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通貨膨脹趨勢范文1
2002年末以來，在美、日等國以及IMF等國際組織言論的引導下，人民幣匯率水平問題又一次成為了國際國內關注的焦點。與1997年東南亞金融危機期間形成鮮明對照的是，這一次不再是討論人民幣是否應該貶值的問題，而是聚焦于人民幣面臨的升值壓力。國內學者就此問題的看法基本分為兩類：一種認為目前人民幣匯率確實被低估了，應該（小幅）升值；另一種則認為應該繼續維持目前的匯率水平。可見即便是最為保守的觀點也不再認為人民幣匯率存在貶值的可能，貶值之音似乎已經銷聲匿跡。
匯率是兩國貨幣的比價。因此本文試圖把人民幣匯率問題回歸到其貨幣問題的本質，在區分短期匯率決定和長期匯率決定的基礎上，側重于從貨幣供應量和物價趨勢的角度，探討人民幣匯率水平由短期升值壓力和長期貶值壓力所構成的困境。
一、人民幣短期匯率面臨的升值壓力
短期匯率水平是由外匯市場的供求狀況決定的。由于我國至今實行的是對貿易的強制結售匯制和對銀行外匯頭寸的額度管理，因此非政府部門對外匯保有量的調節余地不大，致使國際收支的差額基本上都被反映到了外匯市場的供求量上。又由于我國自1994年起就進入經常項目、金融與資本項目雙順差的格局（僅1998年例外），因此在國內外匯市場上，外匯的供給遠大于外匯的需求，使得央行不得不大量買人外匯以維持人民幣匯率的穩定，以致我國外匯儲備急劇增加。可見，從市場實際外匯供求的角度來看，人民幣在一段時期以來一直面臨著升值的巨大壓力，完全依靠著央行在匯市單方面的買匯干預才避免了匯率升值的發生。而國際收支的雙順差以及外匯儲備的快速增加也正是國際輿論攻擊我國操縱人民幣匯率、低估幣值的主要理由之一。
所以，目前人民幣確實面臨著短期升值的巨大壓力。
二、人民幣長期匯率面臨潛在的貶值趨勢
（一）購買力平價模型是對當前均衡匯率水平的測定
較多的學家認同購買力平價模型是信用本位制下尋求均衡匯率水平的基石。盡管對模型中使用的物價概念，如商品范圍、權重等因素的處理各有不同，但無論是國際金融機構、國外學者，還是國內專家，在近期得到的人民幣對美元的購買力平價水平都遠低于目前1美元兌換8.27元人民幣的市場匯率水平。正是根據這一結果，許多中外學者認同當前人民幣匯率被低估了。
絕對購買力平價模型關注的是某一時點上中外的物價水平，相對購買力平價模型關注的是至某一時點止的過去一段時期內發生的相對物價的變化，可見購買力平價模型是通過對至今為止的物價的計算，求得當前均衡匯率的值。
沿用相對購買力平價的思路，如果要預測未來均衡匯率的變化趨勢，就應該關注未來可能發生的物價變化。在這方面，貨幣模型有其獨到之處。
（二）貨幣模型與長期匯率趨勢
貨幣模型通過物價變動這個變量，將貨幣供應量與長期均衡匯率水平聯系在一起，具體的傳導機制是，在產出基本不變的情況下，一國貨幣供應量相對于他國更快的增長，將引起該國相對物價水平的上升，進而導致其匯率的貶值；在潛在產出不斷增長的情況下，如果一國貨幣供應量相對于其產出的增長速度快于他國，則該國的相對物價水平將上升，進而導致其匯率的貶值。
然而貨幣供應量相對于產出的更快擴張未必立即引起物價水平的上升，受諸多因素的，其間可能存在一定的時滯，因此，已經發生的貨幣擴張未必立即在匯率上得到反應。但是，作為一種存量，貨幣供應量的不斷超額累積則預示著通賬風險的集聚，若不加以控制，終將在某些因素的促發下，點燃通脹的導火索，進而對本幣匯率產生貶值的壓力，所以，貨幣供應量相對于產出更快的擴張，對未來的匯率趨勢是有著預示作用的。
（三）潛在的通脹壓力與人民幣長期匯率趨勢
根據費雪的交易方程式MV＝PT，其中P代表物價水平、M代表貨幣供應量、V代表一定時期內的貨幣流通速度、T代表一定時期內發生的實際交易量，有dP／P＝dM／M+dV／V-dT／T.由于V在短時期內可以因多種因素發生變化，但在長時期內，V主要取決于支付制度和人們的支付習慣，故可以合理地假定為不變，即有dV／V＝0，因此，從長期來看，如果M的增速長期高于T的增速，即倘若 dM／M>dT／T，則終將引發物價的上漲，即dP／P>0.也就是說從需求的角度來看，大量貨幣追逐少量商品是發生通貨膨脹的根源。
從另一個角度來看，由上式可以推得-dV／V＝dM／M-d（PT）／（PT），因此，如果貨幣供應量M相對于名義交易量PT有更快的增長，即倘若dM／M>d（PT）／（PT），則意味著短期內貨幣流通速度V的暫時下降（即dV／Vd（PT）／（PT）也意味著 M／PT這一比例的不斷攀升，因此，后者也是衡量通脹潛在壓力的指標。
由于一定時期內的實際交易量T難以測量，因此，在假定經濟貨幣化程度保持不變的情況下，通常使用同時期最終商品和勞務的產出量（實際GDP）來代替T，用名義 GDP來代替PT.又由于M1是交易的媒介，能夠直接形成購買力，而準貨幣則能較為容易地轉化為M1，是潛在的購買力，所以通常以M1／GDP和M2／GDP這兩個指標來對貨幣與商品的名義相對量進行衡量，再通過橫向與縱向的比較，預示通脹的潛在壓力。
改革開放以來，我國貨幣供應量（M1、M2）每年的增長速度幾乎都遠快于同期實際GDP增速與物價漲幅之和。 1978年到2002年，我國名義GDP的年均增速為14.94%，而同期M1和M2的年均增速分別為22.29%和24.96%，比GDP增速高出50%左右。貨幣供應量更快的增長使得 MI／GDP和M2／GDP這兩個比例迅速彪升，至2002年，已分別高達70.96%和182.42%，這不僅已遠高于美日歐等發達國家的水平，也顯著地高于韓國、印度等周邊家
2.印度是2001年的數據。
作為一個逐步走向市場化的國家，經濟貨幣化程度的不斷加深是80年代以來我國貨幣供應量增速長期高于名義GDP增速的一個主要原因。但如今出現的貨幣供應量與名義GDP比例遠遠高于發達市場經濟國家的現象則已經超出了經濟貨幣化可以解釋的范疇，只能說明目前我國的貨幣流通速度確實已經下降到了一個舉世無雙的極低水平。
我國經濟自1998年起陷入通貨緊縮后，在積極的宏觀經濟政策的引導下，貨幣供應量的增速基本保持在同期名義GDP增速的近2.5倍的高水平，但與此同時，由物價水平負增長所造成的通貨緊縮預期卻抑制了人們的消費欲望，而各項改革的推進又增添了人們對未來收支的不確定性，由此產生持幣觀望、儲幣預防的心態，致使新增貨幣被大量沉淀下來。因而在我國，具有價值貯藏功能、體現預防性動機的準貨幣占GDP的比例也較表1.中的所有其他國家（地區）要明顯高出許多。
盡管近年來貨幣流通速度的下降暫時遏制了高貨幣存量向通貨膨脹方向的演變，但是倘若出現某些因素促使人們消除對通貨緊縮的預期、繼而產生對通貨膨脹的預期，則隨著沉淀的貨幣投入周轉，大量貨幣追逐少量商品的局面將成為現實。而且在通脹預期下，人們急于將手中的貨幣兌換成商品，可能使貨幣流通速度回升至高于其長期水平的狀態，從而加劇物價上漲的勢頭，因此，不排除形成嚴重的需求拉動型通貨膨脹的可能。
可見，過高的貨幣存量所形成的潛在的惡性通脹壓力預示著未來人民幣匯率存在貶值的可能。
（四）通貨膨脹的導火索
現實的物價上漲是改變人們長期形成的通縮預期的主要誘因，而在居民有效需求不足的背景下，這種初始的物價上漲則大多是由外生的需求沖擊和供給沖擊造成的。
2002年下半年以來，我國的物價環境已悄然出現了變化。受政府換屆的影響，各地政府投資沖動高漲，推動了投資需求的擴張，繼而帶動了生產資料價格的回升。同時，受海灣局勢不穩定的影響，國際油價上漲，帶動了國內油價的不斷攀高。部分受此影響，從2003年1月起，居民消費價格也一改長期下跌的態勢，出現微幅的回升。
特別值得引起重視的是，2003年國慶后的短短數周，在糧食價格上漲的推動下，全國各地農副產品價格突然出現大面積的快速上漲，一些價格在一兩周內的漲幅竟高達 20%.據國內糧食問題專家稱，從今年開始恰逢我國糧食生產遵循的短周期的谷底與長周期的谷度相疊加的階段，加之近幾年糧食播種面積的不斷減少、種植結構的調整以及今年入秋以來水災嚴重，國內糧食將連續數年出現供不應求的局面。與此同時，因美澳等主要產區受災減產，國際糧價節節走高，從而限制了我國從國際市場的大量進口。因而，國內糧食價格在供給沖擊下快速上漲。由于糧食是其他農副產品的原料或飼料，也是諸多的原材料，因此，糧價的上漲必會對其他工農業產品的價格形成剛性的推動；加之農副產品是人們生活的必需品，2002年我國城鎮和居民的恩格爾系數仍分別高達37.7%和46.2%，說明食品消費在居民支出結構中仍占據相當大的份額，因此，農副產品的突然漲價將直接影響人們的生活，并嚴重影響人們對未來價格的預期，促使通脹預期的形成。考慮到國內糧食儲備的逐年減少以及糧食生產形成新增供給能力的周期較長這兩個因素，對于此次農產品價格上漲將對整個物價水平造成的后續影響值得引起高度的重視。
