时间：2022-09-10 15:55:55
关键词：通货膨胀；理论；抑制
一战以后，德国的通货膨胀以惊人的速度发展。这种超速通货膨胀对德国经济有十分不利的影响，很多人认为它是纳粹兴起和二战开始的一个重要原因。这些给予我们的启示是通货膨胀不容忽视的，它对经济发展的影响力很大。
一、通货膨胀的含义及其产生的原因
在凯恩斯主义者那里通货膨胀是由于资源被充分利用或达到充分就业时，总需求继续上升而导致的。货币主义者认为，货币供应量增加，社会名义总需求量的增长不能自发地带动就业量的增长。而是，当名义总需求增加时，现有产品总量不能增加，价格就必定与货币供应量的增加成比例地上升，最终导致通货膨胀。根据上述观点可以认为，通货膨胀是货币供应量超过商品流通实际需要量而引起货币贬值、物价普遍上涨的经济现象。
通货膨胀虽然不可预期，但是它的产生有其原因：
（一）成本推动型
在失业率很高且资源利用不足时，由于成本上升所造成的通货膨胀，叫做成本推动型通货膨胀。这种通货膨胀首次发生在20世纪30年代和40年代。它使第二次世界大战以后的价格变动发生了根本性变化。成本的上升主要是由工资的增加引起的。在现代经济中，在不完全竞争的劳动市场上，存在着强大的工会组织，它们不断地鼓励工人给企业施加压力，迫使企业提高工资，而具有一定垄断性的企业又会相应地提高产品价格，从而引起通货膨胀。这种由工资的提高引起的通货膨胀被称为工资推进的通货膨胀。还有一些垄断企业和寡头企业为了追求更大的利润，操纵价格，把产品价格定得很高，由此引起的通货膨胀称为利润推进的通货膨胀。同时，进口原材料价格的上升及由资源枯竭、环境保护政策造成的原材料、能源等生产成本的提高也会引起成本推进的通货膨胀。
（二）需求拉动型
总需求的增长速度超出经济潜在生产能力而发生的通货膨胀叫做需求拉动型通货膨胀。如果通货膨胀是由需求拉动开始的，即过度需求导致物价上涨，物价上升使工资水平上升，工资成本上升又引起成本推动的通货膨胀。由于需求方的货币竞相追逐有限的商品供给，从而将价格提高；由于失业率下降、劳动力变得稀缺，工资也被抬高；这些现象会导致通货膨胀的到来。除此之外，需求拉动型通货膨胀的产生与货币的发行量有直接的关系。货币的供给快速增加时，随之货币的需求也增加，而货币的需求又使价格水平上升。所以货币的供给通过货币的需求产生通货膨胀。此时货币变得不值钱，没有人储存纸币，反而使大量的纸币涌入市场或甚至流向国外。
（三）结构型
结构型通货膨胀是指收入结构与经济结构的不适应和错位引起的通货膨胀。首先，高成长性产业和行业，由于种种约束，不能即时获得所需的资源和人才而将使资源的价格和工人的工资水平不断地上涨。与此同时，那些夕阳性的产业和面临衰退行业的资源和人才相对过剩。但是，由于他们的收入不会下降而引起比较效应上升，工资成本推动物价上涨。这种局面的持续会自然而然地引起通货膨胀。其次，劳动力市场的技术结构、地区结构、性别结构之间的差距将使工资刚性（工资水平能上不能下）增加。同时，这些结构的不合理也会引起失业与空缺位置的并存，最终导致通货膨胀。最后，大国或者发达国家示范效应时，小国或者发展中国家向大国或者发达国家看齐。同样，非开放的部门向开放的部门看齐。因此，工资水平和通货膨胀的国际之间和部门之间的传递会导致通货膨胀。
二、通货膨胀的影响
通货膨胀是不能预期的，也是非均衡的，它的产生会带来一系列的危害。
（一）造成实际收入和实际财富的再分配
1、对收入的影响。如果名义工资率的增长慢于通货膨胀增长速度，公众和企业因货币贬值所获得的货币收入购买力将下降，即实际收入会减少；假如通货膨胀是由于政府借款造成中央银行向社会过量发行货币、增加货币供给，则政府可以因此而增加一笔额外的收入，即通货膨胀税。于是，通货膨胀不利于大多数工薪阶层、退休者、失业者和贫困者、接受政府救济者和债权人。但是，通货膨胀有利于高收入者、企业主、厂商和债务人。
2、对再分配的影响。通货膨胀对再分配的作用主要通过影响人们手中财富的实际价值来实现。一般来讲，非预期通货膨胀会将财富从债权人手中再分配给债务人。即通货膨胀往往不得于债务人而有害于债权人。如果，通货膨胀持续了很长时间，使人们最终有可能预见其发展趋势，并且市场也开始与之相适应，那么市场利率中就会逐渐地包含一种对通货膨胀的补偿部分，主要是对利率进行调整。但是在更多的时候，通货膨胀只是将收入和资产搅合在一起，随机地在全民中进行重新分配，而不会只冲击某些群体。
（二）对经济效率的影响
1、通货膨胀扭曲价格信号而损害经济效率。在一个低通货膨胀的经济中，如果一种商品的市场价格上升，则买方和卖方都很清楚这种商品的供给和需求方面都发生了实际的变化，他们就可以对此做出正确的反应。相反，在一个高通货膨胀的经济中，很难区分相对的价格变化与整体的价格变化。如果通货膨胀率每月达到20%或30%，商店就会频繁地变动价格以致于相对价格混乱无序、难以适从。
2、通货膨胀对经济效率的影响，也可以通过对货币和税收的扭曲来体现。在流通中的现金是名义利率为零的货币。如果年通货膨胀率从0上升到20%，则现金的实际利率就从每年的0降为-20%。现在还没有办法消除这种扭曲。由于货币利率实际为负，在通货膨胀时人们更愿意持有真实资源而减少货币持有量，为此，他们频繁地进出银行。企业也会精心设计现金管理计划。实际资源仅仅被用来适应不断变化的货币尺度，而不是被用来进行生产投资。同时，有一部分固定的税收是以元来表示的。价格上升时，这部分税收的真实价值就会下降。假如在计算应交税的收入时，扣除一个价值固定的免税额；而出现通货膨胀时，那份标准免税额的真实价值会减少，所缴纳的税收的实际价值却上升。除了对税收的扭曲以外，通货膨胀也扭曲了收入的衡量标准来影响税收体系。
（三）对就业和国民收入（产出）的影响
较高的通货膨胀影响就业和产出水平。需求拉动型通货膨胀在一定条件下，能促使厂商扩大生产规模、增加雇佣工人；通货膨胀使银行的实际利率下降，这会刺激消费和投资需求，促进资源的充分利用和总供给的增加。当供给下降引起通货膨胀时，国民收入和就业量随之下降，导致大多数工人处于失业状态。
长期来说，通货膨胀与产出的增长之间存在着一种类似倒“U”形的关系。许多国家的研究表明各国的产出增长与通货膨胀之间的关系是这样的：低通货膨胀的国家经济增长最为强劲，而高通货膨胀或通货紧缩国家的增长趋势则较为缓慢。
三、消除通货膨胀的对策
根据历史上的通货膨胀的事实，我们不难发现，通货膨胀达到一定程度时，会破坏资本的正常循环，到严重时也会引起政治危机。因此，采取一些消除通货膨胀的措施是有必要的。
（一）需求紧缩政策
需求拉动型通货膨胀发生时，政府一般都会采取需求紧缩政策。因为，这种通货膨胀的根本原因是货币供应量过多引起的。因此，紧缩的财政、货币政策是需求紧缩政策的核心。财政政策方面国家可以通过调整财政收支总额，减少财政支出，增加财政收入，调整财政收支项目怎样能压缩公共开支，开征新税种，提高税率而控制社会总需求。货币政策方面，主要通过提高利率、存款准备金率等，减少社会信用规模及货币供应量。
