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通貨膨脹的趨勢范文1
自2007年美國次貸危機爆發以來，美聯儲實施了極其寬松的貨幣政策，聯邦基金利率由5.25%下調至0-0.25%。迄今為止，美聯儲已經實施了兩輪量化寬松的貨幣政策，有效地消除了美國金融體系內的流動性短缺，但是這造成了全球新興市場面臨巨大沖擊，一是短期國際游資大量的流入造成物價和資本價格難以維持穩定，二是全球能源與大宗商品價格快速上漲使得新興國家面臨嚴重的輸入型通貨膨脹的壓力，三是外匯占款不斷增加進一步放大貨幣供應量，加重通貨膨脹預期。中國應對全球金融危機，采取擴張性的經濟政策，國內經濟通貨膨脹壓力逐漸明顯。2011年以來，我國的通貨膨脹率逐漸升高，4月份居民價格消費價格指數同比上漲5.30 %，通貨膨脹問題日益凸顯。當前，我國缺乏成熟、系統的價格波動監測預警的定量指標，使得在應對經濟危機、市場變化、通貨膨脹等經濟問題時茫然無措。所以，目前最為緊迫的是探究通貨膨脹監測預警的定量指標，健全價格波動預警機制。
二 、通貨膨脹監測預警定量指標的構建
根據我國通貨膨脹的影響因素，采用因子分析方法構建通貨膨脹監測預警定量指標。
（一）數據處理
在國際因素方面，本文選取國際原油價格（oil）、人民幣兌美元匯率(e)、外匯儲備（fer）。在國內因素方面，選取固定資產投資（FAI）、shibor同業拆借利率（i）、上證綜合指數月度收盤價（stock_sh）、糧食價格指數(cpi_corn)、肉禽及其價格指數（cpi_pork）。本文使用數據采用月度數據，時間跨度從2006年10月―2010年12月，國際石油價格來自OPEC網站，股票價格指數來自國研網，其他數據來自中經網。
（二）通貨膨脹監測預警定量指標的構建
因子分析（FA）是主成分分析的推廣，相對于主成分分析，因子分析更側重于解釋被觀測變量之間的相互關系或協方差之間的結構。實質就是用幾個潛在的但不能觀察的互不相關的隨機變量去描述許多變量之間的相互關系（或協方差關系），這些隨機變量被稱為因子。本文采用因子分析法構建通貨膨脹監測預警指標。其中因子提取方法采用主成分法，選擇方差最大旋轉方法進行因子旋轉，采用回歸法計算因子得分。輸出結果如表1。
表1因子載荷陣
由表1可知，因子旋轉之前，部分因子的載荷系數比較接近，旋轉之后，因子載荷矩陣的元素取值向兩級分化，更加有利于分析。依據旋轉后的因子載荷矩陣得到兩個影響通貨膨脹水平的因子F1和F2。
從旋轉后的分子載荷矩陣中可以看出，F2在國際原油價格、利率、股票價格指數、肉禽及其制品價格指數上擁有較高的載荷，而這些因素是影響當前的通貨膨脹的主要原因，因此，F2反映了各個具體因素及其綜合作用對通貨膨脹的影響，可以作為通貨膨脹監測預警定量指標。
（三）CPI與F2的關系
在樣本區間，將F2的因子得分與CPI標準化數據的歷史趨勢進行比較，結果如圖1。
圖1
由圖1可知，在樣本觀測期間，F2很好地擬合了標題通貨膨脹趨勢，具有基本上相同的波動幅度、波峰與波谷，并且F2的變化總是快于標題通貨膨脹的變化，對標題通貨膨脹具有一定的預測能力。
（四） F2作為通貨膨脹監測預警定量指標的有效性研究
1. F2的波動性特征比較
作為通貨膨脹監測預警定量指標，不應該具有很強的波動性特征。表1中列出了樣本觀測期間F2的波動性特征，并且與標題通貨膨脹進行比較。由表2可以看出，F2的波動性在可以接受的范圍之內，波動性比較穩定。
表2波動性特征比較
2.F2對通貨膨脹的解釋能力檢驗
作為通貨膨脹監測預警定量指標，要求F2能夠完全解釋總體通貨膨脹πt中的趨勢成分。xt=πt-f2是平穩序列，其中Xt是短期相對價格變化導致的F2的波動，Xt應該是一個平穩的序列，不應該有任何的趨勢。表3中列出了樣本觀測期間F2短期波動成分的ADF檢驗結果。
表3解釋能力的檢驗
檢驗結果表明，Xt在1%的水平下拒絕原假設，可以確定Xt是平穩序列，即Xt ~I（0）說明F2能夠完全解釋總體通貨膨脹πt中的趨勢成分。
3. F2反映通貨膨脹變化趨勢的比較
F2擬合標題通貨膨脹趨勢的程度可以作為評價有效性的又一指標，首先計算通貨膨脹的趨勢值，利用HP濾波得到通貨膨脹的趨勢值，然后計算F2因子的RMSE值。RMSE={[ΣTt=1（πttrend-f2）2]/T}1/2，RMSE越小，說明F2的擬合效果越好，更加能夠準確地反映通貨膨脹的變化趨勢。計算得到F2的RMSE值為0.871261，說明F2對通貨膨脹的變化趨勢有很好的擬合效果。
4. F2與標題通貨膨脹的協整關系
通貨膨脹監測預警定量指標應當與標題通貨膨脹具有長期的均衡關系，才可以成為長期指標被應用，新增數據才不會導致歷史估計結果發生改變。本文采用協整檢驗觀察估計得到的F2與標題通貨膨脹的均衡關系。協整檢驗結果如表4，表明F2與標題通貨膨脹至少具有1個協整關系，兩者具有長期的均衡關系。
表4協整檢驗
注：加“*”表明在5%的顯著水平下拒絕原假設。
5. F2的預測能力的檢驗
通貨膨脹監測預警定量指標的重要意義是在于對標題通貨膨脹的預測能力，判斷核心通貨膨脹預測能力的依據是給定當前的標題通貨膨脹基礎上，考察F2包含多少關于未來標題通貨膨脹的信息。利用方程πt+h-πt=αh+βh（πt-f2）+εt+h的回歸平方和來評價模型估計得到的核心通貨膨脹的預測能力。表5中給出了6種計算方法計算得到的F2的R2值。
表5預測能力的檢驗
由表5可以看出，隨著h的增大，R2值有所增加，說明F2作為通貨膨脹監測預警定量指標在h=2及更大比h=1對標題通貨膨脹的預測能力更好一些，F2在一定程度上可以作為通貨膨脹的預測指標。
三、結論
（一）國際因素對當前的通貨膨脹具有明顯的影響，表明我國面臨的輸入型通貨膨脹壓力進一步加大。經濟危機以來，我國實行一攬子的經濟刺激計劃，對經濟注入大量的流動性，大量資金流入股市，導致資產泡沫化嚴重，股票價格對當前的通貨膨脹具有巨大的推動作用。我國實際利率處于負利率的狀況，直接導致銀行存款分流下降，致使更多的資金流入資產領域，資源錯配嚴重，推動資產的泡沫化，通貨膨脹的上漲。
通貨膨脹的趨勢范文2
關鍵詞:通貨膨脹率;工業增加值;Granger因果關系檢驗
作者簡介:閆超 (1985―),女,吉林省吉林市人,吉林大學商學院博士研究生,研究方向:企業管理;
王淑華 (1964―),女,吉林省長春市人,吉林大學商學院研究生辦公室主任,企業管理碩士。
中圖分類號:F120.2 文獻標識碼:A文章編號:1672-3309(2009)11-0028-03
通貨膨脹率和經濟增長是描述宏觀經濟運行的兩個非常重要的經濟指標。研究我國經濟增長與通貨膨脹率之間是否具有較為顯著的相互影響,不僅可以作為判斷我國經濟運行狀態的重要依據,而且對于政府制定相應經濟政策以進行宏觀調控,也具有十分重要的現實意義。