在外生性供求沖擊的下，國內物價回升跡象明顯，并由此逐步改變著人們對未來物價趨勢的預期，進而可能促使巨額的貨幣存量轉變為實際購買力，形成供給推動型通脹和需求拉動型通脹的交互作用，共同引導通貨膨脹的到來。
三、匯率趨勢相悖造成的困境
（一）匯率政策面臨的困境
由近期國際收支大幅順差所造成的人民幣短期匯率的升值趨勢，和由過高的貨幣存量所集聚的潛在的通貨膨脹壓力所造成的人民幣匯率長期的貶值趨勢，構成了人民幣匯率升值不妥、貶值亦不妥的困境。而且，一旦處置不當，將給國際國內游資提供巨大的套匯空間，進而引發動蕩，并對國內造成嚴重傷害。
盡管出現一定的通貨膨脹能推高國內物價，有助于減少貿易順差，進而減輕人民幣短期升值的壓力，從而緩解長短期匯率趨勢的困境，但在目前極低的利率環境下，即使是出現溫和的通脹也會給利率政策的操作帶來極大的困難。
（二）利率政策面臨的困境
在貨幣存量業已過量累積的背景下，由外生性沖擊造成的輕微通脹是否會一發不可收，這關鍵取決于人們對物價前景的預期。人們對于未來物價將上漲的預期是不斷推動實際物價水平螺旋式攀升的內在動力。
所以，在通脹初露端倪之際，就立即小幅提升利率，將通脹萌芽徹底遏制，有助于人們維持對于物價穩定的預期，阻斷物價內生性攀升的路徑，因此是控制通脹最為有效的方式。但是，立即提升利率的做法雖能防治通脹，卻提高了國內外（實際）利差的水平，反而會增添眼下人民幣升值的壓力，加劇匯率水平面臨的困境。
如果容忍物價水平的上漲，在目前極低的存款利率水平下，即便是出現每年2—3個百分點的溫和通脹，就會令一年期、甚至五年期的定期存款陷入實際利率為負的境地，加之實際物價水平的提高會形成對未來物價繼續上漲的預期，這將導致人們把存款大量提現，購買實物以期保值，從而引發一定程度的搶購風潮，推動物價更快地上漲。為了穩定人們對儲蓄的信心、抑制搶購，央行將被迫提高存款利率，而且提高幅度必須較為可觀才能收到實效。在目前的利率體系下，作為基準利率的法定存款利率出現可觀的提升必然帶動市場利率的普遍攀升，導致固定收益率證券的價格大幅下跌。
在近幾年低利率的環境下，隨著積極財政政策的施行，已經發行了大量中長期、低固定票面利率的國債和金融債，其中的大部分被這些年資金寬裕的銀行和保險公司所持有。利率上升導致國債價格的暴跌將迫使這些金融機構大量計提減值準備，削弱其贏利能力，這對于寄希望于在人世緩沖期內盡快消化不良資產的銀行業不啻為一個沉重的打擊，甚至還會危及一些壽險公司未來的償付能力。
盡管可以通過對國債施行保值貼補來保證金融機構的利益，但由于每一個百分點的保值貼補率將使中央財政每年多支出超過300億元，這對于財政赤字業已龐大、尚有近 3000億元出口退稅欠款未償的中央財政來說，無疑是雪上加霜。因此，目前并不具備對固息國債實施保值貼補的經濟條件。
四、突破困境之路
（一）平衡貿易收支，化解短期升值壓力
1.繼續降低出口退稅率
我國自1985年開始實行出口退稅制度，退稅率幾經起落，至1999年，為了應對東南亞金融危機對我國出口造成的嚴峻挑戰，一舉將平均退稅率調高至15.11%的水平。但目前出口退稅欠稅的卻相當嚴重。據統計，截至 2002年末，累計出口退稅欠款已達2477億元，預計2003年底將超過3000億元。巨額的出口退稅已令中央財政不堪重負，因此，在高比例退稅支持下的貿易順差是被扭曲了的、是缺乏可持續性的。2003年10月13日，國務院出臺了《國務院關于改革現行出口退稅機制的決定》，拉開了降低出口退稅平均水平的序幕。
通過在適當時機進一步降低出口退稅率，減少低附加值商品的出口，不僅能使貿易順差合理減少、減輕人民幣短期面臨的升值壓力，還能起到減輕財政的負擔、優化出口結構的功效。
2.加快履行入世承諾
根據入世協議的規定，我國的平均進口關稅在5年入世緩沖期內將逐步降低。面對目前由國際收支順差帶來的升值壓力，我國可以加快履行入世承諾的步伐，提前降低關稅等進口障礙，同時增加戰略性物資儲備的進口，這樣，通過增加進口，不僅能緩解短期升值的壓力，還能為我國在世貿組織贏得良好的聲譽，更能為未來經濟的提供充足的資源儲備。
（二）疏導通脹壓力，削弱長期貶值傾向
1.維護物價穩定的預期
鑒于預期在通脹形成中的關鍵作用，使人們確立未來物價將保持穩定的看法在防治通脹中就顯得尤為重要。因此，一方面政府可以利用在90年代初期成功治理通脹所贏得的聲譽，在輿論導向上倡導零通脹下經濟增長的發展模式，抑制“搞一點通脹也無妨”之類言論的蔓延，促使人們形成政府將有效抑制通脹發生的預期，從而對未來物價環境的穩定抱有信心；另一方面，對于外生性的沖擊，政府應動用儲備予以遏制，并協調相關物資的生產和進口計劃，縮小未來的供求缺口，特別是對于糧價等牽涉城鄉平衡發展大計、應該合理回升的因素，應通過庫存儲備和產量計劃的調節，使其價格保持每年穩中略升的態勢，杜絕因供求缺口過大以致價格突然暴漲現象的發生，以免引發恐慌，進而對物價預期造成沖擊。
2.降低貨幣供應增速
在目前我國經濟已經復蘇的背景下，貨幣政策不必再延續前幾年通過貨幣供應量的超高增長來誘導經濟回升的策略，而應該將貨幣政策的重心轉移到維持經濟在低通脹下的健康成長上來。因此，需要降低貨幣供應量的增長速度，使其與名義GDP的增速保持恰當比例，從而減少超額貨幣的積累，以免進一步加大通脹的壓力。
3.拓展多層次市場，吸納貨幣存量
在發達的市場經濟國家，若要控制物價上漲，一是收縮貨幣供應，二是將貨幣引導到商品勞務市場以外其他市場。前者將引起市場利率的上揚，后者可能引發其他市場泡沫的積累。這些舉措對于目前我國的經濟來說均不可取。
然而對于我國這種市場體系尚在建設中的國家，通過擴大各種現有市場的規模、完善市場的種類，就能夠以新增市場容量的方式吸納并鎖定更多的交易性貨幣存量和投機性貨幣存量。
至于數額巨大的預防性貨幣存量，通過引入安全性的投資品種，也可以將其由儲蓄的形式轉變為資產的形式而沉淀下來。例如，順應國有經濟戰略性退出的決定，將部分有贏利能力的國有資產的所有權、甚至部分土地的使用權打包，組建信托基金，向公眾發售，并開設相應的二級市場以提供流動性，甚至可以由政府提供一定年限后保本贖回的承諾，這樣由于既能獲得實物資產在通脹環境中所具有的保值功能，具備安全性，又能分享我國經濟增長帶來的紅利，具備一定的贏利性，同時可以隨時變現，具備流動性，因此能夠贏得以預防性為主要目的的儲蓄資金的青睞。
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[1]陳彪如。國際金融概論（第三版）[M].華東師范大學出版社，1996
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通貨膨脹趨勢范文2
關鍵詞：通貨膨脹；菲利普斯曲線；通貨膨脹預期
中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2011）09-0005-04
2011年第一季度以來，中國的通貨膨脹壓力不斷加大，有關專家預計今年的通貨膨脹會超過5%[1]。目前，經濟學界對中國經濟是否進入“滯脹”出現了前所未有的激烈爭論[2]-[4]。面對這種情況，筆者認為，搞清楚中國通貨膨脹的原因，并合理引導通貨膨脹理性回歸，已成為當前的迫切需要。因此，本文通過菲利普斯“三因素”模型探討了中國通貨膨脹的原因，指出了當前增加產出的必要性。
一、通貨膨脹形成機制及其“三因素”度量
自從Phillips在1958年提出菲利普斯曲線以來，通貨膨脹的形成機制得到了完善和發展。Friedman和Phelps把預期引入了菲利普斯曲線，使通貨膨脹的影響因素包括過度總需求和通脹預期兩個方面。對此，Gordon認為，通貨膨脹不僅受需求因素的影響，還受供給因素的制約。因此，需求因素、供給因素和通脹預期就成為了通貨膨脹來源的三個主要方面，也構成了“三因素”模型的理論雛形。
（一）通貨膨脹形成的需求因素
Samuelson和Solow通過修正的菲利普斯曲線最先度量了通貨膨脹的需求因素。他們用通貨膨脹率與失業率間的關系替代了貨幣工資變化率與失業率間的關系，后又結合反映產出變化與失業率之間關系的奧肯定律，確定了通貨膨脹率與產出變化之間的關系。由于凱恩斯主義強調通過調節總需求來影響產出變化，所以，產出的變化就界定了通貨膨脹形成的需求因素。