（二）供给管理政策
供给是影响物价的重要因素。因此，控制货币数量和控制社会总需求都是消除通货膨胀的有效措施。从长远看，发展生产，增加经济中有效供给是抑制物价水平上涨和控制通货膨胀的根本性措施。在面临通货膨胀时很多国家都注意到了压缩总需求的同时改善投资结构，集中资金优先发展占用资金不多，投产期限短，市场紧缺的产品。同时，鼓励企业技术创新，提高生产技术水平，提高资源的利用效率，从而较快地增加有效供给，减轻市场需求压力，改善产业结构。
（三）物价和收入政策
通货膨胀时，工资和物价都会继续上升是推进通货膨胀的主要原因。这时有必要对各种生产要素的收入增长率进行限制，特别是工资增长率。这使工资增长率不会超过劳动生产率的增长幅度。这需要政府拟定物价和工资标准，劳资双方共同遵守。采取这虚张声势措施会降低通货膨胀率，保证一定的经济发展速度和就业水平。采取措施时可以采用自愿性和强制性两种方法。自愿性的做法是政府以劝导的形式使劳资双方自愿约束价格和工资的变动，它适用于通货膨胀程度较轻的情况。强制性的做法事实上是对工资的冻结。该方法对控制成本推进型和结构性通货膨胀是一种较为有效的方法。
（四）国际收支政策与国际紧缩政策
如今的通货膨胀与以往的相比具有世界性和长期性，这对世界经济发展的负面影响很大，主要表现在国际收支不平衡方面。当某一个国家发生通货膨胀后，通过外贸等国际间的经济往来向其他国家传播，所以采用外贸与国际收支政策是有必要的。这样不仅能够制止本国内通货膨胀，也能够遏制国际通货膨胀传播。但是，这种国际性的通货膨胀必须依赖国际性的紧缩政策来调整，仅靠一国的力量是不够的。
（五）货币改革政策
当通货膨胀已经成为恶性通货膨胀时，就应该通过货币改革加以制止。人们普遍认为，物价上涨率每月达到50%以上，每年达到600%以上，并且持续一段时间，才称为恶性通货膨胀。在此情况下，原来的货币已经失去了信用基础，通过货币改革废弃旧币，发行新币，制定保证新币币值稳定措施，是制止恶性通货膨胀的有效措施。
总之，通货膨胀的出现是不可预期的、也具有长期性。政府应针对通货膨胀期的不同阶段采取有效的货币政策、财政政策和收入政策来减少通货膨胀对经济社会发展的负面影响。
参考文献：
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2、陈友龙,缪代文.现代西方经济学[M].中国人民大学出版社,2002.
自2005年以来，我国农产品价格呈现出明显的波动性，为了突出这一特征，本文选取2005年1月至2013年11月共107个样本点进行经验分析,本文农产品批发价格指数（WPIALOG）月度数据作为农产品价格的变量。同时，选取农副产品购进价格指数（DAPILOG）和工业品生产者出厂价格指数（PPILOG）作为农产品价格影响通货膨胀传导渠道的变量。此外，本文以居民消费价格指数（CPILOG）作为衡量通货膨胀水平的变量。以上数据均来源于国家统计局网站和CCER中国经济金融数据库。将环比的CPILOG、同比的WPIALOG、DAPILOG和PPILOG算成以2005年1月为基期的定基比数据。需要指出的是，在把同比的数据转换成定基比数据时，由于不可获得环比数据，只能先转换成以2005年各月为基期的“准定基比数据”，后再转换成以2005年1月为基期的定基比数据。这样做所产生的偏差十分微小，而且对于2005年1月到2013年11月较长的时间序列来说，这样做的微小偏差是可接受的。本文首先运用X11程序对原始数据进行了季节调整，然后取自然对数。对数据取自然对数并不影响数据之间原来的协整关系，并能使其趋势线性化，在一定程度上可以减少数据的波动性和异方差性。
2农产品价格波动对我国通货膨胀的冲击效应
本文运用Eviews6.0软件对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性，如果确认各变量有单位根，再用E-G两步法进行协整检验；若协整关系存在，可以判断农产品价格波动是否对我国通货膨胀产生了影响，随后运用脉冲响应函数和方差分解来描述扰动项的一次冲击对因变量当前值和未来值所带来的影响，以判断不同的传导途径对通货膨胀的动态冲击的贡献度。
2.1单位根检验与协整检验为避免出现伪回归现象，本文采取ADF检验方法对各时间序列变量进行平稳性检验（见表1）。检验时，依据赤池信息准则（AIC）的最小化原则选择趋势项，以及确定常数项是否存在并最优滞后变量的阶数。从表1可知，ADF检验显示，WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG在1%的置信度上是非平稳的，即所有变量均I(0)非平稳的。一阶差分后，WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG在1%的置信度上均是平稳的，即所有变量均为一阶单整，I(1)平稳的。单位根检验结果表明，所有时间序列变量均为一阶单整序列，这表明WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG之间很可能存在长期稳定的关系，即协整关系。运用E-G两步法进行协整检验。首先，用普通最小二乘法对WPIA做静态回归，结果表明回归方程各变量的系数都是显著的。其次，对静态回归残差做ADF单位根检验、对模型的残差进行检验，结果表明：残差不存在单位根，是平稳序列。虽然序列WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG不是平稳序列，但WPIALOG、DAPILOG、PPI-LOG和CPILOG的线性组合是平稳的，即四者之间是协整的，存在长期均衡关系，模型设计较为合理。
2.2向量自回归、脉冲响应函数和方差分解
（1）向量自回归在序列平稳的基础上，本文采用向量自回归的方法来分析各变量之间的关系。我们将居民消费价格、农产品批发价格、农副产品购进价格和工业品生产者出厂价格组成一个向量自回归系统。VAR模型的构建最为重要的是滞后阶数p的确定，对其选择要求为：第一，p值要足够大才能完整反映模型中变量之间的动态关系；第二，p值又不能过大，因为滞后阶数越大、待估参数越多，模型的自由度减少的越多，影响模型估计的有效性。滞后1~5阶VAR模型最优自回归阶数p的检验结果（见表2），在显著性水平为5%的条件下，LR、FPE和AIC等指标的最优滞后阶数为5，而SC和HQ指标最优滞后阶数分别为2和3，考虑到AIC准则倾向于选择过大的滞后阶数（Paulsen，1984），因此，本文选择自回归滞后阶数为5。确定滞后阶数后，本文建立无约束的VAR（5）模型并得到各参数估计值以及方程的拟合情况。同时，采用AR根方法对模型进行系统稳定性检验，结果显示VAR模型的特征根全部位于单位圆以内，满足稳定性条件。这表明VAR模型是稳定的，可以构造VAR模型。在向量自回归的基础上，本文采用脉冲响应函数和方差分解来分析农产品价格波动对我国通货膨胀动态冲击效应。