迄今為止,西方學者已經對通貨膨脹率與經濟增長之間關系進行了廣泛而深入的研究,但由于所選樣本的地域、時域以及數據來源各具差異,因此,得出的結論也不盡相同。有些學者認為,通貨膨脹率與經濟增長之間具有正向相關關系,也有一些學者認為,通貨膨脹率與經濟增長之間存在負向相關關系,還有學者認為,二者之間不存在相關關系。
凱恩斯認為,通貨膨脹率與經濟增長具有正向相關關系,這種思想被后來的學者加以繼承和發揚。經濟學家漢密爾頓認為,通貨膨脹率和經濟增長之間具有一定的關系。托賓(1965)認為,在假設資本與貨幣完全替代的前提下,通貨膨脹率與實際產出增長之間存在正向相關關系。泰勒(1981)和西爾斯(1992)也認為,通貨膨脹率能夠在某種程度上促進經濟增長。國內學者劉金全和謝衛東(2003)認為,一定程度的通貨膨脹有利于經濟增長。
上世紀的六七十年代,反凱恩斯主義經濟學家則認為凱恩斯主義政策導致了“滯脹”。如坎普斯(1961) 和哈爾伯格(1996)等經濟學家認為通貨膨脹會阻礙經濟增長。瓊和馬歇爾通過對56個不同國家和地區的通貨膨脹率與經濟增長率數據進行實證檢驗發現:其中16個國家的經濟增長與通貨膨脹率之間具有顯著的負向相關關系,10個國家的經濟增長與通貨膨脹率之間不存在相關關系。
盧卡斯與法國經濟學家阿萊則認為,通貨膨脹與經濟增長之間不存在任何相關關系。盧卡斯 (1976) 認為,當人們能夠事先預期到政府的政策時,相應的通貨膨脹政策就無法對實際經濟產生作用。阿萊 (1969) 基于1700年到1913年間的英國工業生產數據進行因果關系檢驗,發現通貨膨脹與經濟增長之間不存在顯著的相關關系。本文中,我們試圖通過對我國通貨膨脹率和代表經濟增長的工業增加值增速數據,來計算和檢驗我國通貨膨脹率是否對我國經濟增長具有顯著影響,以及具有何種方向的影響。
一、 我國通貨膨脹率與經濟增長之間關系的實證研究
在本文的研究中,考慮到我國的通貨膨脹率和經濟增長相關數據都具有多種態勢變化,我們可以將原水平值數據分解為周期成分和趨勢成分,這樣,不僅可以計算和檢驗通貨膨脹率與經濟增長水平值數據之間的相互影響,同時還能夠進一步分析我國通貨膨脹率和工業增加值增速數據的周期成分和趨勢成分之間的影響關系。
我們利用變量IPt和?仔t分別表示月度 (同比) 工業增加值增長率和月度通貨膨脹率,選取的數據樣本范圍為1996年1月至2008年3月,數據來源于國家統計局《中國經濟景氣月報》、銳思 (RESSET) 金融研究數據庫以及中經網(db.cei.省略)數據庫。
我們首先對通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列進行單位根檢驗。表1給出了單位根檢驗的ADF統計量和PP統計量的檢驗結果。
檢驗發現,在10%的顯著水平下,我國通貨膨脹率的差分序列為平穩過程。在5%的顯著水平下,我國工業增加值增速的差分序列為平穩過程。因此可以推斷通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列都是1階單整過程。
由于通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列當中不存在確定的線性趨勢成分,因此,我們采用H-P濾波方法對序列中的周期成分和趨勢成分進行分離。圖1和圖2給出了月度通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列的時間路徑,選取的樣本范圍為1996年3月至2008年3月。
圖1 我國通貨膨脹率的時間路徑及其成分分解
從圖1中我們可以看出,在樣本區間內,我國通貨膨脹序列出現了4個波峰,分別為1996年、2001年、2004年和2008年。其中,1996年和2008年的波峰達到了較高值。我國通貨膨脹率序列在1999年、2002年和2006年分別出現了3次波谷,其中1999年達到了樣本期內的最低值。從圖2中可以看出,我國的工業增加值增速序列波動始終較為劇烈,但趨勢成分路徑卻相對較為平滑。從圖1和圖2中的趨勢成分可以看出,工業增加值增速和通貨膨脹率之間的波峰和波谷是基本對應的。從圖中的周期成分 來看,出現了明顯的波動聚類現象。我們發現通貨膨脹率當中的周期成分出現了較為穩定的特征,這能夠體現出價格變化具有單向性。
我們在簡化式VAR模型中檢驗工業增加值增速與通貨膨脹率之間Granger影響關系。
Granger影響關系檢驗是上述模型當中滯后變量回歸系數的顯著性檢驗。根據動態相關性,我們選擇進行工業增加值增速和通貨膨脹率水平、趨勢和波動成分之間的雙向Granger影響關系檢驗,得到表2的檢驗結果。
表2的檢驗結果基本上與圖1和圖2所顯示的特征相一致。從檢驗結果可以看出,?仔t對于IPt序列有較為顯著的Granger影響,其F統計量值為2.96757,而概率值為0.02187。?仔t的周期成分對IPt的周期成分的Granger影響非常顯著,其F統計量值為3.08233,而概率值為0.01825。?仔t的趨勢成分對IPt的趨勢成分的Granger影響也非常顯著,其F統計量值為4.69424,而概率值為0.00141?？梢??仔t的任何成分都對IPt中的相應成分具有顯著的Granger影響,這說明價格水平變化對實際經濟產生了影響。在反向影響關系上,對于序列有較為顯著的Granger影響,其F統計量值為13.0582,而概率值為0.00000。IPt的周期成分對?仔t的周期成分的Granger影響非常顯著,其F統計量值為10.7051,而概率值為0.00000。IPt的趨勢成分對?仔t的趨勢成分的Granger影響也非常顯著,其F統計量值為30.7766,而概率值為0.00000。因此,IPt的任何成分也都對?仔t中的相應成分具有顯著的Granger影響,這說明實際產出對于價格水平的影響也非常顯著。
二、政策啟示
從本文的研究結果可以發現,我國通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列之間存在顯著的正向相關關系,這意味著我國不存在貨幣政策中性。適度的通貨膨脹是能夠在一定程度上有助于經濟增長的。因此,為了保證在未來一段時間內,我國經濟能夠平穩較快發展,政府就應該努力通過一系列宏觀調控手段,將通貨膨脹率保持在適度的范圍內,以刺激我國經濟增長。(責任編輯:方涵)
參考文獻:
[1] 凱恩斯.就業、利息和貨幣通論[M].北京:商務印書館,1997.
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[9] Seers, Dudley, A theory of inflation and growth in underdeveloped economics based on the experience of Latin America, Oxford Economic Papers, 1992, 6, 9.