奧肯定律中產出的變化由GDP缺口表示，它是一個地區一段時間內實際GDP與潛在GDP之間的差距，并通過公式：（實際GDP-潛在GDP）/潛在GDP計算得到。該值越大，通貨膨脹越強。目前，有二種方法可以得到上式中的潛在GDP，一是生產函數法，二是指標法。由于生產函數法需要涉及實際就業的勞動數量，而在中國僅登記城鎮失業人口，所以用此方法估計中國潛在GDP存在難度。指標法主要是通過濾波技術分離產出中的趨勢項和擾動項，并將趨勢項作為潛在產出的一種方法。盡管這種方法由于缺乏理論基礎而至今仍受爭議，但仍受到多數研究者的喜愛[5]。本文亦采用指標法，即通過Eviews軟件中的HP濾波分離出潛在產出。
（二）通貨膨脹形成的供給因素
通貨膨脹形成的供給方面，是指在沒有超額需求的情況下，由于供給方面成本的提高所引起的一般價格持續和顯著的上漲。供給因素的主要來源是國際市場供給價格和數量的變化、農業的豐欠以及勞動生產率變化。一般分為“工資推動”和“利潤推動”兩個方面。由于中國并不存在農村從業人員的工資統計，且利潤并非完全公開，所以目前并沒有十分合適的反映通貨膨脹供給因素的替代變量，學者們對于通貨膨脹供給因素的指標選取也是見仁見智[6]。筆者認為，由于2005年以來中國通貨膨脹都以農產品價格提高為顯著特征，并且農產品價格多是其他商品的生產成本，因此，本文采用全國農產品價格指數來度量通貨膨脹形成的供給方面的原因。
（三）通貨膨脹的預期因素
通貨膨脹預期是指公眾對于未來通貨膨脹的一種主觀判斷，目前度量通貨膨脹預期存在以下幾種方法：一是通過期貨市場價格變化來預期未來商品價格的變化；二是計量方法，通過帶有滯后項的菲利普斯曲線進行回歸；三是問卷調查法。由于中國期貨市場僅包括菜籽油、小麥、棉花、白砂糖、玉米、黃大豆、豆粕和豆油等共計13個品種的農產品，并且在中國CPI指數的構建中，食品比重從未超過40%。因此，通過期貨市場測量中國的通貨膨脹預期的方法并不適用。另外，盧卡期批判使得通過計量方法來測量通貨膨脹預期也舉步維艱。所以，各國目前普遍采用問卷調查的方法。在中國，人民銀行通過《居民問卷調查系統》每個季度一次未來物價預期指數。本文對該數據進行整理，形成通貨膨脹預期指數變化率以反映通貨膨脹預期的變化。
二、通貨膨脹與其“三因素”的運行特征
（一）通貨膨脹與GDP缺口
通過比較中國通貨膨脹與GDP缺口的的運行趨勢，可以發現，通貨膨脹與GDP缺口具有相同的運動趨勢，只是通貨膨脹的變化滯后于GDP缺口變動（見圖1）。如GDP缺口在2007年第二季度達到2.2%的高點后，由于受到金融危機的影響而逐漸減小，并在2009年第一季度達到-4.4%的低點。與此相對應，通貨膨脹在2008年第一季度達到了8%的高點后回落，并在2009年第二季度到達了-1.5%的低點?？梢姡ㄘ浥蛎浀淖兓瘻罅薌DP缺口兩個季度左右。為了進一步確定二者之間的關系，我們對通貨膨脹與GDP缺口及其1~5期滯后進行了相關性檢驗，見表1中的“相關性一”。結果表明，通貨膨脹與GDP缺口同期相關性最強，并且隨著GDP缺口滯后增加相關性逐漸減弱，這與上述的推斷產生了出入。為了解釋這個問題，我們進一步觀察了二者的散點圖矩陣①。不難發現，GDP缺口的滯后二期、三期及四期與通貨膨脹的散點圖線性程度較強，僅是因為出現了部分異常點，所以總體相關系數才較小。由于該組異常點的通貨膨脹值均小于0，因此，本文在去掉通貨膨脹小于0的樣本點后，對通貨膨脹與GDP缺口及其各期滯后再次進行了回歸，見表1中的“相關性二”。結果顯示，此時GDP缺口及其各期滯后與通貨膨脹的相關性系數分別為0.52、0.47、0.55、0.51等，證明了GDP缺口滯后二期左右與通貨膨脹相關性最強的推論。并且，通過兩個相關性檢驗的對比可得出以下兩個結論：一是當且僅當通貨膨脹大于零時，GDP缺口滯后二期才會對通貨膨脹形成顯著沖擊；二是當通貨膨脹小于零時，GDP缺口與通貨膨脹的關系會發生逆轉，即呈現負相關。
（二）通貨膨脹與農產品價格指數變化率
通貨膨脹與農產品生產價格指數變化率亦具有相同的變化趨勢（見圖1）。全國農產品生產價格指數在2008年第一季度達到了25.5%的高點后，受金融危機影響轉而向上，在2009年第一季度達到了-6.6%的低點，整個波動周期與通貨膨脹周期完全吻合。可以推測，二者同期線性程度最強。為了進一步確定二者關系，對二者進行相關性檢驗（見表2）。結果顯示，通貨膨脹與農產品價格指數變化率當期及滯后一期的相關系數為0.92和0.93，以后依次遞減。表明了通貨膨脹與農產品價格指數變化率同期和滯后一期的相關程度最強，并且同向變化。
（三）通貨膨脹與通貨膨脹預期
自從Friedman和Phelps把通貨膨脹預期引入到菲利普斯曲線以來，通貨膨脹預期一直是與通貨膨脹密不可分。在圖1中可以發現，中國通貨膨脹周期在2008年第一季度達到了8%的波峰，在2009年第二季度達到了-1.5%的谷底，至今一直緩慢上升。中國通貨膨脹預期變化的周期是，在2007年第二季度達到了波峰，在2009年第一季度進入谷底，并在2010年第一季度達到了新的波峰后，至今一直向下。通過對比發現，二者變化趨勢一致，僅是通貨膨脹預期的變化趨勢領先于通貨膨脹的變化。如通貨膨脹預期變化的上次波峰領先通貨膨脹的波峰三個季度，而上次波谷領先一個季度。因此，可以預見，通貨膨脹會滯后于通貨膨脹預期兩個季度左右。通過相關性檢驗，發現通貨膨脹預期的滯后一期、二期及三期分別為0.64、0.63和0.55，具有相對較強的相關性。
三、通貨膨脹的“三因素”模型
根據Friedman附加預期的菲利普斯曲線，通貨膨脹是失業率與通貨膨脹預期的加權，即滿足：
?仔=?仔t*-b（ut-u*） b＞0（1）
又由于奧肯定律，
y-y*=-a（ut-u*） a＞0（2）
結合公式（1）、（2）可得
?仔=?仔t*-?姿（yt-y*） ?姿＞0（3）
其中ut、u*分別為實際失業率與潛在失業率，yt、y*分別為實際產出與潛在產出，考慮到生產成本等供給因素后，公式（3）中加入供給因素，可得“三因素”驅動模型：
?仔=?仔t*+?姿（yt-y*）+?茲c ?姿＞0 ?茲＞0（4）
其中c為生產成本因素，由于詳細地分析近年來通脹的變化，因此本文采用2002年第二季度至2011年第二季度數據對公式（4）進行了回歸（見表4）。結果表明，通貨膨脹在需求方面與GDP缺口的三期滯后存在負向關系，筆者認為，這主要是由于異常值的存在使得在影響中國通貨膨脹的各種因素中，其他因素對于通貨膨脹的影響大于GDP缺口對于通貨膨脹的作用，并且抵消了這種作用，致使通貨膨脹與GDP缺口呈現反向特征。在供給方面，由于農產品生產價格指數及其一期滯后對于通貨膨脹的回歸系數分別為0.13和0.15，并且在置信1%的水平下顯著，因此可以認定，近年來供給因素對中國通貨膨脹的作用顯著。在預期方面，由于通貨膨脹預期的滯后三期對通貨膨脹的回歸系數為0.006 6，并且不顯著，因此，筆者認為：通過膨脹預期對于中國通貨膨脹的影響十分微小，進而支持了賀鏗教授所謂的“不應該過分地強調通貨膨脹預期的作用”的論斷。
通過分析可知，中國目前的通貨膨脹主要來自于供給推動，而非需求拉動和通貨膨脹預期。由于供給推動型通貨膨脹的主要特征是產出減少、價格升高，即“滯脹”狀態。因此，控制這種通貨膨脹應從供給方面入手，以增加產出為主要手段，如果單純通過緊縮性需求政策來抑制通貨膨脹，則容易引起經濟由“滯脹”轉向“衰退”?！皽洝钡娘L險從2005年以來共出現過兩次，一次是從2007年第三季度開始至2008年第一季度結束，另一次是從2010年第二季度至今。這種時期的一個重要特點是經濟下行時通貨膨脹預期變化率高于通貨膨脹。從上一次的情況看，2008年第二季度以后，由于經濟形勢并未好轉，同時通貨膨脹預期變化率的快速下降也使得通貨膨脹出現拐點，進而導致了經濟與通脹雙雙下行，陷入了衰退的泥潭。因此，在本輪所謂的相對“滯脹”的情況下，如果不著重轉變經濟運行態勢，而不斷強調降低通貨膨脹，那么，必然導致通貨膨脹預期的大幅下降，進而引發新一輪的衰退。筆者認為，當前的主要任務是通過稅收等政策刺激經濟運行，扭轉經濟運行的向下態勢，在此基礎上，合理引導通貨膨脹預期變化率降至通貨膨脹以下，這樣才能避免擺脫“滯脹”后又走進“衰退”的危局。
四、結論
本文在Friedman和Phelps附加預期菲利普斯曲線的基礎上，從影響通貨膨脹的需求因素、供給因素和通脹預期三個方面分析了近年來中國通貨膨脹成因。結果表明，中國目前的通貨膨脹主要是由于供給方面推動所致。需求因素和通貨膨脹預期對于中國通貨膨脹的影響作用不大。所以不應該過分強調通貨膨脹預期的作用。由于供給型通貨膨脹容易使經濟轉向“滯脹”的軌道，因此，決策者在抑制通貨膨脹時一定要通過稅收等政策工具來增加產出，以避免經濟陷入“衰退”的泥潭。
注釋：
①由于篇幅所限，通貨膨脹與GDP缺口及其各期滯后的散點圖已被省略，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）