（2）脉冲响应函数分析VAR模型具有动态结构性质，用脉冲响应函数方法来分析某种冲击如何通过模型来影响其他变量，而最终又反馈到自身上来。利用前文构建CPILOG、DAPILOG、PPILOG和WPIALOG的无约束VAR(5)模型，基于脉冲响应函数分析方法，可以得到CPILOG、DAPILOG、PPILOG受到WPIALOG冲击的动态响应路径。在脉冲相应图中，横轴表示冲击作用的滞后期数,纵轴表示被解释变量变化,实线表示脉冲响应函数,虚线表示正负两倍标准差偏离带。在给定1%的农产品价格波动冲击下，将反应时间设定为50期（见图1）。从图1可知，在本期（第1期）农产品价格给居民消费价格一个标准差冲击后，居民消费价格在第1期开始明显增长且达到最大值后开始回落，并在4~5期回落到低点，而后上升并从第7期开始逐渐稳定于一定水平。该冲击在观察期内一直为正效应，但呈现波动下降的趋势，这表明农产品价格一个正向冲击对居民消费价格有正向影响且引起通货膨胀的滞后期为7个月，但从长期来看，该影响的力度呈现波动减弱的趋势。其经济涵义为：居民消费价格受外部条件的某一标准差冲击后，对居民消费价格造成一定的正向冲击，呈现出显著的波动效应，可以看出农产品价格波动对居民消费价格具有长期效应，农产品价格的上涨会刺激居民消费价格不断走高。在本期（第1期）农产品价格给农副产品购进价格一个标准差冲击后，当期显现出正效应，农副产品购进价格在当期开始上升且在第2期达到最大值，随着时间推移，正向效应强度逐渐减弱，在4~5期回落到低点，在5~9期内开始回升，并在第9期达到最大值，在第18期冲击效应由正效应转为负效应，在第23期达到波谷之后，开始缓慢上升，在第35期之后，冲击效应稳定在一定的水平。在本期（第1期）农产品价格给工业品生产者出厂价格一个标准差冲击后，工业品生产者出厂价格开始上升，在第10期达到最大值，此后冲击效应逐步减弱，在第25期逐渐趋于零。这表明农产品价格会在一段时期内对工业品生产者出厂价格产生拉动作用。农产品价格对自身一个标准差的冲击效应在1~2期内呈现上升趋势，达到最大值之后，从第3期开始呈现不断减弱的态势，在第4期达到波谷，在第8期达到波峰。此后，冲击效应逐渐减弱，在第25期之后，冲击效应稳定在一定的水平，但始终保持正值。这表明当期农产品价格与其自身滞后值具有一定的关联性。图2是PPILOG受到DAPILOG冲击、CPILOG受到PPILOG冲击和CPILOG受到DAPILOG和自身冲击的脉冲响应函数图。通过PPILOG受到DAPILOG冲击、CPILOG受到PPILOG冲击和CPILOG受到DAPILOG和自身冲击的脉冲响应函数，以揭示农产品价格冲击居民消费价格的影响渠道。居民消费价格对其自身一个标准差的冲击具有递增的正向响应，在第4期达到波峰，随后冲击效应逐渐减弱，并稳定在一定的水平上。这表明居民消费价格自身的滞后值对当期值有逐步增强且为正的影响。其经济含义是：居民消费价格对来自自身的标准差冲击都具有正向响应，当期居民消费价格的一个冲击会导致之后价格的同向变动。主要原因是：一方面农产品价格呈现稳中有升趋势，但是受季节、市场等多种因素影响，有可能在一定时期内出现上涨或下跌的情况；另一方面，政府加强市场监管，维持了农产品市场的稳定。农副产品购进价格对居民消费价格一个标准差的冲击，在1~6期冲击效应呈现递增趋势，在7~8期达到波峰，此后逐渐减弱，并第25期冲击效应稳定在一定的水平,并对居民消费价格产生持久的影响。居民消费价格受到工业品生产者出厂价格一个标准差冲击所产生的累积响应函数值，呈现波动趋势，在1~12期之间处于0附近波动,正负交替，大致在滞后12期后会对居民消费价格产生较明显影响，并且冲击效应在第25期稳定在负效应。综上可知，农副产品购进价格会对工业品生产者出厂价格和居民消费价格产生明显的正向冲击，而工业品出厂价格对居民消费价格的冲击效应呈现负向冲击。农副产品购进价格才是农产品价格冲击国内通货膨胀的主要间接传导渠道。
（3）方差分解分析方差分解将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所作的贡献,进而掌握各信息对模型内生变量的相对重要性,即各变量的贡献分别占总贡献的比例。本文采用Cholesky正交化处理消除残差项之间的同期相关和序列相关后，通过方差分解了解各因子对通货膨胀的影响程度（见图3和表3）。从见图3和表3可知，在第1期，通货膨胀变化的最主要影响因素是农产品价格变动的冲击，占其全部变化的64.17%，而来自居民消费价格自身的冲击占全部变化的35.83%。此后，农产品价格对通货膨胀的影响份额上升到第2期的69.11%后开始呈现下降趋势。通货膨胀自身的影响则下降到第2期的29.83%，后又上升到第5期的48.69%，随后呈现缓慢下行趋势，农副产品价格和工业产品出厂价格对通货膨胀的影响的份额均呈现上升态势。综上所述，农产品价格波动是农副产品购进价格和工业品出厂价格变动的主要因素，而农副产品购进价格也是影响我国居民消费价格的重要因素。
3结论和政策建议
关键词：通货膨胀；产出缺口；HP滤波
一、通货膨胀与产出缺口关系概述
产出缺口表示实际产出与潜在产出之间的差额，即实际产出围绕潜在产出上下波动的程度。它测度了经济周期性的波动对产出的影响，反映了现有经济资源的利用程度。当产出缺口为正时，实际产出高于潜在产出，经济处于扩张阶段；反之，经济处于收缩阶段；政府追求的稳定产出的目标是产出缺口为零，即实际产出等于潜在产出。对于潜在产出，经典经济学中将其定义为：在稳定的价格水平下，给定当时的技术水平，在劳动力实现充分就业时，一个国家充分利用资本和劳动力能实现的最大产出量。
很多国家的央行或政府经济部门都将产出缺口作为分析预测通胀压力的重要指标。如果出现正的产出缺口则通胀压力增大，政府将采取增税、减少政府开支的收缩性财政政策，央行将采取提高利率的紧缩性货币政策，抑制通胀；相反，央行和政府则应采取扩张性的财政政策，刺激经济。同时，从通货膨胀对产出的反作用来看，人们相信温和的通货膨胀有利于经济的成长，那么当通货膨胀率有所上升的时候，产出缺口就应该达到一个正值，经济表现出繁荣。
从另一个角度来看，低通胀、高增长一直是政府部门追求的两大目标，但是两者之间却存在着矛盾，需要政府在两者之间做出取舍，而从两者之间的关系来看，政府在不同时期对两者的关注程度应当是有所差别的。在经济繁荣时期，通胀率亦上升，政府应更多的来抑制通胀；反之，在经济低迷时，通胀率亦处于低水平，此时的政府则应更多地关注于刺激经济增长。
二、利用HP滤波计算潜在GDP
本文选取中国年度数据进行检验，样本区间为1989～2008年，共20个样本点。通货膨胀率选取居民消费价格指数CPI代替，CPI数据为环比年度数据，以上期为基期，上期数据为100，能够较好地反映通货膨胀的变动情况。产出水平用国内生产总值GDP表示，数据来源于国研网统计数据库。