通貨膨脹的趨勢范文3
在規范的經濟學中，通貨膨脹和經濟增長之間并沒有直接的關系。然而從現實來看，經濟增長使社會總的財富量上升，影響到了整個社會的有效供給，從而影響到消費能力。從實際的數據來看，GDP的增長常常也伴隨著一定的通貨膨脹。
由圖1可以看出，總體上，通脹率與GDP增長率的變化趨勢基本上是一致的，具有同方向變動的趨勢。從1980年到1987年前后，它們的變化基本上都是同步同方向，但到了1988年以后，通脹率的變化要比GDP的增長率的變化滯后，但同方向的變化趨勢仍然存在。此外，我們還能看出，通脹率的變化幅度要遠遠地大于GDP增長率的變化幅度。
一般而言，通脹率是一個包含著隨機性趨勢的時間序列，對其回歸時，其OLS估計量可能會產生誤導，最終得到一個偽回歸。但是此處，通脹率和GDP增長率兩個時間序列的趨勢成分是相同的，它們之間具有相同的隨機性趨勢，在計量經濟學上，它們是協整的，而在協整情況下，回歸方法的基礎又是可靠的（其實質在于當兩個具有相同趨勢的隨機時間序列協整時，其相減之后的值在很大程度上可以剔除這個共同的隨機性趨勢），既然經濟增長率與物價增長之間存在協整關系。所以，下文的回歸分析具有經濟學意義。
選取1985年～2010年的經濟增長（以真實GDP測度）和通貨膨脹（以CPI測度）數據進行回歸分析得到下面結果：
由（1）可知：在其他條件不變時，當期的通貨膨脹與去年的通脹水平和經濟增長速度有關，且擬合優度很高。
由（2）可知：在其他條件不變時，去年的通貨膨脹有抑制今年經濟增長的趨勢，這可能與央行穩定增長的政策有關。
對由CPI和實際GDP兩變量構成的VAR模型作平穩性檢驗（如圖）：
由圖可知：VAR模型的特征根有一個不在單位圓內，所以該序列不平穩，即經濟增長與通貨膨脹間的影響關系存在著偽回歸。所以，原模型不能正確的刻畫CPI和RGDP間的關系。
上述分析中，我們選取了剔除價格因素之后的真實GDP和通脹之間的回歸，雖然初步結果顯示兩者高度正相關，但序列不平穩，存在著為回歸；至于不剔除價格因素的名義GDP與通脹之間的回歸有待進一步論證分析。
通貨膨脹的趨勢范文4
關鍵詞：通貨膨脹會計；模式；歷史成本
一、通貨膨脹會計的涵義
通貨膨脹會計是在通貨膨脹條件下，根據一般物價指數或現行成本數據，將傳統歷史成本會計加以調整，借以反映和消除物價上漲因素對傳統會計報表的影響，或徹底改變某些傳統會計原則，從而更真實的反應企業財務狀況和經營成果的一種會計程序和方法。
通貨膨脹會計不同于物價變動會計，通貨膨脹會計反映的是物價上漲對會計信息的影響，而物價變動會計則是從雙向反映物價升降變動對會計信息的影響。所以，通貨膨脹會計是物價變動會計的一個方面。關于通貨膨脹的判定標準，國際會計準則第29號在惡性通貨膨脹經濟中的財務報告指出，三年累計通貨膨脹率接近或超過100％為惡性通貨膨脹；而針對我國市場經濟體制為主體的社會經濟環境，按照過去20多年我國五輪經濟波動周期的經驗，將物價漲幅在5％以下定義為正常，5％—10％之間視為溫和型通貨膨脹，10％以上則為惡性通貨膨脹
通貨膨脹會計研究起步最早、也最為完善的國家是英國和美國。著名英國經濟學家克里斯托弗.諾比斯提出，英、美等一些發達西方國家已經具有了對惡性通貨膨脹具有一定免疫力的會計體系。其中，美國早在上世紀30年代就開始提出并研究通貨膨脹會計，因而美國對通貨膨脹會計的研究也居于領先地位。但在20世紀70年代以前，由于美國經濟上的穩定和繁榮，使它的會計實務相當穩定和保守，直到70年代中期美國的通貨膨脹率迅速上升后，才使其加強了對通貨膨脹會計的研究與實踐。英國對通貨膨脹會計的研究起步也較早，而受到重視是在英國的物價上漲率迅速上升的60年代以后。從1971—1974年，英國會計準則委員會了一些有關物價變動的文告，1975年桑地蘭茲委員會發表了著名的桑地蘭茲報告《通貨膨脹會計》，建議所有公司盡可能采用現行成本會計體系。
二、通貨膨脹會計的規律
第一，通貨膨脹期持有現金及其等價物一般會遭受貨幣購買力損失，持有實物資產一般會獲得持產利益。企業的貨幣性資產和貨幣性負債的金額是固定不變的，但它們所代表的實際購買力卻隨物價水平的變動而變化。與此相反，非貨幣性資產和非貨幣性負債的價格一般是變化的，但它們所蘊藏的購買力卻不隨物價水平的變動而變化。一般物價水平變動是個別物價變動和幣值變動交叉影響的結果，個別資產商品價格的變動趨勢通常情況下是同一般物價水平變動趨勢一致的。所以，當物價水平上漲時，實物性資產和負債的價值也上漲，而貨幣性資產和負債的實際購買力要下降。
第二，技術進步對通貨膨脹的影響具有抵消作用，并且會導致個別資產的價格下跌。先進技術在生產領域的廣泛應用，能夠極大的提高勞動生產力，降低商品的生產成本，從而使原有商品的價值遭到貶損。同時，由于技術的進步，能使得一些產品的性能提高、用途增加、消耗下降，從而加速了商品特別是機器設備的貶值。實踐證明，技術進步具有使某些商品價格永久下跌的趨勢。二次世界大戰以后，西方國家的一般物價水平呈爬坡上升趨勢，但高科技領域的某些商品像電腦等的價格卻一降再降。我們在研究通貨膨脹會計時，必須充分認識技術進步對物價變動的影響，以便對特定行業、特定產品以及一般企業具體資產價格的特殊性予以足夠重視，恰當的反映其價格變動情況，提供確實對決策有用的信息。
三、我國推行通貨膨脹會計存在的問題
1.我國的會計法規沒有作出明確的規定
通貨膨脹會計的推行首先需要國家的政策支持。國際會計準則中的“惡性通貨膨脹經濟中的財務報告”項目，我國會計準則體系中沒有作出明確的規定，只有少數的相關規定。根據我國財政部財政部的分析報告，其原因是中國不存在該準則所適用的環境在我國社會主義市場經濟環境下，中國政府具有宏觀經濟調控的能力，不會出現惡性通貨膨脹的情況，也就不需要制定類似的會計準則。目前我國有關通貨膨脹的會計法規，在今年我國財政部頒布的新會計準則中只對中國企業在境外的子公司報回的惡性通貨膨脹經濟下的財務報告作出了規定將于明年月起實施的企業會計準則第號第四章外幣財務報表的折算第條，對企業處于惡性通貨膨脹經濟中的境外經營的財務報表列示出了相關折算規定。具體分析國家限制通貨膨脹會計的原因，有以下幾個方面：
(1)我國是一個發展中國家，各地區經濟發展不平衡，各地區物價變動水平也存在較大的差異，把全國統計的平均綜合物價指數作為各地通貨膨脹會計的參數，顯然滿足不了會計信息可比性和可靠性的要求，如果分地區物資類別統計物價指數，雖然從理論上講可行，但是信息處理技術的物質基礎目前尚難以滿足通貨膨脹會計的要求。