通貨膨脹趨勢范文3
關鍵詞：通貨膨脹成因；ECM模型；動態分析
中圖分類號：F822.5 文獻標識碼： A 文章編號：1003－3890（2008）11－0005-05
一、研究背景與文獻綜述
2007年7月，中國的CPI同比增長5.6%，出現通貨膨脹的端倪，在其后的時間里，更是一路攀升，在2008年2月達到了8.7%，截至2008年7月，一直沒有低于5.6%的水平。毫無疑問，中國正面臨新一輪的通貨膨脹。
雖然中國以前也經歷數次通貨膨脹，中國的經濟學家對通貨膨脹成因的認識不斷深入，但是在歷次的通貨膨脹中，從來沒有對通貨膨脹的原因達成過一致的意見。總體來說，對中國通貨膨脹的原因的分析，有以下幾種觀點。
（一）貨幣學派的觀點
貨幣學派是從總量關系入手，認為任何通貨膨脹背后總會有貨幣和總量失衡方面的基本根源，從總需求及其相聯系貨幣擴張角度解釋通貨膨脹成因，并側重從貨幣政策等總量管理方面探討應對政策。
劉金全等（2004）以1982年1月-2004年3月M0和M1月度同比增長率的數據為基礎進行分析，發現貨幣供給增長率和通貨膨脹之間不存在顯著的協整關系。張文剛以1981年1月-2002年6月通貨膨脹率與M1的月度同比增長率進行實證分析，發現二者之間不僅存在長期均衡關系，也存在短期誤差修正機制，不過二者之間的影響關系依賴總供給與總需求之間的相互制約。劉霖、靳云匯（2005）利用1978-2003年的數據進行分析，沒有發現在長期內貨幣供應增長率影響通貨膨脹的證據，認為在經濟的貨幣化進程中，貨幣供應增長率的提高并不一定導致通貨膨脹，貨幣化程度的提高使得貨幣流通速度逐年降低，大量的貨幣增量被經濟消耗了。
（二）結構型通貨膨脹
“結構性通貨膨脹”往往通過CPI增長構成來尋求通貨膨脹根源，但CPI本身已是綜合各種商品價格指數并進行加權平均的結果，意在反映價格總水平上漲。強調結構因素，用特定商品相對價格變動解釋一般物價變動存在局限性。“核心通貨膨脹不高”是與結構性通貨膨脹相聯系的常見說法，但大家會發現有一部分通貨膨脹因素永遠不能計算到核心來，這樣理解核心通貨膨脹指標，會人為延誤對通貨膨脹早期的及時治理。
糧價上漲導致通貨膨脹的理論基礎和傳導機制包括以下幾個方面（盧鋒等，2002）：第一，由于收入、人口增長等原因，糧食需求上升較快；第二，由于農業結構性原因，糧食生產不能與需求增長保持同步，它與第一條結合在一起，表現為國內生產和需求不平衡；第三，由于糧食凈進口受到控制，國內糧食產出與需求缺口不能被凈進口上升所彌補，糧食相對價格會不斷上升；第四，糧食產出價值量在國內生產總值中、糧價在一般物價指數中都占有很大份額。如果這四個條件長時期同時成立，在邏輯上有理由相信，糧價上漲會導致通貨膨脹。如果上述假設在某個時期內成立，也可能出現階段性糧價上漲導致通貨膨脹的情況。
（三）成本推動型通貨膨脹
該種觀點認為，上游投入品價格的上漲引起下游產品價格的上漲，從經濟指標的具體表現來看，就是PPI和CPI都出現上漲的情況，當然二者的上漲基本不會是同期的，存在一定的時滯（左小蕾，2008；汪同三，2007）；導致上游產品價格上漲的一個重要原因在于中國快速發展過程中勞動力成本的大量增加，沿海地區勞動力短缺的現象顯示了工資上漲的壓力。新《勞動合同法》的實施，從保護勞動者權益角度作出的法律規定，包括最低工資制度以及其它一些保障性制度安排，使工資增長的預期增加。
（四）輸入型通貨膨脹
過去5年前后，中國精煉銅、原鋁、石油、鐵礦石等大宗商品消費增量對世界需求增長平均貢獻率為56.5%，這意味著中國對于這些原材料國際價格上漲客觀上具有較大影響。
對國際大宗商品價格的變化導致中國通貨膨脹變化的研究主要集中在國際石油價格變動對中國通貨膨脹的影響。何曉群和魏濤遠（2002）通過一個一般均衡模型對世界油價上漲對中國經濟的影響進行了剖析，定量研究了在中國油價與世界油價實現完全接軌時中國經濟的變化情況。孫穩存（2007）通過實證研究發現，能源對中國經濟的波動具有重要的影響，中國能源價格上升10%，當年的通貨膨脹率大約上升0.29%，國際石油價格上升100%，將導致中國物價出現溫和上升，上升幅度不超過1%。
筆者認為，以上各種觀點都在一定程度上闡釋了中國通貨膨脹的可能成因，但是更為關鍵的問題在于，不同的因素對通貨膨脹的影響程度是不同的，找到影響通貨膨脹的主要因素才能以更低的成本，更為快速和有效地治理通貨膨脹。正是基于此，筆者考慮所有可能定量化的影響因素，通過建立一個通貨膨脹決定的誤差修正模型，分析不同因素對通貨膨脹貢獻的差異，在此基礎上提出有的放矢的政策建議。
二、指標選取與數據說明
我們采用通常的做法，選取CPI的上年同期增長率作為通貨膨脹的指標，CPI和RPI相比的優勢在于，CPI不僅反映了實物商品的價格，而且反映了服務的價格，而RPI只能反映實物商品的價格。
我們選取M2的增長率作為貨幣供給的指標，這是因為隨著金融創新的深入，M1只能反映部分的貨幣供給，不能全面涵蓋基礎貨幣供給變化后，貨幣乘數的全部作用。我們使用CRB指數反映價格水平的國際傳導。CRB指數是由美國商品調查局（Commodity Research Bureau）依據世界市場上22種基本的經濟敏感的大宗商品價格編制的一種期貨價格指數，通常簡稱為CRB指數。由于它反映了國際上交易活躍的大宗商品期貨的價格，而期貨價格和現貨價格有同方向變動的特點，所以用這一指標能較好地衡量通貨膨脹的國際傳導。
由于勞動力價格上升，企業設備利用率增加引起的折舊增加，增加了企業的成本。這一成本的增加，我們使用PPI來衡量。由于目前缺乏可信且連續的糧食價格的月度數據，因此對于糧食價格的上漲，我們直接使用居民食品消費價格指數來衡量。（所有數據均為月度數據，數據區間為1997年1月-2008年6月。其中，CRB來自美國商品調查局官方網站，其它數據均來自中經網統計數據庫。）
三、中國通貨膨脹成因的計量模型
（一）平穩性檢驗
在以往對時間序列數據的經濟計量建模中，都暗含著時間序列存在著動態穩定的假設，而實際上，經濟時間序列常常都是非平穩的，基于穩定假設下對非平穩時間序列建模，可能會產生偽回歸的問題，Granger（1981）提出的協整技術解決了非平穩時間序列的建模問題，協整關系是描述時間序列長期關系的一種統計性質，如果非平穩序列之間具有協整關系，那么就可以避免偽回歸。確定數據是否為平穩序列的方法有圖示法和單位根檢驗法兩種。
為控制高階序列相關，假設y服從AR（p）以及調整檢驗方法來對高階相關進行參數糾正。
DF檢驗只能對存在一階序列相關的變量進行單位根檢驗，如果序列存在高階滯后相關，就會違背干擾項是白噪聲的假設。ADF檢驗是在DF檢驗的基礎上，通過在回歸方程右邊加入因變量y的滯后差分項來控制高階相關，檢驗方程為
?駐yt=?茁0+?茁1yt-1+?琢1t+?著t+?啄1?駐yt-1+……+?啄p-1?駐yt-p（1）
?茁0、?茁1、?琢1，?啄1…?啄p為參數，隨機誤差項?著t為獨立同分布的白噪聲。原假設H0：?茁1=0，即yt為非平穩的單位根過程。本文采用Mackinnon臨界值，對?駐yt-p的最優滯后階數的選擇標準為，在保證殘差項不相關的情況下，使用AIC和SC準則作為最優滯后階數的標準，能夠使兩個準則的值同時最小的滯后階數為最優，即模型最有效地利用數據中的信息。
ADF檢驗以及PP檢驗都須確定檢驗方程中是否要加入截距項或時間趨勢，因為包含這兩項或其中的一項，與沒包含的情形下相比，?茁1的t統計量的臨界值是不同的。本文根據時序圖來進行判斷：如果時序圖表現出了趨勢（無論是確定趨勢還是隨機趨勢）的特點，檢驗方程中就同時包括截距和時間趨勢；如果時序圖沒有表現出任何趨勢但具有非零均值，則檢驗方程中只包括截距；如果時序圖在零均值附近波動，則檢驗方程中既不包括常數也不包括趨勢。本文對檢驗方程具體形式的選擇見表1。
（二）長期均衡關系（協整）檢驗
本文采用Johansen極大似然法來對協整關系進行檢驗。
考慮階數為p的VAR模型：
yt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bxt+?著t（2）
其中，yt是一個含有非平穩的I（1）變量的k維向量；xt是一個確定的d維向量，?著t是擾動向量。在式（2）兩端同時減yt-1，我們可把VAR模型改寫為以下形式：
?駐yt=∏yt-1+?祝i?駐yt-i+Bxt+?著t（3）
其中：∏=Ai-I，?祝i=-Aj（4）
Granger定理指出：如果系數矩陣∏的秩r＜k，那么存在k×r階矩陣?琢和?茁，它們的秩都是r，使得∏=?琢?茁′，并且?茁′yt是穩定的。其中，r是協整關系的數量（協整秩），?茁′為協整向量矩陣，?琢為向量誤差修正模型中的調整參數矩陣。