大量的理论和经验分析表明，现实的产出没有一个确定性的时间趋势，它表现出随机行走过程，即单位根过程，这时使用消除趋势法。目前，较多的运用HP滤波法来计算潜在GDP，进而计算出产出缺口，用HP滤波计算潜在GDP如下：
设{Yt｝是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，{YtT｝是其中含有的趋势成分，{Ytc｝是其中包含的波动成分，则Yt=YtT+Ytc，t=1，2，..，T。计算HP滤波就是从{Yt｝中将{YtT｝分离出来。一般的，时间序列{Yt｝中不可观测的部分趋势常被定义为最小化问题的解：min{(Yt-YtT)2+λ[c(L)YtT]2｝。其中，c(L)是延迟算子多项式c(L)=(L-1-1)-(1-L)。
最小化问题用[c(L)YtT]来调整趋势的变化，并随着λ的增大而增大。HP滤波依赖于参数λ，该参数需要事先给定。一般经验取值，年度数据λ=100；季度数据λ=1，600；月度数据λ=14，400。本文用的是年度数据，因此λ取值为100。设{Yt｝为我国的年度GDP指标，利用HP滤波计算出来的YtT来表示潜在GDP，于是结果如图1所示。SER01表示的是真实GDP，HPTREND01表示的是潜在GDP。
三、通货膨胀和产出缺口的关系图形分析
GDP的波动要素{Ytc｝序列实际上在0上下波动，称为GDP缺口序列，它是一个绝对量的产出缺口。它的值即为真实GDP与潜在GDP之差。图2即为真实GDP与潜在GDP之差，也就是产出缺口，它在0上下波动。图中最大的向下趋势在1997年以后，1998年的实际产出低于潜在产出，即产出缺口由正值转为负值。反映出1997年亚洲金融危机对我国经济的影响，这种影响在相当长的时间得到延续，一直到2003年产出缺口才有所上升。2007年以后出现了较大的正的产出缺口。图3反映的是1989～2008年通货膨胀率的走势，通货膨胀率以CPI指数来代替。
(一)产出缺口和通货膨胀在方向上的一致性。与产出缺口的图形比较可以看出，通货膨胀和产出缺口存在正相关的关系，两者虽在波动程度上有差异，但是走势方向基本一致。
1997～2002年我国经济受到亚洲金融危机的冲击，经济增速放缓导致了通货膨胀的降低，实际上出现了通货紧缩的压力，从图形中可以看出1998～2000年CPI指数低于100，远远低于1994年的水平，与此同时，产出缺口也有一个下降，呈现了负的产出缺口。从2002年以后，通货膨胀率伴随经济回暖而上升，产出缺口也逐渐从负值走向正值。
以上的对比说明了这样的结论：若实际产出大于潜在产出，即产出缺口为正值，则经济中就会出现通货膨胀的压力，政策制定者则需要采取从紧的财政货币政策，防止经济的过热；反之，如果产出缺口为负值，经济增长放缓，则意味着通货膨胀压力减轻，追求经济的繁荣成为政策导向，政策制定者应当采取宽松的财政货币政策，拉动需求，防止有效需求不足带来的通货紧缩，以此来刺激经济的增长。
(二)通货膨胀对产出缺口反应程度上存在不确定性。从图中可以看出通货膨胀和产出缺口的图形波动程度上有差异，1989～2008年间，在1994年通胀率达到了顶点，但是产出缺口并没有出现最大限度的上升，而与此同时，在2008年产出缺口达到最大值的时候，通胀率也是远低于1994年的水平。由此可以看出，两者走势虽在方向上是一致的，但是影响程度上还是存在不确定因素。
通货膨胀对产出缺口反应程度的不确定性是探讨一国菲利普斯曲线中的通货膨胀与产出缺口替代关系稳定性的重要内容。它直接影响到央行对经济形势的判断，进而影响到一国经济决策的制定。产生不确定的原因在于，在通货膨胀对产出缺口的调整机制中，存在着影响通货膨胀对产出缺口做出调整的因素，并且在这些因素的共同作用下，就有可能使得通货膨胀对产出缺口的反应程度具有不确定性，进而会改变通货膨胀与产出缺口之间的替代关系，而中央银行也就无法利用这一替代关系，通过控制产出缺口预测和实现预定的通胀目标。
四、总结
本文利用HP滤波方法估计我国近年(1989～2008年)的产出缺口状况，并做出产出缺口与通货膨胀的折线图进行比对，发现经济过快发展是我国近年通货膨胀的主要原因。2007～2008年我国经济出现了一个过热的增长态势，使得宏观经济面临较大的通货膨胀压力，这也反映在了图中。2008年下半年以来，在全球金融危机的影响下，我国经济出现了较大的下行压力，通货膨胀率也出现了下降的趋势，此后，政府的刺激政策在保证经济稳步发展的同时，也使得通货膨胀有所反弹。这一点也表明了产出缺口和通货膨胀的正相关关系。同时我们发现，就我国目前的经济形势来看，中央银行还无法利用这层关系准确地调控经济。因此，政府应当努力转变经济增长方式，提高生产的科技含量，逐步淘汰落后产能，不断优化总需求的结构。在需求管理方面，提高政府政策透明度来稳定公众预期，从而避免出现较严重的通货膨胀。
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一、理论模型
(一)劳动力流动和通货膨胀发展中国家经济在整体上存在二元结构，可划分为农业部门和现代工业部门。农业部门存在大量剩余劳动力，其边际产出基本为零，该部门的劳动者获得生存收入，农业部门产出占总产出的比例很小。现代工业部门是经济增长的主要来源，假设其情形与Gali等［4］模型一致。随着经济的发展，劳动力由农业部门向现代工业部门转移，且劳动无限供给。二元经济结构是发展中国家最根本特征，经济发展的过程就是二元经济向一元经济转变的过程，伴随该过程的是劳动力从农业部门向现代工业部门的流动。研究发展中国家的宏观经济变量关系问题，必须考虑二元经济结构这个关键特征，而劳动力流动速度是反映该特征的核心变量。劳动力流动速度主要通过两条途径影响价格水平:其一，劳动力流动速度变化会导致工业部门工资率变化，进而通过总供给而影响价格水平。根据二元经济结构理论，劳动力流动的主要驱动力是两部门收入存在的差别。劳动力流动速度越快，需求水平的增长速度也越快，两者成同方向变化。这使得价格水平出现上涨压力。由此可知，劳动力流动速度越快，工业部门工资水平增长率越快，经由供给使得通货膨胀出现上涨压力;同时，需求水平快速提高，也促使通货膨胀出现上涨。
(二)混合NKPCGali等［4］扩展了关于厂商定价行为的假设。假设垄断竞争厂商存在两种定价行为，一是前向型定价，即基准模型中的定价方式。二是后向型定价，即一部分厂商根据以前时期的价格来设定价格。这里假定比例为1－ω的厂商采取前向型定价，比例为ω的厂商采用后向型定价。
(三)二元经济结构的混合NKPC由于，实际边际成本与产出缺口存在近似线性关系:
二、实证检验