(2)國家雖然與企業的根本利益是一致的，但是具體涉及到企業利潤分配時，企業總是希望少納稅、少繳利潤，而國家為加強其宏觀調控的力度，更好的履行其職能，總希望多征多收，如果實行通貨膨脹會計并以此作為企業利潤分配的依據，必定會在一定時期內影響國家財政收入。而我國的市場經濟正處于改革發展階段，法律體系還不夠完善成熟，實行通貨膨脹會計后，國家對企業會計工作的監控難度將會增大，可能會出現某些企業濫用通貨膨脹會計，借以偷稅漏稅的情況。
（3）實行通貨膨脹會計后，使會計工作更加復雜，從而對財會人員的素質要求以及對會計信息處理的技術及系統要求大大提高，雖然東南沿海等發達地區會計信息處理系統較高，能滿足這些要求，但是我國會計工作人員的整體水平還有待提高，還有相當一部分地區和企業的會計水平難以滿足通貨膨脹會計的要求。
2.企業對應用通貨膨脹會計的認識不足
通貨膨脹會計的建立和運行需要一定的經濟環境基礎，其中企業對其的認識和支持以及技術上的運用是一個重要的外在因素，而對于我國大多數企業及企業管理者、會計從業者而言，對通貨膨脹會計的了解及認識還不足。
（1）一般企業認為產品的價格決定于市場，而國家征稅的依據是傳統會計的資料，通貨膨脹會計不能給企業帶來直接的利益，反而使企業增加對財會工作的投入，得不償失。
（2）由于受傳統計劃經濟體制下粗放管理模式的影響，一些企業的經營管理者對通貨膨脹給企業造成的影響認識片面，他們只看到由于物價上漲而使采購資金的實際需要量、更新購置固定資產的資金需要量常常超過計劃數，使企業資金受短缺之困，也由于原材料價格上漲，職工工資增長等導致企業生產成本不斷上升。但是，他們沒有認識到傳統跨及低估了前期購入資產轉移消耗的價值。他們在經營決策中，考慮的是未來的名義收入和支出，而對未來的實際收入和支出不夠重視，甚至還沒有認識到，因此在決策中缺乏考慮通貨膨脹的因素。
（3）由于我國長期政企職責不分，官僚主義現象比較嚴重，意識形態過于濃厚，使企業、政府更樂于看到上報的成績，如果運用通貨膨脹會計方法，會不同程度地降低“成績、業績”，有違其喜好。
四、我國通貨膨脹會計模式的選擇
我國通貨膨脹會計模式的選擇，應基于對通貨膨脹下各種會計模式的比較分析，結合我國的具體情況，在宏觀經濟情況與企業微觀經濟效益相統一的前提下，根據我國物價變動的特點以及企業財會工作的狀況綜合考慮，以求作出合理的選擇。選擇時我們需要注意到，我國目前的財政狀況還比較緊張，國家宏觀調控機制及有關法規尚不完善，無法及時、正確的取得所需的物價指數我國現階段會計核算與會計管理水平較低，大部分會計工作仍處于手工操作階通貨膨脹會計模式研究段，企業會計人員的整體素質不很高，絕大部分人沒有接觸過通貨膨脹會計模式，更不能實際應用，要勝任新的會計模式并非短期可以解決同時，新《企業會計規則》規定了我國企業會計的計量基礎仍是歷史成本原則。鑒于上述原因，要建立系統、完善的通貨膨脹會計方法十分必要，也應該有一個過渡時期。就目前來說，比較現實的選擇應是將具體方法的選擇和運用分為以下三個階段：
1.按謹慎性原則對歷史成本計價方法有限度的修正
穩健的利用我國現有的制度規定及原則，適時謹慎的改革某些會計方法，從最大程度上消除通貨膨脹對會計信息的影響，提供相關會計信息。具體考慮到以下幾點：
通貨膨脹的趨勢范文5
關鍵詞：通貨膨脹；財政政策；貨幣政策；脈沖響應
中圖分類號：F812.0 文獻標識碼：A 文章編號：1005－0892(2008)11－0034－05
較長時間以來，中國經濟一直保持著“高增長、低通脹”又好又快的發展狀態。然而，伴隨著2007年7月份CPI突破5％，通貨膨脹不期而至。進入2008年，CPI繼續在高位運行，一月份為7.1％，二月份達到8.7％，創下了12年來的新高。在此背景下，如何有效地防止通貨膨脹成為當前宏觀調控面臨的最重要問題。圍繞這一主題，國內眾多學者和研究機構從不同角度提出了自己的看法和建議。高鐵梅等(2008)認為，本輪物價上漲是貨幣供應量增多、成本推動和需求推動等各因素共同作用的結果，防止出現全面通貨膨脹就要降低過快的經濟增長速度，同時穩定人們的通脹預期；Ⅲ國家信息中心(2008)認為，食品價格上漲始終是推動居民消費價格指數CPI上升的主要動力和原因，目前貨幣政策應堅持從緊方針，但暫時不宜出臺加息等緊縮性政策；陳彥斌(2008)認為，流動性過剩對于當前的居民消費價格上漲有一定的影響，但并不顯著，治理政策要著眼于當前通貨膨脹的特征，而不能盲目實施緊縮性貨幣政策和財政政策；何孝星和黃雪霞(2008)認為，利率政策抑制通貨膨脹的效果有限，繼續加息將會有害無益，未來應該以控制信貸總量替代加息作為貨幣政策的主要工具，等等。根據我國目前的宏觀經濟形勢，在對通貨膨脹成因實證分析的基礎上，我們認為，當前貨幣政策不僅對于成本推動型通貨膨脹無能為力，而且在貨幣數量的調控方面也存在諸多局限，治理通貨膨脹應該更加重視財政政策的作用。
一、當前通貨膨脹的性質
有效的宏觀調控建立在正確分析宏觀經濟形勢的基礎之上，因此，判斷當前通貨膨脹的性質和特征就成為我們討論問題的出發點。
1、外部失衡引發的通貨膨脹。20世紀90年代之后，除1998年東南亞金融危機的特殊因素之外，中國一直保持著經常賬戶與資本賬戶的雙順差。持續的外部失衡造成外匯儲備激增并且加大了人民幣升值的壓力。在人民幣升值的預期下，大量的國際投機資本進入中國，使資本賬戶順差進一步擴大。為了維持人民幣匯率的相對穩定，央行不得不擴大人民幣的供應，結果造成M2的迅速增長，如2008年1月和2月M2同比分別增長18.94％和17.48％，均高于2007年末的水平。3月份雖然出現了一定程度的回落，但仍然保持在16.29％的高位(圖1)。貨幣供應量以及信貸的過快增長引發了流動性過剩，從而構成了當前通貨膨脹的最基本原因。
2、通貨膨脹具有結構性特征。目前的通貨膨脹呈現結構性態勢，并非所有商品的價格都在上漲，上漲的主要是食品價格。以2008年4月份為例(圖2和圖3)，CPI為8.5％，其中食品價格上漲了22.1％，而衣著類商品的價格反而下降了1.4％。食品價格的上漲，又主要集中于肉禽(47.9％)、水產品(16.1％)和鮮菜(13.6％)。食品之所以成為推動價格上升的主要因素，是因為食品行業的供給彈性較小，對于來自需求面的貨幣供給量的正向沖擊不能作出及時反應所致。盡管目前物價上漲是結構性的，但由于通貨膨脹具有自我強化的功能，如果不進行適當的調控，一旦人們形成通貨膨脹預期，那么結構性通脹就會演變成全面的通貨膨脹。