Johansen檢驗的思想在于將對yt的協整檢驗轉化為對矩陣∏的分析。具體地，就是在無約束VAR的形式下估計∏矩陣，然后求出?茁，從而檢驗出協整秩，（秩（∏）=r＜k），得出協整向量。
因為矩陣的秩等于它不為0的特征根的個數，因此可以通過檢驗∏的特征根的顯著性來獲得協整向量的個數，在實踐中，采用特征根跡檢驗和最大特征根檢驗來對特征根個數進行顯著性檢驗。
?姿trace=-T1n（1-i）（5）
?姿max=-T1n（1-r+1）（6）
其中，i為從估計∏矩陣得到的特征根的估計值，T為可用的樣本數。?姿trace為特征根跡統計量，其零假設為：不同協整向量的個數小于等于r。?姿max為最大特征根檢驗，其零假設為：協整向量的個數等于r。
協整檢驗對檢驗方程中差分項的滯后階數非常敏感，因此必須確定合理的滯后階數p。根據通常的做法，我們首先用不經差分的數據估計一個VAR模型，然后運用與無約束VAR模型一樣的滯后長度檢驗方法，即AIC信息準則和SC信息準則來確定最佳滯后長度。結果顯示，在無約束的VAR下，最佳滯后階數為2階。
確定滯后階數后，還要確定數據中或協整方程中是否包含截距項或時間趨勢。按照是否包含截距項或時間趨勢，用于協整檢驗的模型基本可分為以下幾類：第一，數據中無線性趨勢，協整方程中不包括截距項和趨勢項；第二，數據中無線性趨勢，協整方程中包括截距，但不包括趨勢項；第三，數據中有線性趨定趨勢，協整方程中包括截距項，不包括趨勢項；第四，數據中有線性趨勢，協整方程中包括截距和趨勢。經過觀察數據特征并進行假設檢驗，本文選擇第三種類型的模型進行協整檢驗，其結果如表2所示。
從結果中我們可以看到，在5%的顯著水平下，當原假設為r=0，?姿trace的值大于5%下的臨界值（89.62565>47.85613），所以拒絕不存在協整的原假設；同時，當原假設為r?燮1，?姿trace的值小于5%下的臨界值（24.40582
（三）通貨膨脹成因的誤差修正模型
根據Granger表示定理，協整系統有三種等價的表達形式，向量自回歸（VAR）、移動平均（MA）和誤差修正模型（ECM），其中，誤差修正模型既可以表示出長期均衡，也可以表示出變量對長期均衡的偏離，因此應用較普遍。向量誤差修正模型（VECM）是對諸變量施加了協整約束條件的向量自回歸模型（VAR），因此適用于具有協整關系的非平穩序列。VEC表達式會限制內生變量圍繞其長期行為進行短期動態波動。兩變量的協整系統的ECM的表達式為：
?駐yt=?琢0+?琢1i?駐xt-i+?琢2j?駐yt-j+?酌（yt-1-?茁xt-1）+?著t（7）
基于我們前部分的協整方程，對通貨膨脹及其影響因素構成的協整系統的ECM形式為：
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+?著t
ecmt-1=inft-1-?茁1fpit-1-?茁2M2t-1-?茁3CRBt-1
其中，Dinf表示通貨膨脹的差分，其它項中的D也表示差分。ecm表示誤差修正項，對應于一般模型中的yt-1-?茁xt-1項。
使用我們建立的ECM形式的協整系統，進行估計后的結果為：
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
從估計結果可以看出，中國的通貨膨脹與糧食價格、貨幣供給、國際大宗商品價格具有長期的均衡關系，當短期動態變動偏離長期均衡關系時，以-0.061006的調整系數向均衡關系調整。中國的通貨膨脹具有很強的慣性，上期的通貨膨脹變化對當期的通貨膨脹影響最大，而糧食價格上漲對通貨膨脹的影響次之，貨幣供給量的增長是第三位的原因，國際大宗商品價格上漲對中國通貨膨脹的影響最小。
（四）各因素對通貨膨脹的動態影響
我們使用脈沖響應函數來反映不同因素對通貨膨脹影響的動態效應。脈沖響應函數描繪了在一個擾動項上加上一次性的一個沖擊（one-time shock），對于內生變量的當前值和未來值所帶來的影響。
從圖1可以看出，糧食價格（FPI）、工業品價格（PPI）、國際大宗商品價格（CRB）以及貨幣供給量的增長（M2G），會引起通貨膨脹率在未來的長期增加，而且這種增加會持續30個月。
但在較短的時期內，不同因素的影響是不同的。從圖A可以看到，糧食價格的一次上漲對通貨膨脹的影響，在前5個月內是逐漸增加的，在第5個月達到影響的最高峰，然后這種影響會趨于下降，但其影響一直為正。圖B和圖C表明，貨幣供給增長率和工業品價格的上漲對通貨膨脹的影響是一直增加的，這明顯不同于糧食價格上漲的情況。圖D反映出，國際大宗商品的價格上漲在前4個月竟然導致了國內通貨膨脹的下降，然后才出現上升的情況。這其中可能的原因在于，通貨膨脹的國際傳導會有幾個月的滯后。因為大宗商品的國際貿易從重新談判到簽訂新的合約，需要一定的時間。
四、結論及政策建議
中國的通貨膨脹是多因素共同作用的結果，這些因素包括糧食價格上漲、工業品價格上漲、國際大宗商品價格上漲和貨幣供給量的增加。這說明，要解決中國通貨膨脹問題，就要針對不同的影響因素，分別采取不同的政策措施，才可能有效地抑制通貨膨脹。
對于糧食價格上漲的因素，政府要允許糧食價格的適當上行，這種方法看似會助長通貨膨脹，但實際上只會引起糧食供給的增加，進而通過市場的調節來平抑糧食價格。這背后的原因在于，糧食價格的一定幅度的上漲會給農民一個下一年糧價繼續上漲的預期，在這種預期下，會增加對糧食種植的投入。如果沒有嚴重的自然災害，糧食產量必定大大增加，而糧食的需求是比較穩定的，所以，在實現供求平衡的情況下，糧食價格自然就會回落。
工業品的價格上漲實際反映出的是中國的工業生產依然處于粗放式的方式，必須依賴勞動力、礦產、能源等的廉價才能生存和發展，一旦這些要素的價格上漲，馬上就引起了成本的大幅度增加。這其實正是中國實現經濟發展方式轉變的良好契機。政府可以通過對集約型企業實行補貼或稅收減免的方式來促進集約型企業的發展，同時加快對粗放型企業淘汰的步伐，實現產業結構升級。由于集約型企業對勞動力和自然資源的依賴較少，因此粗放型企業的快速淘汰和集約型企業的迅速升級會帶來工業品價格的下降，即使是出現上升，那反映的也是產品質量的提高。
中國在大宗商品國際貿易中具有舉足輕重地位。中國對大宗商品需求的突然增加必然會導致大宗商品的價格上漲，這就會出現，什么貴中國就買什么的奇異現象。實際上，如果我們能夠及時地把對大宗商品的未來需求信息傳遞給國際市場，例如中國糧食的庫存量的確切數量及其所能反映出的中國糧食在未來的供求缺口，那么商品的國際生產者就會增加供給，國內的需求增加基本不會引起國際大宗商品價格的上漲，也就不會助長國內的通貨膨脹。因此，這是一個較少信息不對稱的政策建議。
每當通貨膨脹來臨時，央行就會收緊銀根。但是，通過上述分析我們看到，單單有中央銀行從總量上減少貨幣供給并不能更有效地降低通貨膨脹；而且中國中央銀行除了穩定價格水平外，還有促進經濟增長的目標，目標的雙重性使央行的貨幣政策操作空間大受限制。所以，貨幣政策與其它政策的協調、加強中央銀行的獨立性以及政策目標的單一性，是貨幣政策能更有效地控制通貨膨脹的前提。
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通貨膨脹趨勢范文4
關鍵詞：通貨膨脹；產出缺口；HP濾波
一、通貨膨脹與產出缺口關系概述
產出缺口表示實際產出與潛在產出之間的差額，即實際產出圍繞潛在產出上下波動的程度。它測度了經濟周期性的波動對產出的影響，反映了現有經濟資源的利用程度。當產出缺口為正時，實際產出高于潛在產出，經濟處于擴張階段；反之，經濟處于收縮階段；政府追求的穩定產出的目標是產出缺口為零，即實際產出等于潛在產出。對于潛在產出，經典經濟學中將其定義為：在穩定的價格水平下，給定當時的技術水平，在勞動力實現充分就業時，一個國家充分利用資本和勞動力能實現的最大產出量。
很多國家的央行或政府經濟部門都將產出缺口作為分析預測通脹壓力的重要指標。如果出現正的產出缺口則通脹壓力增大，政府將采取增稅、減少政府開支的收縮性財政政策，央行將采取提高利率的緊縮性貨幣政策，抑制通脹；相反，央行和政府則應采取擴張性的財政政策，刺激經濟。同時，從通貨膨脹對產出的反作用來看，人們相信溫和的通貨膨脹有利于經濟的成長，那么當通貨膨脹率有所上升的時候，產出缺口就應該達到一個正值，經濟表現出繁榮。
從另一個角度來看，低通脹、高增長一直是政府部門追求的兩大目標，但是兩者之間卻存在著矛盾，需要政府在兩者之間做出取舍，而從兩者之間的關系來看，政府在不同時期對兩者的關注程度應當是有所差別的。在經濟繁榮時期，通脹率亦上升，政府應更多的來抑制通脹；反之，在經濟低迷時，通脹率亦處于低水平，此時的政府則應更多地關注于刺激經濟增長。