(一)计量模型依据(17)式，可以构建相应的计量模型:上面计量模型中包含通胀预期项πt+1，该项的数值显然会受到随机干扰项的影响，即解释变量与随机干扰项相关，采用最小二乘法估计参数值不是有效的，故采用GMM估计方法。GMM方法不要求扰动项的准确分布信息，允许随机扰动项存在异方差和序列相关，是一个稳健估计量。GMM估计方法的基本思想是选择最小距离的估计量，通过设定矩条件估计得出参数值，该方法是估计前瞻性计量模型参数的有效方法，且本文模型的数据样本数量为89，可以满足其样本数量要求。GMM估计方法的重要问题是工具变量的选择。工具变量的选择应满足两个条件:(1)工具变量与其替代的解释变量高度相关;(2)工具变量与随即扰动项不相关。本文的计量模型所使用的数据均为时间序列数据，按照常用的工具变量的选择方法，采用解释变量或被解释变量的滞后值作为工具变量。选择的工具变量数不小于被估计参数的个数，以保证GMM估计量可识别，常数项会被自动加到工具变量中。
(二)数据说明①本文选取1992年第1季度到2014年第1季度期间的季度数据为样本。自1978年以来，中国经济结构经历了由计划经济向社会主义市场经济的变革。1992年以前，中国经济处于变革的前期，整体上仍具有明显的计划经济特征，1992年至2014年期间，经济结构更接近于本文模型的假设情形。此外，年度数据的时间跨度过长，月度数据变化又过快，所以本文选用季度数据，这也是进行菲利普斯曲线模型经验研究的惯例。模型中涉及的变量有五个:通货膨胀率为被解释变量，产出缺口、通胀预期、通胀惯性(滞后一期通胀率)、劳动力流动速度缺口为解释变量。(1)通货膨胀率和通胀惯性:采用居民消费价格指数(CPI)环比。季度CPI环比指数为季度内三个月CPI指数乘积。(2)产出缺口:产出缺口以实际产出偏离潜在产出的百分比来表示，即yt=(Yt－Y*t)Y*t，Yt为t期的实际产出，Y*t为t期的潜在产出，实际产出=名义GDP/GDP平减指数。采用H－P滤波方法(λ取1600)将实际产出分解为趋势部分Tt和周期部分Ct，即Yt=Tt+Ct，趋势部分即潜在产出，产出缺口由CtTt给出。(3)通胀预期:目前通胀预期数据的估算方法主要有:一是调查数据方法。研究人员通过设计调查问卷直接收集消费者对未来物价水平走势的看法，然后把这些对通胀趋势的定性估计进行量化，转化为可以使用的定量数据，如Roberts(1995)和文献［14］。而这种方法获得的数据的可靠性很难令人信服。二是采用适用性预期。常用的处理方式是以滞后若干期通胀的加权平均作为通胀预期的变量，即πet=(1－θ)∑∞j=0θjπt－j，其中θ∈(0，1)。该方法的使用以持续稳定的货币政策为前提。三是采用理性预期。该方法以t+1期通胀的实际值作为通胀预期，即Etπt+1=πt+1+ηt+1，ηt+1为理性预期误差。此外，还有以对实际利率的预测替代对通胀预期的预测，如利用金融市场上有价证券名义利率与实际利率的差别来估计通胀预期，如Fasolo和Portugal(2004)。云航等［21］将状态空间模型和Hamilton(1989)的Markov区制转移模型结合起来，在实际通货膨胀率和实际经济增长率的整体系统下估算了通胀预期。该方法建立在分析通胀预期形成的基础上，是一种更为接近预期形成现实的方法，本文借鉴该方法估算通胀预期数值。(4)劳动力流动速度缺口:该变量指劳动力流动速度偏离稳态流动速度的百分比，vt=(Vt－V*t)V*t，Vt为劳动力流动速度，以非农产业(第二、三产业)就业在总就业(第一、二、三产业)中的占比来度量，V*t是劳动力流动速度稳态值。同样采用H-P滤波方法(λ取1600)，分离出稳态值，进而计算出该缺口。
(三)参数估计过程和结果分析1．单位根检验本文采用的是时间序列的宏观经济数据，为避免数据不稳定而导致计量模型参数估计出现偏差和伪回归，先对相关数据进行平稳性检验。单位根检验结果见表1。本文对变量yt、πt、Etπt+1和vt分别进行ADF、PP、DF-GLS检验，结果显示yt、πt和vt在5%的显著水平下，拒绝原假设H0:存在单位根。而Etπt+1不能通过稳定性检验，为非稳定序列。进一步对Etπt+1的一阶差分进行单位根检验，其ADF、PP、DF-GLS检验统计量分别为－5．513735、－5．623668和－5．550893，通过5%的显著水平的平稳性检验。Etπt+1的一阶差分为平稳过程，是一阶单整，即I(1)。2．四组工具变量检验根据计量模型，本文为内生变量Etπt+1选取的工具变量主要涉及通货膨胀、产出缺口和通胀预期的滞后期。采用GMM估计方法，工具变量的选择较为敏感，工具变量集的微小变化可能导致估计参数的显著变动。为了增强检验结果的信服力，本文选取四组工具变量进行检验。从表2可以看出参数估计值的变化范围及其稳健程度。λ3估计值的变化范围是0．40～0．45，λ1估计值的变化范围是0．33～0．40，λ4估计值的变化范围是0．18～0．20，λ2估计值的变化范围是0．0001～0．0009，这四个参数的估计值均表现出良好的稳健性，其估计值较为稳定，说明使用这四个变量作为通货膨胀的解释变量是适当的。通过对估计参数数值的比较，可以看出各个解释变量对通货膨胀的影响在程度上的差异，滞后一期通货膨胀的影响效果最大，其次是产出缺口和劳动力流动速度缺口，而通胀预期的估计参数相对很小，基本上不会产生效果。常数项的估计值变化范围很小，其绝对值小于0．04，说明截距点距离原点很近。相对于其他估计四组工具变量集的估计结果基本保持一致，说明GMM的估计结果是稳健有效的。
三、结论
本文在Gali等［4］的混合模型的基础上，结合中国的二元经济结构特征，引入劳动力流动速度缺口变量，构建了二元经济条件下的混合NKPC模型。利用中国从1992年第1季度到2014年第1季度的宏观季度数据对计量模型进行了检验，估计结果具有较强的稳健性，得出如下结论:第一，劳动力流动速度缺口作为通货膨胀的解释变量在经济理论上和实证检验上都具有显著性。劳动力流动速度缺口是体现发展中国家二元经济特征的核心变量。在理论上，该变量通过影响工业部门的工资水平和需求，进而影响通货膨胀，这种作用机制是明确的。在经验检验上，该变量每变化1个单位，通货膨胀率变化0．18到0．20，该变量在经验检验上是显著的。第二，在通货膨胀的四个决定因素中，滞后一期通胀对当期通货膨胀的影响最为显著，其次是产出缺口和劳动力流动速度缺口。相对于其他解释变量，通胀预期变量的影响程度很小，基本可以忽略。第三，鉴于滞后一期通胀、产出缺口和劳动力流动速度缺口对通货膨胀具有较强的解释力，在调控通货膨胀的宏观政策的取向上，应该重点关注这三个因素，尤其是劳动力流动速度缺口因素。中国正处于经济结构转轨过程中，农村大量剩余劳动力向城市转移必然会对通货膨胀产生重要影响，农村剩余劳动力流动和就业政策是调控通货膨胀的重要手段。
作者：尹双明王俊彦单位：山东财经大学经济学院青岛大学商学院
关键词:利率通货膨胀率
股市是宏观经济的晴雨表，国民经济的宏观走势对证券市场有着非常重要的影响。但在我国，由于金融工具缺乏创新，股市又主要受政策因素的影响，利率、税率、通货膨胀率等宏观经济参数的变动对证券市场走势的影响并不明显。下面我们从理论和实证方面对利率和通货膨胀率的变动对证券市场的影响作一探讨。
利率变动对证券市场的影响