3、成本推動型通貨膨脹比較明顯。本輪通貨膨脹帶有明顯的成本推動型特征。根據國家統計局公布的數據，2008年4月工業品出廠價格同比上漲8.1％，其中原油上漲37.9％，原煤上漲20.9％，有色金屬上漲4.7％(圖4)。同時，進口的主要商品如鐵礦石、大豆、成品油、天然橡膠等價格均有不同程度的上漲。土地、勞動力、以及自然資源等要素價格的上漲也已經成為普遍的趨勢。這種現象的出現與我國目前的發展階段以及國際經濟形勢存在著緊密的關系。首先，隨著我國人口拐點的出現，原本可以“無限”供給的勞動力開始出現短缺；其次，當前進行的要素價格機制改革使得之前人為壓低的要素價格逐漸向市場均衡水平移動；最后，中國、印度等新興經濟體正處于加速發展階段，其旺盛的需求推動了世界范圍內原材料價格的上漲。
4、通貨膨脹的國際傳導。在中國爆發通貨膨脹的同時，其他主要國家都存在一定程度的價格上漲。2008年1月，美國CPI上漲4.4％；歐元區上漲3.2％，日本上漲0.7％；韓國、印度尼西亞、新加坡分別上漲3.9％、6.6％和7.4％；俄羅斯上漲12.8％，南非上漲9.3％，全球通貨膨脹有卷土重來之勢。經過30年的改革開放，中國經濟已經與世界經濟緊密聯系在一起，國際上大宗商品價格如鐵礦石、原油、糧食等價格的上漲就會相應傳導到我國，形成輸入型通貨膨脹。事實上，當前制約我國供給面最主要的因素即是成本推動與輸入型通貨膨脹。
二、通貨膨脹的影響因素：實證分析
為了進一步探討通貨膨脹的趨勢及其成因，本文建立了關于我國通貨膨脹率的脈沖響應函數。選取的變量指標包括居民消費價格指數(CPI)、CPI下食品價格中的糧食價格指數(CORP)、全社會固定資產投資(INV)、廣義貨幣供給量同期增長率(M2)、全部單位從業人員平均勞動報酬(W)。由于我國2003年開始走出通貨緊縮的陰影，因此本文的樣本期始于2003年1月，止于2008年3月，總共63個樣本。其中居民消費價格指數、糧食價格指數、全社會固定資產投資和M2同期增長率的月度數據來源于中國資訊行數據庫，從業人員平均勞動報酬數據來源于中經網統計數據庫，原始數據為季度數據，我們采用取均值的方法近似得到了月度數據。
脈沖響應函數刻畫了一單位標準差大小的新信息(jnnovation)沖擊對內生變量的當前值和未來值所帶來的影響，可以反映一個變量作用于另外一個變量的動態特征。一般在分析脈沖響應函數之前要建立變量之間的VAR模型，我們首先根據AIC準則和SC準則，設定了VAR(2)模型，在此基礎上，采用正交化(orthogonalised)方法和Choleski分解技術，建立了關于通貨膨脹率與其他變量的脈沖響應函數模型。西姆斯(1980)認為。VAR和脈沖響應函數模型下無需考慮變量的平穩性，所以這里沒有對變量進行平穩性檢驗。圖5至圖8是CPI對于其他
變量一單位標準差沖擊的反應。
1、糧食價格對于通貨膨脹率的沖擊。由于糧食在CPI組成中權重較高，因此在當期就會對通貨膨脹率產生正向效應，并且正向效應呈遞增趨勢，第3期達到最大，此后開始逐期遞減。這表明糧食價格的上漲短期內會對CPI造成較大沖擊，但在長期內對于CPI的持續影響較小。
2、全社會固定資產投資對于通貨膨脹率的沖擊。全社會固定資產投資對通貨膨脹率的沖擊作用一直是正向效應，并且效應逐漸增大，到第5期開始穩定在一定水平。長期內固定資產投資增加會產生溫和的通貨膨脹效應。
3、廣義貨幣供給量同期增長率對于通貨膨脹率的影響。初期時廣義貨幣供給量同期增長率對通貨膨脹率的正向沖擊呈增長趨勢，到第5期達到最大值，隨后呈遞減趨勢，到第10期逐漸趨近于零。
4、全部單位從業人員平均勞動報酬對于通貨膨脹率的沖擊。全部單位從業人員平均勞動報酬對通貨膨脹率的正向效應在第2期開始顯現，并且逐期放大，第10期時仍然呈增長趨勢。顯然，勞動者工資的增加對通貨膨脹率的沖擊效應非常強烈，在長期內會持續提高通貨膨脹率。
在給出脈沖響應函數之后，我們采用方差分解法，通過求解擾動項對向量自回歸模型預測均方差的貢獻度，了解各類因素對通貨膨脹率的沖擊作用，分解結果見表1。
從表1中可以看到，除了通貨膨脹率自身以外，糧食價格和平均勞動報酬是長期中影響通貨膨脹率的主要因素。并且隨著時期的延長，勞動報酬對通貨膨脹的影響程度越來越大。由于我國國內糧價上漲在一定程度上受到國際糧價的影響，而勞動報酬的上升直接表現為生產成本的提高，因此，成本推動型和輸入型通貨膨脹可能是目前價格上漲的主要因素。
三、貨幣政策的局限性
雖然貨幣主義者認為通貨膨脹任何時候都是一個貨幣現象，治理通貨膨脹理應由貨幣政策發揮主要作用。然而，從目前我國通貨膨脹的形勢來看，基于需求調節的貨幣政策顯然對于供給方面的成本推動和輸入型通貨膨脹無能為力。同時，即便在貨幣政策調控最為核心的領域――貨幣數量的控制方面也存在著諸多的局限。
1、加息的局限。加息可以提高資金的使用成本，回籠貨幣，減少流通中的貨幣數量，是貨幣政策中最重要的工具。但是，目前加息卻要考慮諸多問題。首先，加息要考慮中美之間的利差?，F在的情況是，人民銀行在不斷加息，美聯儲卻在不斷減息，使得中美之間的利差不斷加大。中美之間的利差倒掛會誘發國際投機資本進一步流入，從而加劇我國的通貨膨脹；其次，加息要考慮對貿易順差的影響。加息會提高資金成本，抑制國內的投資需求，并因此減少進口，進一步拉大中國的貿易順差，最終也會與加息的目的背道而馳；第三，加息要考慮對儲蓄的影響。近年來，隨著資本市場的發展，我國過高的儲蓄開始減少，多年低迷的消費需求逐漸啟動。如果在這個時候加息，盡管可以將部分資金吸引回銀行，但是卻與擴大內需與發展資本市場的長期目標相悖。
2、存款準備金與票據回購的局限。存款準備金率的上調和央行票據的回購同樣可以達到回籠貨幣的目的，但是二者的政策空間日益縮小。目前存款準備金率已經達到15.5％的歷史高位，中小銀行流動性明顯吃緊。若進一步上調準備金率，必然會危及到這些銀行的生存。同時，央行票據回購的不斷積累，一方面使得央行面臨票據到期以及利息支出不斷上升的壓力，另一方面損害了商業銀行的融資機能，不利于正在進行的金融體制改革。
3、人民幣升值的局限。人民幣升值可以從源頭上解決流動性過剩的問題，有效抑制輸入型通貨膨脹，減少國際貿易爭端，從長期來看也有利于實現中國經濟增長方式的轉型。但是，這并不意味著要使人民幣迅速升值到市場均衡水平。因為，人民幣的過快升值同樣會帶來嚴重的問題。一方面，人民幣升值會促使資產價格上漲，由此產生的財富效應會形成強大的購買力，反而會加劇通脹；另一方面，過快升值會對外部需求產生巨大影響，在目前內需并沒有充分啟動的前提下，極有可能引發經濟衰退。因此，人民幣升值只能是循序漸進，小步快跑。由此也決定了人民幣升值對通貨膨脹的抑制效應要到兩三年后才會顯現，這顯然是“遠水解不了近渴”。