二、利用HP濾波計算潛在GDP
本文選取中國年度數據進行檢驗，樣本區間為1989～2008年，共20個樣本點。通貨膨脹率選取居民消費價格指數CPI代替，CPI數據為環比年度數據，以上期為基期，上期數據為100，能夠較好地反映通貨膨脹的變動情況。產出水平用國內生產總值GDP表示，數據來源于國研網統計數據庫。
大量的理論和經驗分析表明，現實的產出沒有一個確定性的時間趨勢，它表現出隨機行走過程，即單位根過程，這時使用消除趨勢法。目前，較多的運用HP濾波法來計算潛在GDP，進而計算出產出缺口，用HP濾波計算潛在GDP如下：
設{Yt｝是包含趨勢成分和波動成分的經濟時間序列，{YtT｝是其中含有的趨勢成分，{Ytc｝是其中包含的波動成分，則Yt=YtT+Ytc，t=1，2，..，T。計算HP濾波就是從{Yt｝中將{YtT｝分離出來。一般的，時間序列{Yt｝中不可觀測的部分趨勢常被定義為最小化問題的解：min{(Yt-YtT)2+λ[c(L)YtT]2｝。其中，c(L)是延遲算子多項式c(L)=(L-1-1)-(1-L)。
最小化問題用[c(L)YtT]來調整趨勢的變化，并隨著λ的增大而增大。HP濾波依賴于參數λ，該參數需要事先給定。一般經驗取值，年度數據λ=100；季度數據λ=1，600；月度數據λ=14，400。本文用的是年度數據，因此λ取值為100。設{Yt｝為我國的年度GDP指標，利用HP濾波計算出來的YtT來表示潛在GDP，于是結果如圖1所示。SER01表示的是真實GDP，HPTREND01表示的是潛在GDP。
三、通貨膨脹和產出缺口的關系圖形分析
GDP的波動要素{Ytc｝序列實際上在0上下波動，稱為GDP缺口序列，它是一個絕對量的產出缺口。它的值即為真實GDP與潛在GDP之差。圖2即為真實GDP與潛在GDP之差，也就是產出缺口，它在0上下波動。圖中最大的向下趨勢在1997年以后，1998年的實際產出低于潛在產出，即產出缺口由正值轉為負值。反映出1997年亞洲金融危機對我國經濟的影響，這種影響在相當長的時間得到延續，一直到2003年產出缺口才有所上升。2007年以后出現了較大的正的產出缺口。圖3反映的是1989～2008年通貨膨脹率的走勢，通貨膨脹率以CPI指數來代替。
(一)產出缺口和通貨膨脹在方向上的一致性。與產出缺口的圖形比較可以看出，通貨膨脹和產出缺口存在正相關的關系，兩者雖在波動程度上有差異，但是走勢方向基本一致。
1997～2002年我國經濟受到亞洲金融危機的沖擊，經濟增速放緩導致了通貨膨脹的降低，實際上出現了通貨緊縮的壓力，從圖形中可以看出1998～2000年CPI指數低于100，遠遠低于1994年的水平，與此同時，產出缺口也有一個下降，呈現了負的產出缺口。從2002年以后，通貨膨脹率伴隨經濟回暖而上升，產出缺口也逐漸從負值走向正值。
以上的對比說明了這樣的結論：若實際產出大于潛在產出，即產出缺口為正值，則經濟中就會出現通貨膨脹的壓力，政策制定者則需要采取從緊的財政貨幣政策，防止經濟的過熱；反之，如果產出缺口為負值，經濟增長放緩，則意味著通貨膨脹壓力減輕，追求經濟的繁榮成為政策導向，政策制定者應當采取寬松的財政貨幣政策，拉動需求，防止有效需求不足帶來的通貨緊縮，以此來刺激經濟的增長。
(二)通貨膨脹對產出缺口反應程度上存在不確定性。從圖中可以看出通貨膨脹和產出缺口的圖形波動程度上有差異，1989～2008年間，在1994年通脹率達到了頂點，但是產出缺口并沒有出現最大限度的上升，而與此同時，在2008年產出缺口達到最大值的時候，通脹率也是遠低于1994年的水平。由此可以看出，兩者走勢雖在方向上是一致的，但是影響程度上還是存在不確定因素。
通貨膨脹對產出缺口反應程度的不確定性是探討一國菲利普斯曲線中的通貨膨脹與產出缺口替代關系穩定性的重要內容。它直接影響到央行對經濟形勢的判斷，進而影響到一國經濟決策的制定。產生不確定的原因在于，在通貨膨脹對產出缺口的調整機制中，存在著影響通貨膨脹對產出缺口做出調整的因素，并且在這些因素的共同作用下，就有可能使得通貨膨脹對產出缺口的反應程度具有不確定性，進而會改變通貨膨脹與產出缺口之間的替代關系，而中央銀行也就無法利用這一替代關系，通過控制產出缺口預測和實現預定的通脹目標。
四、總結
本文利用HP濾波方法估計我國近年(1989～2008年)的產出缺口狀況，并做出產出缺口與通貨膨脹的折線圖進行比對，發現經濟過快發展是我國近年通貨膨脹的主要原因。2007～2008年我國經濟出現了一個過熱的增長態勢，使得宏觀經濟面臨較大的通貨膨脹壓力，這也反映在了圖中。2008年下半年以來，在全球金融危機的影響下，我國經濟出現了較大的下行壓力，通貨膨脹率也出現了下降的趨勢，此后，政府的刺激政策在保證經濟穩步發展的同時，也使得通貨膨脹有所反彈。這一點也表明了產出缺口和通貨膨脹的正相關關系。同時我們發現，就我國目前的經濟形勢來看，中央銀行還無法利用這層關系準確地調控經濟。因此，政府應當努力轉變經濟增長方式，提高生產的科技含量，逐步淘汰落后產能，不斷優化總需求的結構。在需求管理方面，提高政府政策透明度來穩定公眾預期，從而避免出現較嚴重的通貨膨脹。
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通貨膨脹趨勢范文5
一、理論分析
中國為應對金融危機采取了一系列刺激經濟復蘇的政策，但國內通貨膨脹率居高不下，存款價值及貨幣實際購買力顯著下降，股票市場也進入了前所未有的低迷期。眾多學者開始深入研究中國的股票價格與通貨膨脹之間的關系。
Fisher(1930)提出當假定實際收益率不變的情況下，經濟人要求實際收益率能夠彌補通貨膨脹所帶來的購買力的貶值。這個論斷意味著名義收益率同通貨膨脹之間有一對一的關系，所以在長期內通貨膨脹率的變化對實際收益率沒有改變。股票市場及其價格的波動會影響到一個國家的通貨膨脹水平Fama（1981）等人，認為實證檢驗中得到的股票收益率和通貨膨脹率之間的“反常關系”，并不意味著這兩者之間存在因果關系，而是由于實際經濟收縮所產生的悲觀預期，不僅促成了高通貨膨脹，也導致了股票實際收益率的下降。
EfremCastelnuovo（2010）等人利用DSGE模型研究美國經濟環境下股票市場的波動與貨幣政策的相互關系，結果表明25個基點的未預期到的聯邦基金利率的上漲導致股票價格明顯的0.2%的下降，相反的，未預期到的1%股票價格的上漲將導致利率上漲12個基點。
唐齊鳴，李春濤(2000)選取1991年1月到1997年12月的數據，運用向量自回歸模型研究了貨幣政策和股票收益率之間的關系以及在中國的經濟改革時期貨幣政策對股票市場的影響。得出的結論是股票收益與貨幣政策具有一定的相關關系。我國股市在發展過程中，已初步具備了宏觀經濟晴雨表的功能以及傳導貨幣政策功能，雖然這些功能還不健全，但它為中央銀行合理制定貨幣政策提供了一定的依據。
鄭妍妍，李海英（2010）選擇中國1992年5月-2008年6月為研究區間，區分不同的經濟周期階段，通過SVAR模型實證檢驗了中國股票市場的通貨膨脹風險規避功能。研究結果表明，供給沖擊的影響導致股票收益率與通貨膨脹率呈現相關關系，這種關系與其所處經濟周期階段有關，在經濟衰退階段(1992年5月-2001年12月)二者負相關，意味著股票投資不再是對沖通貨膨脹風險的有效工具；在經濟擴張階段(2002年1月-2008年6月)二者正相關，股票投資可以有效地避免通貨膨脹風險。
二、實證分析
數據主要來自于中經網和wind數據庫。選取的數據是上證綜合數據（SZI），消費者價格指數（CPI），為了減小數據的波動性，將各時間序列數據取了對數，即LSZI，LCPI。由于我國上海股票交易所與深圳股票交易所自90和91年分別成立，所以完整的數據選擇從92年開始。選取1992年1月至2011年7月的月度數據。所使用的計量軟件是：Eviews5.0
（一）Granger因果關系檢驗
衡量我國股票價格波動情況的上證綜合指數和衡量我國通貨膨脹的消費者價格指數之間的因果關系是單向的：當滯后階數選取為2、3、4、時，股票價格不是通貨膨脹的Granger原因，而通貨膨脹是股票價格的Granger原因；當滯后階數選取為5階時，股票價格不是通貨膨脹的Granger原因，而通貨膨脹也不是股票價格的Granger原因，即兩者沒有因果關系。
（二）動態協整檢驗
為了研究股票價格與通貨膨脹的動態協整過程，我們引入左側移動窗口技術和定比化值概念。譬如記左側移動時間窗口為Wt，其中Wt的右側固定在2011年7月，左側時間t自1992年1月向后逐月移動。在窗口Wt中進行協整檢驗，定義Wt中協整定比化值為協整檢驗的T-統計量某一顯著水平臨界值的比值，比如：（略）。