作为宏观经济晴雨表的证券市场，其波动受诸多因素的影响，其中，利率是影响证券市场波动的重要因素之一。一般而言，利率与证券市场表现为负相关。根据现值理论，证券价格主要取决于证券预期收益和当时市场利率两个因素，并与预期收益成正比，与折扣率(无风险利率)成反比。下面我们分别讨论利率上升和下降对证券市场造成的影响。
利率上升对证券市场的影响
利率上升将对上市公司造成影响。利率上升，公司融资成本增加，利润率下降，股票价格自然下跌。使投资者不能对其业绩形成一个良好的预期，从而公司债券和股票价格将下跌。
利率上升将改变资金的流向。利率上升，吸引部分资金从证券市场特别是股市转向储蓄，导致证券需求下降，证券价格下跌。
利率下调对证券市场的影响
银行利率的调低有可能使证券投资的收益率高于银行存款的利率，从而抬高证券的投资价值，吸引投资者从银行抽出资金投入证券市场，以获取最大收益。因此，利率调低通过游资释放的刺激，使大量的资金进入证券市场，从而形成一轮新上升行情;利率的降低也意味着银根的放松，企业借款规模的扩大和借款成本的下降，从而降低上市公司的经营成本，提高收益，负债水平较高的企业得益尤甚。
对于一个成熟的证券市场来说，指数波动对利率变化非常敏感，但是，对于一个过渡经济中的新兴市场而言，其波动除了受利率等通常因素的影响外，在更大程度上主要受到诸如证券市场制度变迁、政策变化、资金推动等因素的影响。更重要的是，过渡经济中的新兴市场在制度安排与政策选择上可能存在的随意性，导致证券市场与利率的关系发生一定程度的扭曲。
王小颖(2003)对1996年以来的8次降息事件中利率与上证综指之间的关系以及降息前后预期和后果对股市的冲击作了实证检验，认为利率变动预期与股指存在更强的相关性。投资者将降息看成是利好消息，积极入市购买股票，从而把股票价格推高;早在降息公告之前，市场已对降息作出反应，市场过度反应现象明显，信息不对称现象显著。
表1列出了我国1996年及以后的历次利率调整对上证指数的影响，从表中可以看出，我国股市利率预期的反应还比较到位，在9次降息中提前一周作出反应的有6次，占67%。
通货膨胀对证券市场的影响
2003年1月以来，我国居民消费价格指数(CPI)开始由负转正，从9月份开始快速上升，并在年末上升至3.2%。通货膨胀率作为一个衡量宏观经济的重要指标，对证券市场的影响可以从以下方面分析。
引起股票价格变动的因素都会受到通货膨胀的影响
一方面，通货膨胀对整个国民经济的影响是弊大于利的。在通货膨胀的情况下，经济的稳定增长受到威胁，企业利润变得不稳定，投资趋于茫然，投资者心态受到严重影响，政府采取的反通货膨胀政策，如紧缩的货币、财政政策，会使股票市场上的货币供给受到不利的影响。在通货膨胀情况下，企业经理和投资者不能很明确地知道眼前盈利究竟是多少，很难预料将来盈利水平，企业利润变得不稳定，使新投资停滞不前，这会使股价上升缺少实质性的支撑。另一方面，由于通货膨胀主要是因为货币供应量过多造成的，货币供应量增多，开始时一般能刺激生产，增加公司利润，从而增加可分派股息，进而会使股票更具吸引力，引起股价上涨。在通胀后期，如果人们预期通货膨胀即将结束，如果通货膨胀使企业的产品销售价格高于工资和其它成本的增幅，通货膨胀便有可能促进投资和企业盈利的增加，这又会使股价上升。
一般来说，通货膨胀与通货紧缩都会对经济的长期发展带来不良影响。证券市场是反映国民经济运行的晴雨表，从理论上来说证券市场的运行方向与国民经济的发展主流应该是一致的，无论是通货膨胀还是通货紧缩对证券市场都会带来影响。
不同程度的通货膨胀对证券市场有不同的影响
温和、稳定的通货膨胀对证券价格上扬有推动作用。这种类型的通货膨胀通常被理解是一种积极的经济政策结果。旨在调整某些商品的价格并以此推动经济的增长。在这种情况下，某些行业、产业和上市公司因受到政策的支持，其商品价格有明显的上调，销售收入也随之提高，促使其证券价格上涨。但是，严重的通胀则是非常危险的，政府不能长期容忍通货膨胀的存在，又必然会运用宏观经济政策抑制通胀，其结果是置企业于紧缩的宏观经济形势中，这又势必在短期中导致企业利润的下降，资金进一步离开资本市场，证券市场的价格又会形成新一轮的下跌。
我国通货膨胀对证券市场影响的检验
通货膨胀率与股票价格走势的一般刻画通货膨胀率作为系统风险中的市场要素，其变动影响到整个金融市场价格的变化，股票价格也会受到影响。王宏利(1999)对1991-1998年的通货膨胀率与股票价格的关系作了研究，结果表明:上海证券交易所建立初期，股票市场资金量少，通货膨胀率与股票价格的相关性不能充分体现出来。随着大量资金的涌入，股市扩容速度不断加快，通货膨胀率与股票价格的相关性明显显现出来。通货膨胀率与股票价格具有极高的负相关性。
虽然自去年以来，通货膨胀率呈上升趋势，但总体来说，通货膨胀率作为宏观经济因素它的走势比较平稳。而股票价格几经波折，说明股票价格不但受宏观经济因素的影响，还受到其他非经济因素的影响，这也是股票市场固有的特点。从整个走势图可以看出，股票市场作为宏观经济的晴雨表还是反映出了一定的宏观经济情况，一定程度上可以用股票价格作为预测通货膨胀的重要经济指标。
股票收益率与通货膨胀率的关系我们对股票收益率与通胀率进行拟和得到图2。从图中可以看出与较平稳的通货膨胀率相对应的是波幅更大也更频繁的股票收益率。
对2001年1月到2004年4月期间股票市场收益与通货膨胀的关系作进一步检验。其中上证综指取月末收盘价，数据来源为中国证监会网站;居民消费物价指数来源为中国国家统计局网站。
为得到股票收益率与通货膨胀率的基本关系，建立以下基本方程式:
Rt=α+βtINFt+μt
这里，Rt是股票收益，INFt为通货膨胀率，μt是残差项，α是常数。
令:Rt=Ln(Indext/Indext-1)，INF=Ln(CPIt/100)
其中R代表股票收益率，INF代表通货膨胀率，Index代表上证综指月度收盘价，CPI代表月度居民消费物价同比指数，t表示时间，μ是误差项。回归结果见表3。
结果表明:2001年1月-2004年4月期间股票市场收益率与通货膨胀率呈正相关关系，一定程度上反映了宏观经济变量的变化，但统计意义上不具有显著性。
本文通过对利率和通货膨胀率的变动对证券市场的影响进行分析，认为我国证券市场信息不对称现象严重，证券市场对利率变动预期有过度反应。由于其它因素的干扰，股票市场更多地显现出非理性的一面，通货膨胀与通货紧缩对我国证券市场走势的影响不显著，我国股市经济晴雨表的作用不明显。
参考文献:
由物价上涨而引发的通货膨胀，其根本原因还是流通中的货币过多，城乡居民手持货币量过大，商品与货币的比例失调。流通中的货币为什么会有这么多呢？一是信贷投放没有得到有效控制。在某种意义上说，信贷流通是现金流通的起点，信贷是控制货币流通的总闸门。在流通中的货币量明显地出现滞胀的情况下，信贷的这个口子还在不断地被撕大，金融资本还在不断地向产业资本转移，给市场经济必将带来灾难性的后果。中国人民银行的一位副行长声称：“货币信贷增长的势头在短期内仍难遏止，这是因为我国的外贸出口仍在增长，贸易顺差不断扩大。”这应该不能成为很有说服力的理由。对外贸易与金融和经济的平稳运行，孰轻孰重？作为金融专家是不会拈不清的，这里面是否还有深意就不得而知了。二是金融服务质量差阻塞了结算渠道。近几年，各金融企业为了实现自身的经营效益，千方百计地给客户增加负担，挖空心思想着怎样才能从那些不得不与银行打交道的人身上多捞一点好处。他们不仅服务质量低劣，而且办理业务的手续烦杂，收费的名目越来越多。一些本来可以办理转账手续的业务，客户也被他们逼得用现金结算。这不仅是一个政策导向问题，而且也是金融和经济运行中不容忽视的重要问题。三是现金管理松驰便得货币资金的体外循环成为可能。一直以来，银行对现金管理都是很严格的。可是不知从什么时候起，在银行选择企业，企业选择银行的过程中，对于开户管理和现金管理却渐渐地放宽了。企业的结算账户上存着大量的资金，银行的客户经理也不着急收款，企业存放大量的现金好像也不是什么大不了的事。企业的资金甚至可以脱离银行这个母体在体外循环似乎也没有人过问。这些问题的存在，必将加剧流通中的货币大大地超过实际货币需求量的矛盾，必将拉动物价进一步上扬，使结构性的物价上涨向更宽更广的领域漫延。四是高科技手段为货币资金的多头流动提供了方便。随着科学技术的发展，银行卡、网上支付、手机账户等非现金支付方式正在广泛地为人们所接受。这些现代结算工具，一方面可以在一定程度上缓解银行的支付压力，另一方面却又为现金的市场流通提供了更多的便利，银行卡和银行联网账户上的资金在某一时间段内集中在某一区域和某一行业，对市场来说有可能造成一个不小的冲击。这一部分货币的流动性，银行是很难预测的。却又不能小看这部分货币资金对物价上涨所起的推波助澜的作用。五是经济转型正处于亢奋期。经过几年的改造，大部分国有资产都转换成了股份制企业的资产和由多种经济成份组建的经营资本。这些企业在完成了其所有制改造之后，下一步的重点是与科学技术的结合，显现出强大的生命力来。企业的发展，渴望银行给予必要的信贷支持。在通常情况下，银行是没有理由拒绝这些客户的。可是在执行从紧的货币政策的非常时期，银行则应该配合有关部门，进行广泛的市场调查，然后有选择地予以支持，那些改制以后暂时得不到银行支持的企业，则只有另辟蹊径了。能够接手购买国有企业的老板们，大多数都与地方的行政长官们有着千丝万缕的联系。不排除他们会借助这些官员们给银行施加行政压力，打着保护改革成果的旗号横加干涉。银行如果屈从行政压力而新增加信贷投入，无论其预期效益如何，都会导致从紧的货币政策朝着相反的方向发展。六是金融监管有相互推委之嫌。在金融立法上，确定银监会与人民银行在非常时期都有责任加强对金融行业的管理。都有责任其实也就都没有责任，这不是两个和尚抬水吃么？在没有成立银监会的年月里，中国在经济上也出现过几次大的动荡，人民银行在关键的时候都发挥了重要的作用。如今多了一个银监会，信贷的闸门反而关不住了。真是咄咄怪事。七是通货膨胀加大了货币需求量。当前我国的通货膨胀是近廿余年以来最严重的，这一轮物价上涨，既有成本推动的因素，也有需求拉动的因素，还有国外输入的因素。如何有针对性地化解这些矛盾呢？在通货膨胀的情况下，价格涨得过快，为了应对价格上涨，人们会相应地增加手持货币量，流通中的货币也必然会随之增多。要避免货币流通陷入“涨价——增加现金供应量——再涨价——再增加”的怪圈，就要从控制流通中的货币量入手，从根本上抑制通货膨胀。八是从紧的货币政策与人民币的经营策略缺乏整体构想。从紧的货币政策不是一句口号，说一说就能解决问题的。在贯彻和实施这项政策的过程中，还必须与货币的发行与对外货币政策等联系起来，才能较好地发挥其在经济运行中的作用。如果我们一方面高喊着要执行从紧的货币政策，一方面又改经济发行为财政发行，使流通中的货币量由原来的一比五至八上升为一比十以上甚至更高，那么，所谓的从紧也不过是一句空话而已。在对外货币政策方面，人民币在不断的升值，为了满足贪得无厌的市场预期，千方百计保出口，对外绷得紧紧的，对内却又是物价飞涨，名义货币与实际货币的价值明显不符。这样做对经济的平稳运行难道会有什么好处吗？在上个世纪末，中国经济曾一度出现过商品相对过剩的危机。经过多年的努力，好不容易使得经济复苏了，就业率增加了，经济发展的步伐加快了。正当人们欢庆这来之不易的大好成果的时候，我们却又面临着通货膨胀的挑战。中国的经济既不能回到计划经济的老路上去，按照“一管就死，一放就乱”的模式发展；也不能走欧美国家每隔几年来一次经济危机的路子。要把计划经济与市场调节结合起来，在非常时期给予必要的行政干预，用行政手段与经济手段相结合的办法，实现真正意义上的金融和经济的平稳运行。
【关键词】通货膨胀；金融危机；外汇储备；投资；金融制度
一、日本金融危机爆发的原因分析
1、非独立的金融制度是导致危机的根本原因
日本的主银行体制不同于英美等国的模式,银行运作缺乏自身的独立性,严格按照官方的命令行事。政府对于金融市场的控制一旦脱离现实基础,只是为了政府经济目标而设定金融政策,将会导致严重的后果。没有立法为依据的金融监管，最终使银行等金融机构丧失了责任意识和风险意识。
2、银行经营错位是加剧泡沫的重要诱因
银行作为信贷双方的中间人,正是为了弥补借贷双方的信息不对称的。银行减少了交易费用,降低了风险和资金的成本。但是银行作为资金保管与运营的人,在信息不对称、缺乏有效监管的时候,银行可以出于自身利益进行信贷,为了获取高收益而投向高利润、高风险的行业,甚至会营造适合投资环境来保证自己的投资收益。
3、日本政府在经济扩张阶段不恰当的货币政策
从日本政府的货币政策来看，应该说在此周期中存在比较明显的失误。主要表现为在经济扩张时期实行降低利率放松银根的扩张政策。由于日元自1985年12月的“广场协议”后大幅升值，为了消除日元升值对经济的不利影响，日本政府随后采取了金融缓和政策。1986年1月30日起，日本银行分数次将官方贴现率从1983年以来的5%降至2.5%的历史低点。并持续容忍接近或超过10%的货币增长速度。这项政策一自持续到1989年5月方做出调整。这一宽松的金融政策带来了大量的富裕资金，促进了金融机构扩大贷款和整个社会的信用膨胀。
4、忽视了对土地、股票等资产价格的控制
在此周期的扩张阶段，由于批发物价和消费物价水平比较稳定，而传统的日本金融政策是以一般物价水平作为参照的，这种判断成为实行扩张性政策的根据之一。而却忽视了对土地、股票等资产价格的控制。对此日本政府自身也己经认识到，并且在大藏省的专门报告“资产价格变动的机制及其经济效果”中表示，今后在经济运营方面除物价走势外，与前相比要更加重视资产价格的走势。
5、不动产贷款控制不力
在对不动产贷款的控制方面，虽然大藏省较早就对银行的不动产贷款采取了行政上的干预措施。但是总体上看并没有什么成效，原因就在于金融机构通过非银行金融机构进行了大量的绕开行政管理的迂回贷款，银行回避管制的动机与非银行金融机构本身开拓新业务的企图相结合，最终导致大量迂回贷款流向不动产市场。非银行金融机构也因此成为继城市银行和地方银行之后的不动产贷款主力。经济转入收缩后，这些贷款大量成为不良债权，许多金融机构更因此而破产。同时，暴露出金融机构具有忽视对借款人进行审查的倾向。