盡管貨幣政策存在諸多局限，但目前我國的貨幣供應量和貸款規模增幅仍然偏快，尤其是金融機構外匯貸款超常增長，2008年4月末已達到2709億美元，同比增長了56.76％。因此，貨幣政策應該繼續堅持從緊的原則，將反通貨膨脹作為其主要目標。由于信貸規模調控和窗口指導可以直接作用于商業銀行的貸款規模，在實踐中能夠根據市場供求和銀行盈利狀況及時、迅速地作出反應，避免“一刀切”，我們建議未來貨幣政策應把控制信貸規模作為主要的調控工具。
四、應該重視財政政策在治理通脹中的作用
目前我國通貨膨脹形勢的復雜性以及貨幣政策的局限性使我們不得不把目光投向財政政策。與貨幣政策不同，財政政策不僅可以實施需求調節，而且還可以對供給面產生影響，從而能夠直接應對成本推動型通貨膨脹的挑戰。同時，財政政策較少受到外部經濟的影響，政策扭曲效果較小。因此，今后治理通貨膨脹應該進一步發揮財政政策的作用。
1、財政政策的需求調節。凱恩斯主義者認為，財政支出屬于社會總需求的一部分，擴大財政支出會增加社會總需求，在總供給不變的情況下，價格水平會相應提高。同時，由于現實條件下李嘉圖等價定理并不成立，政府使用公債融資取代稅收融資，持有公債的消費者認為自己的財富增加，從而增加消費支出，同樣會引發價格水平的上漲。因此，為了抑制通貨膨脹，財政政策似乎應該減少財政投資和壓縮赤字。但是，我們認為這種做法是不可取的。主要原因在于中國的通貨膨脹有其自身的特殊性：一方面，面對由流動性過剩引發的通貨膨脹，財政支出的增加和赤字的非貨幣化融資，并不會增加目前流通中的貨幣數量，因而也不會加重流動性過剩局面；另一方面。面對人民幣升值和出口的減速，需要適當的政府投資支撐經濟增長，以防止滯漲的出現。所以，目前的財政政策在需求調節方面應采取緊中有松的原則，在維持適當規模的赤字的同時，發放特別國債，進一步回收流動性，加大中西部和農村地區的基礎設施投資，以促進經濟的持續穩定增長。
2、財政政策的供給調節。財政政策的供給效應包括對于經濟增長的長期調節和經濟波動的短期調節。根據新古典的經濟增長理論，一個經濟體的供給主要包括以下幾個要素：人力資本、物質資本、知識資本以及社會管理系統。其中，人力資本不僅是指勞動力的數量，也包括勞動力的質量。物質資本泛指基礎設施以及設備投資。知識資本包含論文、設計和專利等，反映了一個國家的技術進步。社會管理系統則表現為政府的管理能力。除了物質資本之外，其他供給要素
都具有公共物品的特征，單純依賴市場會供給不足，需要政府財政予以支持。政府可以通過增加財政支出和補貼，增加上述物品的供給，由此形成了財政政策的長期供給效應。事實上，財政政策的供給效應對經濟增長的促進作用非常明顯，盧卡斯(2004)就曾指出：“以美國過去50年的經濟表現為基準發現，成功的長期供給方面的政策所能帶來的社會福利要遠遠高于進一步優化短期需求管理政策所能帶來的社會福利”。財政政策的供給效應對于經濟增長尤其對于技術進步的促進作用對目前我國通貨膨脹的治理也具有非常重要的意義。這是因為生產要素價格上漲是否轉化為成本推動型通貨膨脹，根本上取決于生產要素價格上漲與勞動生產率提高之間的競賽，而決定勞動生產率最關鍵的因素是技術進步。因此，發揮財政政策的供給效應，加大對于科研開發的政府補貼，大力提高勞動生產率，才能最終抑制成本推動型通貨膨脹。
財政政策不僅能夠改善長期供給，而且也可以實施短期供給調節。盡管一個國家的勞動力、物質資本、科學技術在短期內無法改變，但是財政政策卻可以通過調整相對價格以改變對生產者的激勵，從而在短期供給方面發揮作用。例如，財政政策可以通過降低個人所得稅改變勞動者工作和閑暇之間的相對價格，激勵勞動者增加勞動供給；降低企業所得稅增加企業利潤，刺激企業增加生產。事實上，對經濟活動中的參與者――勞動者和企業的行為進行激勵從而促進他們增加供給正是短期供給調節的核心。那么，財政政策的短期供給調節又是如何治理通貨膨脹的呢?我們可以通過圖9進行說明。
在圖9中，短期總需求曲線與短期總供給曲線相交于E0點，此時的產量和價格水平分別為y0和P0。由于成本型通貨膨脹的推動，原材料價格上漲和勞動力成本上升，供給減少，短期總供給曲線相應向左移動，最終達到AS1的位置。此時，短期總供給曲線與短期總需求曲線相交于新的均衡點E1。與E0點相比，在E1點上價格上升到P1，產出水平下降到y1，造成了經濟滯漲。在這種情況下，運用財政政策的短期供給調節，通過減稅和補貼等手段激勵生產者增加生產，改善供給，短期總供給曲線又會向右移動到AS0的位置，最終消除滯漲。由此可見，財政政策的短期供給調節不僅可以降低價格水平，抑制通貨膨脹，還可以提高均衡產出。增加就業，具有“一石二鳥”的作用。具體到我國的通貨膨脹治理，我們認為財政政策應該根據不同因素，對癥下藥，多管齊下。
首先，針對由國際收支盈余增長過快引發的通脹，可以考慮一方面降低出口退稅稅率，同時對一些國內稀缺的生產要素加征出口關稅，減少出口；另一方面，進一步削減進口關稅，給予企業進口補貼，擴大進口從而減少貿易順差。此外，資本賬戶下的“熱錢”流入也要予以充分重視。盡管目前防范投機資本流人的主要方法是資本管制，但是從資本項目管制上來控制短期資本流入實際上是非常困難的。因此，采取稅收調節如開征托賓稅是較為可行的一個選擇。托賓稅對于所有現貨外匯交易課以稅款，能夠有效地防止投機資本規模的急劇擴張，從而穩定匯率和減少資本賬戶盈余。
其次，針對成本型和結構性通貨膨脹，財政政策要適時擴大增值稅轉型試點范圍，降低企業所得稅率，加大對于糧棉油的補貼力度，提高個人所得稅免征額和降低個稅稅率。增值稅轉型允許企業抵扣購進固定資產中機器設備所含的進項稅金從而減少企業稅負，降低企業所得稅率增加了企業的稅后利潤，這兩項政策都有利于提高企業的生產積極性，增加供給。同時，對于一些受到通貨膨脹影響較大的行業如糧棉油、豬肉、石油、電力等行業，給予財政補貼可以有效地減輕這些行業面臨的要素成本上升壓力，保障供應。此外，由于勞動力成本上升也是推動通貨膨脹的一個重要因素，提高個人所得稅的免征額能夠激勵勞動者增加供給，從而減少勞動力成本上升對于通貨膨脹的沖擊。
最后，針對通貨膨脹可能引發的社會問題，要對低收入者發放價格補貼。這是因為目前通貨膨脹主要由食品上漲引起，而低收入者的恩格爾系數往往很高。通貨膨脹對他們生活水平的影響最大。實際上，自本輪物價開始上漲以來，財政部已采取多種方式對城鄉低保住戶、困難學生以及學生食堂進行了專項補貼?；谕ㄘ浥蛎浀陌l展趨勢，需要進一步擴大財政補貼的規模和范圍。