0.05的置信水平下是固定的一個數值15.49471，當tC>1，表明在窗口Wt中的檢驗結果是協整的，當tC<1，表明在窗口Wt中的檢驗結果是不協整的。下面圖1是將1991年1月-2011年7月的每個tC值記錄下來描繪成的圖形：（略）。
可以看出，中國的股票價格同通貨膨脹之間從總體上看是存在協整關系的，但是隨著國家經濟政策和國際經濟環境的變化，也會出現短期內波動，影響短期的協整關系。
（三）股票價格對通貨膨脹的規避作用
在股票市場上，費雪假設認為名義股票收益率反應大眾對實際利率和通貨膨脹率的預期。例如1%的通脹預期的增長必然對應著1%的股票收益率的增加。所以對股票市場的投資對通貨膨脹有完全的規避作用。為了檢驗股票收益率的長期關系，先對兩者同期的數據進行回歸分析：ttS=γ+θP（1）變量都是取過log的，所以可以認為相關系數θ是股票價格對商品價格的彈性。當θ>0時表明股票價格對商品價格的變化有部分的規避作用；當θ=1是表明兩者是有一對一的完全對沖關系；當θ>1時表明股票價格比商品價格的變化更大一些。所以筆者想通過這種規避作用的研究，看看在整個時間段上股票價格對通貨膨脹是否有規避作用？對1991年1月-2011年7月的數據進行OLS回歸，得到回歸方程和動態的回歸系數θ的趨勢圖：（略）。
從回歸方程可以看出股票價格和通貨膨脹之間存在負向的關系，但是擬合優度2R=0.245736，很不理想。從回歸系數的動態趨勢圖可以看出從1991年到1992年的時候，回歸系數具有向下的趨勢；1992年到1995年的時候回歸系數有上漲的趨勢，1995年之后一直處于穩定的狀態。θ保持在零附近，可以看出是大于0的。說明從長遠來看我國的股票價格對通貨膨脹有較弱的規避作用。
通貨膨脹趨勢范文6
【關鍵詞】通貨膨脹 通貨膨脹不確定性 GARCH模型
一、引言
通貨膨脹是宏觀經濟學中一個非常重要的問題，它關系到一個國家的經濟穩定、社會穩定以及人民生活福利水平。嚴重的通貨膨脹不僅阻礙經濟的發展，在某些國家甚至還引起了社會政治危機。自從1976年自由主義的代表人物Milton.Friedman在領取諾貝爾經濟學獎的演說中提出：“較高的通貨膨脹率將導致更大的通貨膨脹不確定性以及通貨膨脹不確定性導致資源配置效率低下”這一非正式觀點以來，學術界涌現了大量針對通貨膨脹不確定性的理論分析與實證研究。Ball（1992）從博弈論觀點出發，研究認為較低的通貨膨脹率意味著較低的通貨膨脹不確定性，而較高的通貨膨脹率意味著較高的通貨膨脹不確定性（簡稱Friedman-Ball假說）。針對通貨膨脹不確定性對通貨膨脹的影響，一些學者采用貨幣政策方面的政治經濟學模型進行了理論分析。例如：Cukierman和Meltzer采用Baaro-Gordon模型，針對通貨膨脹不確定性與通貨膨脹的關系進行理論研究，這一理論模型假定，政策制定者厭惡通貨膨脹，但是非常重視通過驚人的通貨膨脹率來實現較高的就業率。[1]在該理論模型中，貨幣供給過程中存在隨機因素，普通消費者并不知道政策制定者的目標函數，當通貨膨脹不確定性增加時，政策制定者為了獲得產出收益會采取擴張性的貨幣政策，從而導致更高的平均通貨膨脹率，即通貨膨脹不確定性對通貨膨脹存在正面影響（簡稱Cukierman-Meltzer假說）。但是，Holland卻基于貨幣當局偏好穩定的內在動機提出了完全不同的理論觀點，認為當存在通貨膨脹不確定性時，如果較高的通貨膨脹不確定性損害了經濟增長，那么貨幣當局將會有積極性采取緊縮性貨幣政策，進而降低通貨膨脹水平，[2]因此，通貨膨脹不確定性對通貨膨脹有負面影響（簡稱Holland假說）。
我國目前對通貨膨脹不確定性問題的研究仍然停留在一個粗淺的階段，尚未形成比較系統的研究。李拉亞（1995）提出黏性預期理論，指出黏性預期對通貨膨脹不僅有推波助瀾的作用，而且還會阻礙通貨膨脹的治理，他應用盧卡斯濾波分析了這種不確定性與通貨膨脹預期的關系，指出中國信息不完備較不發達國家更為嚴重，經濟行為主體形成正確預期的能力更弱，通貨膨脹的變動具有更多的不確定性。葉阿忠和李子奈（2000）從實證上說明了我國通貨膨脹存在GARCH現象，并建立了一個GARCH（1，1）模型，將估計的GARRH（1，1）模型與回歸模型比較，得出通貨膨脹的GARCH（1，1）模型優于回歸模型的結論。趙留彥等（2005）基于馬爾可夫域變模型（Markov regimes switching model），將通貨膨脹不確定性細分為未來通貨膨脹沖擊的不確定性和未來通貨膨脹均值在不同域之間轉變的不確定性，考察了中國改革開放以來通貨膨脹不確定性與通貨膨脹水平的關系，研究結果表明，通貨膨脹水平較高時段這兩類不確定性都會增大，[3]也就是，通貨膨脹水平較高時通貨膨脹率圍繞該水平值波動更劇烈，同時該水平值的本身也更加不穩定。
近年來，受次貸危機和要素價格波動的影響，使得全球許多國家面臨著通貨膨脹的威脅，通貨膨脹產生社會福利損失，而通貨膨脹不確定性導致市場價格預期變化，降低全球經濟活動的效率。中國經濟體制改革以來，平均年通貨膨脹率不到10%，較之其他發展中國家、獨聯體諸國和東歐國家，通貨膨脹率不算高，但中國改革開放以來的通貨膨脹率變化很大，既經歷過年通貨膨脹率達到20%以上的嚴重通貨膨脹，也經歷過輕微的通貨緊縮，通貨膨脹動態路徑轉換頻繁，不確定性程度很強，對經濟的危害并不低。當前我國決策層已把管理通脹預期與保增長、調結構一同納入宏觀調控范圍的背景下，如何對通貨膨脹不確定性進行量化與評估，如何降低通脹預期的不確定性，避免其向不利于宏觀經濟穩定運行的方向發展，對于中國宏觀政策研究具有重要的理論意義和現實意義。
二、通脹不確定性測度的技術路線
本文將對通貨膨脹進行預測時產生的偏差的發散性定義為通貨膨脹預期不確定性，簡稱為通貨膨脹不確定性，也可理解為經濟人通貨膨脹預期值的離散程度。目前大致有四種測度方法在實證研究中得到了應用：
（一）以通貨膨脹觀測值的方差或標準差作為不確定性的測度
早期的實證研究往往簡單地將通貨膨脹觀測值的方差或標準差作為不確定性的衡量方式。但是這種不確定性測度方式無法區分波動率中的可預測部分和不可預測部分，因為經濟行為主體即使能用可得信息預測到部分波動率，預測到的部分也會在方差中反映出來。實際上，只有不可預測的波動率才是不確定性的有效衡量方式，因此通貨膨脹方差或標準差不是通貨膨脹不確定性的有效衡量方式。
（二）以通貨膨脹預測調查的預測方差或標準差作為不確定性的測度
這種衡量方式主要用來研究美國的通貨膨脹不確定性，但是這種不確定性的衡量方式會受到個人預測者諸多主觀因素的影響，并不可避免地會碰到預測者是否具有代表性的問題。同時該方法還存在另一個缺點：有可能所有受訪者對未來都極不確定，但他們卻給出了對通貨膨脹相同的估計，使得預測結果的標準差很低。
（三）利用GARCH（廣義自回歸條件異方差）模型族測度不確定性
在給定的經濟結構下，GARCH族模型能明確估計通貨膨脹在不可預測沖擊下時變的條件方差，而且條件方差是事前的方差而不是像移動標準差那樣的事后方差，能夠更好地反映通貨膨脹不確定性這一概念原本的定義，因此它比前面兩種衡量方式更能準確地測度不確定性，也逐漸取代前面兩種方式成為目前測度通貨膨脹不確定性的標準模型。
（四）其他測度方式
除了上述三種測度方法外，計量模型中的各種創新也被不斷地應用于通貨膨脹不確定性的測度。為了能夠體現宏觀經濟中控制通貨膨脹變化的內在“體制”的演變以及貨幣政策體制的轉換，很多研究在GARCH模型的均值方程和方差方程中引入了“馬爾可夫轉換機制（Markov regime switching）”和“時變參數（Time-varying Parameters）”。但是這種測度方式也并非十全十美，因為它必須以計量模型能很好地擬合通貨膨脹演變路徑為基礎，否則以計量經濟模型產生的條件方差作為不確定性測度方式會產生很大的偏差，甚至得出不同的結論。
考慮到通貨膨脹觀測值的方差和基于調查的預期通貨膨脹方差都不是理想的通貨膨脹不確定性測度方式，各種不斷應用于通貨膨脹不確定性測度的創新計量模型還有待理論和實踐層面的進一步檢驗，而GARCH模型族的條件方差反映了變量非預期沖擊的變動，能較好反映不確定性，是目前測度通貨膨脹不確定性的標準模型，所以作者遵循“中規中矩”的學術要求，在實證研究中采用了該類模型來進行中國通貨膨脹不確定性的測度分析。
三、中國月度數據的計量分析
（一）樣本數據說明
