻率為58.04%，權衡各個方面，我們采用苗敬毅(2008)的結果，其用半參數模型測得技術進步的貢獻率為0.1739。所以文章將校準定為0.17。馬樹才等(2009)以現代實際匯率決定模型實證分析了我國人民幣實際匯率的決定。其結果表明，相對勞動生產率進步對人民幣匯率的即期效應為-1.65，貨幣實際余額對實際匯率的即期效應為0.75。所以文章的校準d41(0)＝-1.65，d42(0)＝0.75。曹陽(2004)實證研究了我國實際匯率波動對進口貿易的影響效應為-1.478，因此文章的校準d43(0)＝-0.68。文中的分析一共校準了5個參數，在此基礎上，其余的未知數皆可順利地解得。所以d(0)可知，εt和d(k)也既可求得。因此，核心通貨膨脹可得。表1比較了通貨膨脹πt與按校準方法獲得的核心通貨膨脹πtcore的數字特征。核心通貨膨脹的均值和標準差小于實際通貨膨脹的均值和標準差，這說明了核心通貨膨脹的波動性比較小。直觀上符合實踐對它的要求。并且兩者的相關系數為0.86，高度相關，其p值為0，非常顯著。
從圖1可知，從2002年（172期）以來，我國通貨膨脹一直都處于可控制的范圍之內。在上個十年的初期，核心通貨膨脹基本上反映了對應時期的通貨膨脹的特征，在低位波動。到了2007年（188期），為了應對受國外的輸入性通脹和國內房地產等行業的價格上漲所形成的新一輪的通貨膨脹壓力，央行連續6次提高存款準備金率，所以在2008年后，我國核心通貨膨脹開始大幅下降，后來受國際金融風暴的影響，我國實施了“4萬億”的刺激計劃，所以在2009年（196期）后核心通貨膨脹又開始大幅的上升，之后則在一個合理的區間內波動。在這個劇烈波動的時期，我國的核心通貨膨脹總是保持著與通貨膨脹一致的波動趨勢，并且小于其波動。由下面的檢驗可知，核心通貨膨脹是CPI的格蘭杰原因，因此該核心通貨膨脹是實際通貨膨脹的前導，是它的核心趨勢。所得到的核心通貨膨脹πtcore是平穩序列，將其轉化為與CPI指數相似的核心通貨膨脹指數（Core指數）并檢驗Core指數與CPI指數、貨幣供給之間的協整關系。表2的檢驗表明，Core指數與CPI指數存在一階協整，因此它們具有相同的趨勢。然而，Core指數與貨幣供給m2沒有協整關系，其trace值小于臨界值，不能拒絕沒有協整關系的原假設。但是Core指數卻與m0一階協整。其trace值6.61小于臨界值6.65，不能拒絕存在一階協整的假設。因此所得到的Core指數與CPI指數、貨幣供給分別具有相同的趨勢。表3的格蘭杰因果檢驗表明，貨幣供給m2是Core指數的格蘭杰因果原因。這說明了以往的貨幣供給能夠解釋Core指數的后來走勢，因此我們可以通過現行的貨幣政策大致上推斷出今后的通貨膨脹的主要的核心趨勢。檢驗也表明了CPI指數不是Core指數的格蘭杰原因，相反Core指數卻是CPI的格蘭杰原因。這恰好符合了理論對核心通貨膨脹的基本要求。因為其本身就是作為對實際通貨膨脹主要趨勢的預測而被提出來的。所以Core指數應該能預測和解釋未來通貨膨脹的趨勢，而不是CPI能預測Core指數的未來趨勢。這樣沒有實際的意義。所以，Core指數必須是CPI指數的格蘭杰原因，而不能相反。而驅動Core指數的應該是由貨幣政策所造成的。因此貨幣供給是核心通貨膨脹的格蘭杰原因。以上的計量檢驗恰好證實了Core指數所應該具有的理論特征。所以通過校準BQ分解的方法所得到的Core指數本質上符合理論對它的要求，是一條合理的核心通貨膨脹。因此，校準作為多維BQ分解無法正常求解時的備擇方法，具備一定的合理性和有效性。
五、結論