通貨膨脹的趨勢范文6
關鍵詞：經濟增長；通貨膨脹；誤差修正模型
一、 引言
中國自1978年改革開放以來，經濟一直保持高速增長，通貨膨脹也呈現出明顯的周期性變動趨勢。21世紀初的中國經濟仍然能保持著近十年的“高增長―低通脹”的運行態勢，這不能不說是一種奇跡。然而奇跡過后，中國的宏觀經濟又將如何發展？中國的這種“高增長―低通脹”經濟發展的運行機制是怎樣的呢？這一系列的問題將是本文接下來要進行深入研究和探討的。
二、 文獻綜述
經濟增長與通貨膨脹是學術界研究的經典問題，國外學者很早就開始對其進行研究。Fisher（1993）通過對多個國家的經濟增長和通貨膨脹的數據進行經驗分析，發現兩者之間存在負相關關系。Barro（1995）利用工具變量估計方法對100個國家的5年平均數據進行分析，得出了類似的結論；他還發現通貨膨脹每增加10%，就會使經濟增長率降低0.2%～0.3%，投資率也會下降0.4%～0.6%。Bruno和Easterly（1998）和Bullard和Keating（1995）都認為，只有當通貨膨脹超過某個臨界值時，它和經濟增長的這種負相關關系才會顯現出來。
部分學者認為經濟增長與通貨膨脹存在一種非線性關系。當通貨膨脹率較低時，經濟增長與通貨膨脹之間是正相關或不顯著的；當通貨膨脹率較高時，經濟增長與通貨膨脹之間存在顯著的負相關關系。最早提出經濟增長與通貨膨脹的這種非線性關系的學者是Fischer（1993）。Ghosh和Phillips（1998）利用更大的樣本檢驗了通貨膨脹率臨界值――“門檻效應”的存在，但是他認為這個“門檻效應”的值為每年2.5%的通貨膨脹率。Khan和Senhadji（2001）利用140個國家40多年的面板數據對這一現象進行了進一步的研究，他得到工業國家的“門檻效應”的臨界值為1%～3%，而發展中國家的這一水平為11%～12%。
國內學者對于經濟增長與通貨膨脹的關系的研究大致可以分為如下幾類：第一類觀點認為經濟增長與通貨膨脹存在著顯著的正相關關系。劉東航、沈金生（2010）研究發現經濟增長與通貨膨脹之間存在長期穩定的均衡關系，并且也存在雙向因果關系，較高的通貨膨脹率會促進當年經濟增長，但會阻礙下一年的經濟增長。沈利生（2009）通過對中國經濟增長與通貨膨脹的周期聯動分析，認為當年的經濟增長與下年通貨膨脹之間存在著正相關關系。渠慎寧、江賢武（2010）構建總供給函數模型，發現我國上一年通貨膨脹率主要通過上一年的產出缺口來影響本年經濟增長率。
第二類觀點認為經濟增長與通貨膨脹存在負相關關系。張東輝、孫華臣（2010）基于城鄉居民消費差距視角分析得出，物價波動對經濟增長有負的直接影響。黃憲慧（2005）研究也發現通貨膨脹對經濟增長起阻礙作用，且這種作用是通過改變居民的消費-儲蓄行為、增加生產者經營風險和成本以及扭曲國名收入分配等機制實現的。孔東民（2007）在研究通貨膨脹與金融發展的關系的時候，也得到了通貨膨脹阻礙經濟發展的結論。
以上研究結論反映了學者們的兩種截然相反的觀點，得出第一類觀點的研究大多是從宏觀層面來研究經濟增長與通貨膨脹的關系的，而第二類觀點的研究則傾向于從微觀視角的消費、儲蓄行為出發來研究兩者之間的關系。然而，經濟發展與通貨膨脹究竟是什么樣的關系，還有些學者提出了第三類觀點，認為通貨膨脹與經濟增長沒有必然的聯系。劉溶滄（1994）認為無論從理論上，還是國外的經濟發展實踐看，高增長與高通脹沒有必然的聯系。但持此種觀點的學者還是少數，大多數學者還是認為經濟增長與通貨膨脹在不同的經濟周期內，存在著不同的關系。
第四類觀點則是認為經濟增長與通貨膨脹之間是存在最優組合關系，即“高增長―低通脹”的最優組合。王永中（2008）通過建立引入軟預算約束的貨幣增長動態均衡模型，分析了中國經濟近十年來的“高增長―低通脹”的運行軌跡，認為政府的軟預算約束是解釋這一現象的原因。郭洪偉（2010）通過建立經濟增長與通貨膨脹關系的計量模型，對我國宏觀經濟數據進行實證分析，得出我國最優通貨膨脹率約為5%，對應的經濟增長率為11%；同時，他認為若本年和上一年的通貨膨脹率都為零，我國實際的、可持續的年經濟增長率為10%左右，則其中3.5個百分點的增長是來自于經濟自身增長慣性。
通過對以上研究經濟增長與通貨膨脹的文獻的回顧，可以發現現有的研究經驗研究過多且缺乏理論指導依據，同時已有的研究結論對于宏觀經濟指導意義不夠。本文基于以上不足之處，加強對經濟增長與通貨膨脹的理論研究，著重在通過理論研究兩者的傳導機制的基礎上再對兩者的關系進行實證檢驗；同時，遵循經濟自身的發展周期，根據中國的實際情況來分析近十年來宏觀經濟呈現的“高增長-低通脹”現象，并力圖找出中國經濟呈現良好運行態勢的原因。
三、 經濟增長與通貨膨脹傳導機制分析
隨著全球經濟一體化的發展，經濟增長越來越依賴于金融市場的發展。Min Lin（2005）提出了這樣的假說：金融市場可能是通貨膨脹影響經濟增長的一個重要渠道。金融市場主要由銀行市場和證券市場兩部分組成，通貨膨脹也是通過影響這兩個市場來影響資本積累以及資本的投資效率，從而影響經濟增長的。
當經濟中出現高通貨膨脹時，它會減少銀行中儲蓄的回報率，同時借著金融市場這個傳導渠道，使金融市場產生摩擦從而加劇對金融體系的困擾；該種金融市場摩擦還可能導致信貸配給的產生，從而限制信貸資本的可獲得性并降低資本的投資效率，最終可能會導致長期的經濟萎縮。然而，當通貨膨脹沒有那么高，低于某一個臨界值時，它使金融市場產生的摩擦效應會減弱甚至沒有；相反地，一定程度的通貨膨脹在降低金融市場中儲蓄者的資本回報的時候，有可能會增加資本積累，提高資本回報率。
在信貸市場上，通貨膨脹會減少儲蓄者的收入，也會減少債務人所要償還的實際利息，這使得債權人的實際收入減少；此種通貨膨脹效應會使得越來越多的人成為債務人。相同貸款利率的條件下，信貸資金會配給到違約風險低的債務人；違約風險高的債務人要想獲得信貸配給資金，必須支付更高的貸款利率。這種信貸配給機制越是嚴格，就會進一步推高通貨膨脹；而且信貸配給限制了債務人資本的可獲得性，使金融市場上形成的信貸資金的數量減少，這嚴重影響了資源的配置效率；從長期來看，經濟會由于通貨膨脹的進一步上升而呈現萎縮的狀態。