目前國內對通貨膨脹率的衡量主要用消費者價格指數（CPI）和商品零售物價指數（RPI），由于商品零售價格指數的計算剔除了第三產業的變化，而剔除了服務價格的商品零售價格指數不足以反映一般價格水平的變化，另一方面，消費者價格指數包含了服務因素，從而能夠全面反映中國物價變化的程度，并可以反映商品經過流通環節形成的最終價格。此外，考慮到消費者物價指數和GDP平減指數的可獲取性和可靠性，本文選取消費者價格指數同比變化的百分比作為衡量通貨膨脹率的指標。樣本區間為1983年1月至2011年6月，共342個樣本，數據來源于中經網經濟統計數據庫和中國統計局官方網站（）。
圖1 中國通貨膨脹率（左圖）及其一階差分序列（右圖）（1983.1-2011.6）
從圖1來看，中國通貨膨脹動態過程的數據表明，改革開放以來，中國經濟經歷多次通脹、緊縮以及兩者的相互轉換，通貨膨脹過程在不同階段的行為特征差別明顯，其動態經歷了高漲——溫和膨脹——緊縮——再度溫和膨脹的過程。從1983年1月至2011年6月期間，中國經濟運行中曾出現了六次顯著的通貨膨脹，通貨膨脹率分別在1985年底、1989年初、1994年底、2004年底以及2008年初達到峰值，目前正在經歷第六次通貨膨脹過程，2011年6月CPI同比上漲6.4%，創下35個月以來新高。其中1989年底以及1994年底形成了兩次較為嚴重的高通貨膨脹態勢。此外中國經濟自1996年成功實現“軟著陸”以后，曾出現了輕微的通貨緊縮情形，而價格緊縮態勢直到2003年下半年才有所緩解，隨后通貨膨脹率變化又逐漸出現了攀升勢頭。自步入2007年下半年以來，隨著世界范圍內石油價格的劇烈波動和美國次貸危機影響的急劇擴散，最終出現了全球性金融危機的爆發，而受本輪金融危機的沖擊和影響，中國的通貨膨脹率也隨之相應呈現出相對劇烈的波動態勢。2010年下半年，美國第二次啟用量化寬松貨幣政策（QE2），帶來全球的流動性泛濫，中國作為新興經濟體國家首當其沖，面臨著美國持續量化寬松帶來的通脹和資本流入難題，自2010年7月份以來，中國價格總水平逐月攀升，在很大程度上影響了經濟的健康、持續發展。
表1 中國通貨膨脹率序列的描述性統計量
圖1（右圖）是1983年1月至2011年6月中國通貨膨脹率的一階差分序列，可以從該圖時間路徑中直觀地觀察到在整個樣本期間，中國通貨膨脹的波動性很大。表1給出了描述性統計量。偏度統計量和峰度統計量結果說明，中國通貨膨脹率序列具有明顯的“尖峰厚尾”分布特征，同時Jarque-Bera統計量的結果說明，中國通貨膨脹序列及其平方序列具有顯著的序列相關性特征，而LM檢驗統計量則進一步證明中國通貨膨脹率具有顯著的ARCH效應。因此，本文基于GARCH（1，1）模型對中國通貨膨脹序列的不確性進行分析與測度是可靠且必要的。
（二）測度模型的構建
本文使用GARCH模型的條件標準差來衡量通貨膨脹不確定性。GARCH模型的思想如下：對于平穩的時間序列πi，建立ARMA（M，N）模型：
則稱（a）、（b）與（c）為ARMA（M，N）-GARCH（p，q）模型，這里（a）與（b）也成為均值方程，（c）成為條件方差方程，從（c）式可以看出某一特定時期的隨機誤差的方程σ■■不僅取決于以前的誤差，還取決于早期的方差（GARCH項）。
經過不斷建模試驗，最終建立了ARIMA（12，1，0）-GARCH（1，1）-M模型。表2是使用EViews6.0軟件構建中國通貨膨脹不確定性的最終測度模型，圖2是利用該模型進行樣本內靜態預測后所描繪的歷史值和預測值折線，最終測度模型的各項參數良好，模型整體預測精度很高。同時對測度模型的殘差序列進行了LM檢驗，不能拒絕“殘差中不存在條件異方差”的原假設，表明測度模型的殘差中不存在條件異方差，于是完全可以使用測度模型殘差的條件方差與條件標準差來反映通貨膨脹的不確定性。
圖3和圖4分別是通貨膨脹與其條件方差及根據指數平滑方法計算的條件方差的趨勢成分、通貨膨脹與其條件標準差及根據指數平滑方法計算的條件標準差的趨勢成分。從圖3和圖4中可以看到：首先1983年1月至2011年6月中國通貨膨脹不確定性的趨勢成分表現出持續下降的特點，其次1999年之前出現過三次較高的通貨膨脹，而同期較高的通貨膨脹不確定性也多次出現，而1999年之后出現過兩次輕度的通貨膨脹，較高的通貨膨脹不確定性也只出現兩次，最近的一次較高通貨膨脹不確定性出現在2009年。直觀上通貨膨脹與通貨膨脹不確定性有正的相關性，但仍需要做出嚴格的統計學意義上的檢驗。
（三）通貨膨脹與通貨膨脹不確定的關系檢驗
1.廣義脈沖響應分析。為進一步研究通貨膨脹和通貨膨脹不確定之間的影響，本文利用廣義脈沖響應函數（GIRFs）具體分析通貨膨脹率和通貨膨脹率條件方差、條件標準差的動態響應。與傳統脈沖響應函數相比，廣義脈沖響應函數具有兩個優勢，首先它允許多變量模型中的復合相關性，其次它可應用于非線性多變量模型中，因為它不考慮沖擊的范圍、符號和歷史。圖5和圖6給出了具體的脈沖響應軌跡圖，圖中橫坐標表示沖擊作用的滯后期間（月度），縱坐標表示沖擊響應程度（百分數），實線表示脈沖響應函數，虛線表示正負兩倍標準差的置信帶。
由圖5可知，對于本期1%的通貨膨脹率條件方差（左圖）、條件標準差（右圖）的增長沖擊，通貨膨脹率當期迅速響應，并分別在第9期達到最大值14.44%、第10期達到最大值7.91%，之后幾期分別有所下降，但并沒有趨于收斂，而是分別保持在10%、7%的一種發散水平。由圖6可以看出，對于本期1%的通貨膨脹率增長沖擊，通貨膨脹率條件方差（左圖）從第2期開始迅速響應，并于第3期達到2.13%的峰值，然后逐期下降，第5期開始演變為負向水平，第25期迫近于0值水平，最終趨于收斂。而對于本期1%的通貨膨脹率增長沖擊，通貨膨脹率條件標準差（右圖）在第2期達到-3.33%的最低值，然后逐期上升，第8期達到最大值2.43%以后期下降，第16期迫近于0值水平，最終趨于收斂?？傮w上講，通貨膨脹對通貨膨脹不確定性的沖擊響應趨于發散，而通貨膨脹不確定性對通貨膨脹的沖擊響應趨于收斂。
2.Granger因果關系檢驗。本文分別對通貨膨脹率與其條件方差、通貨膨脹率與其條件標準差進行Granger因果關系檢驗，為確保檢驗的有效性，滯后階數分別選取1至5。從表3的檢驗結果來看，對應原假設“通貨膨脹率不是引起通貨膨脹率條件方差變化的格蘭杰原因”，概率值在1至5階的情況下全部小于0.05，因此可以得出在Granger意義上，通貨膨脹率的變化在5個月之內將引起通貨膨脹率條件方差的變化；對應原假設“通貨膨脹率的條件方差不是通貨膨脹率變化的格蘭杰原因”，概率值在1至5階的情況下全部大于0.10，說明在Granger意義上通貨膨脹不確定性不引起通貨膨脹率的變化。對于通貨膨脹率與通貨膨脹率條件標準差的檢驗也得到大致相同的結論，唯一區別的滯后期是4個月而不是5個月。Granger檢驗的結果表明較高的通貨膨脹率在4-5個月的短期內引起較高的通貨膨脹不確定性，驗證了Friedman-Ball的觀點而不支持Cukieman-Meltzer的觀點。
四、結論與政策建議
本文基于中國1983年1月至2011年6月的CPI月度數據，通過構建測度通貨膨脹不確定性的ARIMA-GARCH-M模型，并在此基礎上檢驗了通貨膨脹不確定性與通貨膨脹水平的關系。由此產生的主要結論及政策建議有：
第一，中國的數據實證支持了Freidman-Ball假設，即通貨膨脹是通貨膨脹不確定性的原因，而不支持Cukierman-Meltzer假說，也不支持Holland假說。實證研究發現，中國的通貨膨脹與通貨膨脹不確定性之間呈現顯著的動態單向的正相關關系，即在中國較高的通貨膨脹率引發通貨膨脹不確定性，且具有明顯的非對稱性。這意味著貨幣當局在通貨膨脹水平較高時，應比處于低通貨膨脹水平時更加注意通貨膨脹水平對通貨膨脹不確定性的影響效果，在面對通貨膨脹時應比面對通貨緊縮時更加注重引導公眾的預期。
第二，在現實的通貨膨脹環境下，控制人們對通貨膨脹預期的不確定性是至關重要的。當通貨膨脹處于高位時，根據常識判斷，政府都會采取措施將過高的通貨膨脹率降低下來，但經濟行為人很難判斷政府控制通貨膨脹措施的有效性和力度大小，結果造成通貨膨脹預期的不確定性增強。因此在當通貨膨脹率尚處于低位時，政府和社會各界就應給予關注，防止其向高位發展，這是政策制定者最明智的反通貨膨脹政策選擇。
第三，宏觀調控政策應保持平穩性和連續性。穩定的經濟政策能夠降低公眾和政府間的信息不對稱程度，避免政策反復引起預期的偏差，減少通貨膨脹不確定性對微觀行為的影響。同時擴大政策透明度穩定市場供求，較高的政策透明度和較強的政策連續性，有助于消費者獲取更多的信息，穩定通貨膨脹預期，降低對居民消費的影響。
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