從經典理論來看，經濟增長和通貨膨脹的關系可以通過菲利普斯曲線來進行論述。勞動力市場的失業率與自然失業率之間的缺口對應著產品市場的實際產出與潛在產出之間的缺口，所以，從產品市場的角度來研究經濟增長對通貨膨脹的傳導機制也是一種可行的視角。當經濟中有一個初始產出水平，若經濟的實際增長率升高時，就會帶動產品需求增加，但由于廠商的調整成本以及時滯等因素的影響，產品供給不能相應地增加，這就產生了產品的供給與需求之間的缺口，直接會導致產品價格上升，進而使得通貨膨脹率上升。
四、 中國的經濟增長與通貨膨脹的實證檢驗
由于中國經濟的實際增長率與通貨膨脹率之間具有較強的相關關系，為了更加明確兩者的相互關系，本文參考Mills（1999）的研究建立的Granger因果關系檢驗模型，數據來源于國家統計局和世界銀行官方網站：
GDPGCt=C0+？撞Pi=1C1GDPGCt-1+？撞Pi=1C2GDPGCt-1+？著1t
GDPGCt=C3+？撞Pi=1C4GDPGCt-1+？撞Pi=1C5GDPGCt-1+？著2t
通過統計分析，得到以下的檢驗結果，如表1。
表1的檢驗結果表明，GDPGC在5%的顯著水平上是GDPDC的Granger原因，即通貨膨脹率是影響經濟實際增長率的Granger原因，這說明價格的變化是可以解釋實際產出的變化的；GDPDC在10%的顯著水平上是GDPGC的Granger原因，即經濟實際增長率是通貨膨脹的Granger原因，這同時也說明實際產出的增長對價格是有促進作用的。 本文涉及的數據均屬于時間序列數據，在對時間序列數據進行回歸分析的時候，為了避免產生“虛假回歸”的現象，必須首先對數據進行平穩性檢驗。結果發現，中國GDP的實際增長率和通貨膨脹率都符合一階平穩過程。進一步，對經濟實際增長率與通貨膨脹率進行Johansen協整檢驗，有如表2的結果。
表2的Johansen協整檢驗結果顯示，GDPGC和GDPDC在1%的顯著水平上存在一個顯著的協整關系，即在1%的顯著性水平上，經濟實際增長率與通貨膨脹率存在長期穩定的均衡關系。協整關系的估計方程如下：
GDPGCt-0.087 3*GDPGCt-10.531 2=ut
為了進一步探討中國經濟增長與通貨膨脹的短期波動關系，本文構建ECM模型對中國GDP實際增長率和通貨膨脹率進行研究。由以上的誤差休整動態軌跡分布圖可以估計，GDPGC與GDPDC的長期均衡關系存在誤差修正模型，并令誤差修正項ecmt=ut，即ecmt=GDPGCt-0.087 3* GDPDCt-10.531 2建立誤差修正模型如下：
D（GDPGCt）=C（1）+C（2）*D（GDPGCt-1）+C（3）*D（GDP-DCt-1）+C（4）*ecmt-1+？著t1
D（GDPDCt）=C（5）+C（6）*D（GDPDCt-1）+C（7）*D（GDPGCt-1）+C（8）*ecmt-1+？著t2
對以上兩個模型進行OLS檢驗得到估計方程如下：
D（GDPGC）=-0.514 4+0.490 8*D（GDPGC（-1））-0.205 6*D（GDPDC（-1））-0.598 3*ut（-1）
（-1.140 8） （2.907 5）* （-1.708 8）*** （-3.107 5）*
R2=0.439 7 F=6.800 5 DW=2.085 0
D（GDPDC）=-0.213 6+0.042 67*D（GDPDC（-1））+0.909 6*D（GDPGC（-1））-0.120 7*ut（-1）
（-0.298 2） （0.223 2） （3.391 5）* （-0.394 6）
R2=0.363 9 F=4.957 4 DW=2.012 2
在以上誤差修正模型的估計方程中，差分項反映了短期波動的影響。從實證的結果來看，中國GDP實際增長率的短期波動效應可分為兩個部分：一部分是短期波動的影響，另一部分是偏離長期均衡的影響。當通貨膨脹率的差分增長1個百分點時，它會使經濟增長率的差分在短期內下降0.205 6個百分點；同時，滯后一期的經濟增長率的短期波動對當期經濟增長率的波動產生正向的影響，其影響程度為0.490 8；并且這兩種影響效果在統計上都是顯著的。這說明，中國的通貨膨脹率的短期波動將會對經濟實際增長率的短期波動產生阻礙作用，同時，由于經濟增長的慣性作用，上一期的經濟增長率的短期波動會對當期的經濟增長率產生促進作用。
誤差修正項ut的系數反映了對偏離長期均衡的調整力度；當短期波動偏離長期均衡時，將以（-0.598 3）的調整力度將非均衡狀態拉回到均衡狀態；因此，此修正過程中經濟實際增長率將產生震蕩收斂趨勢，使經濟實際增長率收斂到與經濟發展階段相關的自然率水平上。從長期來看，中國的經濟增長與通貨膨脹存在正相關關系，通貨膨脹會促進經濟的長期增長，經濟增長對通貨膨脹同樣產生促進作用；從短期來看，通貨膨脹的短期波動會使阻礙經濟增長，而經濟增長的短期波動則對通貨膨脹產生促進作用，即通貨膨脹的短期波動滯后于經濟增長的短期調整。
五、 結論
經濟增長與通貨膨脹之間存在著四種較為常見傳導機制：通貨膨脹對經濟增長有兩種傳導機制，分別是效率傳導機制和金融市場傳導機制；經濟增長對通貨膨脹也有兩種傳導機制，分別是勞動力市場傳導機制和產品市場傳導機制。在通貨膨脹對經濟增長的傳導機制中，金融市場是主要的傳導機制，通貨膨脹借用金融市場渠道影響資本的積累水平和投資效率，從而對經濟增長產生作用。在經濟增長對通貨膨脹的傳導機制中，產品市場的傳導機制是由勞動力市場傳導機制延伸而來的，兩者具有同樣重要的地位，前者通過形成勞動力的需求與供給的缺口促使工資上漲，進而影響通貨膨脹；后者通過形成產品的供給與需求的缺口使得產品價格上漲，從而影響通貨膨脹。
中國經濟實際增長率與通貨膨脹率之間存在著顯著的正相關關系，且具有長期穩定的均衡關系，通貨膨脹率在5%的顯著性水平上是經濟實際增長率的Granger原因，經濟實際增長率在10%的顯著性水平上是通貨膨脹率的Granger原因。從長期來看，中國的通貨膨脹對經濟增長率具有一定程度的促進作用，而且經濟增長又對通貨膨脹的趨勢具有反饋作用。從經濟實際增長率與通貨膨脹率互為Granger原因可知，在實際經濟生活中，價格的變化可以解釋實際產出的變化，而實際產出的增長對價格的變化是有促進作用的。在短期，通貨膨脹與經濟增長的短期波動之間仍然存在著相互影響的關系。通貨膨脹的短期波動阻礙經濟增長，經濟增長的短期波動對通貨膨脹產生促進作用，即通貨膨脹的短期波動滯后于經濟增長的短期調整。
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基金項目：上海交通大學文科科研創新基金項目（項目號：13QN18）。