二、日本金融危机对我国目前潜在的通货膨胀的警示
根据分析日本的金融危机和我国处于经济繁荣期的实际，在控制货币供给和扩大货币需求的原则下，提出如下建议：
1、加快金融制度建设
稳步发展金融自由化,提高金融系统的独立性稳步发展金融自由化,提高金融系统的独立性,保证金融政策对整体环境的稳定作用,是保证经济稳定高速发展、防范金融泡沫的重要环节。通过金融自由化,保证金融信息的公开性,更好地反映市场供求关系,促使资本更有效地配置,避免过高的泡沫风险；加强金融系统的独立性,减少外界的干预,可以使得金融系统减少不良资产累积,更好地处理泡沫风险,从而实现经济整体安全。使四大国有商业银行成为真正的商业银行。
2、加强银行监管
由于银行信贷存在投机行为，所以要加大对银行发放贷款的监管，谨慎控制银行盈利性的经营和投机。银行可以从事股票和房地产等虚拟资本的投资,这是出于资本配置的需要；人为的炒作虚拟资本,而将炒作的成本由社会承担就是错误的。同时，加大对借款人偿债能力的审查，减少资本的过度投入，防止经济过热和坏账的出现。
3、积极推进人民币汇率改革，加强外汇管理
我国房地产价格和股价的飙升一个重要原因就是国际投机性资本大规模流入我国，这也证明了中国经济高速增长与人民币升值预期对境外投机资金的巨大吸引力。因此，继续推进已经有成效的人民币汇率改革，实现人民币的缓慢升值，防止其过快升值。同时，由于外汇储备的快速增加给人民币升值带来很大压力。因此要加大外汇储备的管理，加强对海外的资本投入，扶持更多的大企业走出国门。
4、采取积极的货币政策和稳健的财政政策
在目前的股市繁荣情况下，要密切关注股市的变化，并加以政策引导，特别是要注意适用货币政策进行调整。在目前的情况下，要提高利率。同时，扩大投资面，引导货币的需求，努力创造有效需求。
5、对土地、商品房等资产价格的控制
实行严格的土地审批制度，实现土地的有序有效供给。防止开发商的圈地、屯地等行为。另外，还要努力控制房价的上涨，防止泡沫的扩大。
6、拓展投资渠道，鼓励全民创业
由于国内人们投资渠道的单一，多数资金流入了股市和房地产。因此，要拓展投资渠道，引导过剩资金的合理流向，比如发放国债等，减少资金对股市、房地产的压力。
另外，放宽投资领域，使得更多的被国家控制的行业如铁路、航空等部门向民间资本开放，使资本都能获得平等机会和高额回报。同时，鼓励全民创业，让更多人参与到实业中去，那样，可以扩大对资金的需求，同时，也可以减少资产泡沫，为经济的长久、稳定发展提供持久动力。
【参考文献】
1、曹龙骐.金融学[M].高等教育出版社,2003,7
[摘要]通货膨胀福利成本问题不仅是货币政策理论的一个重要内容，也是国家宏观经济政策制定的重要依据。本文基于国内文献，对通货膨胀福利成本的研究成果进行梳理，指出已有的研究存在的局限性。因此，建立符合我国国情的理论框架和实证研究非常必要。
[关键词]通胀成本；MIU；CIA
对于通货膨胀福利成本的度量自Bailey(1956)进行了开创性研究至今，国内外学者从不同的视角对其展开了深入的探讨，而国内学者主要使用的方法归纳起来主要包括以下几个方面：基于消费者剩余理论的估算方法，基于MIU模型、CIA模型以及交易时间模型的估算方法。
一、基于消费者剩余理论估算通货膨胀的福利成本：BaileY(1956)将通货膨胀的福利成本定义为货币需求函数逆函数下方的面积，即将名义利率从i减少到0时的消费者剩余作为通货膨胀福利成本。
欧俊、李花(2006)利用该理论对通胀的福利成本进行了估算，得出如下结论：1、若名义利率不调整，半对数型货币需求下该成本为GDP的0.5％，双对数型货币需求下该成本为GDP的0.9％：2、若保持实际利率不变，名义利率和通胀都上升的情况下，该成本会下降。这种模型现在还在发展之中，只能为政策选择提供信息，减少决策难度。
陈昆亭、郑文风(2007)分别用消费者剩余方法和Lucas(2000)的收入补偿法对中国通胀福利成本进行估计，结果显示用消费者剩余法估算得到的通货膨胀福利成本要小于用收入补偿法得到的结果，并且认为Lucas的收入补偿法所得到的结果更合理精确。
二、基于货币效用模型(Mlu模型)的通货膨胀福利成本的估计：即假定消费者从消费商品和持有货币中直接获得效用，当通货膨胀发生时，导致了实际货币余额的下降，使得消费者的福利受到损失，于是产生了福利成本。
储丽琴(2008)运用补偿变量法，选用1992年到2008年共65个季度的数据，对中国通货膨胀的福利成本进行了测算，结果表明，在大约10％的名义利率下(以1993年和1997年为例)，中国通货膨胀福利成本率约为2.1％，并且通货膨胀的福利成本随着名义利率的上升而上升。
于栋，闫庆悦，霍凌汉(2011)建立了包含人口增长和货币利息收益的MIU模型，并根据1993年到2009年的数据估算了通胀的福利成本：他们计算出的成本远远小于国内其他学者得出的结果：货币的利息收益和人口增长对我国通货膨胀的福利成本都存在负的影响，其中货币的利息收益是通胀福利成本大幅度下降的主要原因，而人口增长的对它影响却很小。
三、基于现金约束模型(CIA模型)的通货膨胀福利成本的估计：该模型认为效用是消费和闲暇的函数，通货膨胀会降低货币的实际购买力，从而家庭将会减少消费需求，增加闲暇的需求，因此会造成劳动供给的减少，导致产出、消费和资本存量的减少，这就是通货膨胀的福利成本。
龚六堂、邹恒甫和叶海云(2005)把消费者的财富引入效用函数，在CIA模型的基础上分析了通货膨胀的福利成本。研究发现当通胀率较低时，其福利成本较小：但是当通胀率较高时，其成本也较大。并比较中美两国的通货膨胀福利损失的数据得出：在中国通货膨胀对经济的影响比美国更为显著。因此，在中国货币政策对福利影响更大。
陈彦斌，马莉莉(2007)分别采用消费者剩余方法、MIU模型以及CIA模型对中国通胀的福利成本进行计算，利用CIA模型计算出的成本明显小于用消费者剩余和MIU模型计算的结果，相对而言利用CIA模型的估算却更不准确。实证结果表明在中国10％的通胀率的福利损失约为消费的12％，接近产出水平的4％。此外，在中国高通胀率伴随着较高的福利损失，因此将通胀率保持在较低的水平对提高福利水平是有利的，
四、基于交易时间模型的通货膨胀福利成本的估计：该模型认为购买商品需要时间和货币，通货膨胀导致货币贬值，降低了家庭的实际购买力，家庭不得不花费更多的时间来获取同等的效用，从而减少了劳动时间或休闲时间，因此造成了福利损失。蔡万旭(2009年)在此模型下，求解出1992――2008年我国通货膨胀的福利成本介于GDP的0.5699％～1.8732％之间。而利用消费者剩余方法得到结果要稍微小一点。从其研究中看到，我国通货膨胀的福利成本并不大，没必要对通货膨胀过于紧张。
谢赤(2002)在新的交易技术的情况下模拟了货币需求，讨论了金融创新对通货膨胀福利成本理论上的影响。他的结论是，如果储蓄是有息的，则通货膨胀的福利成本将最终独立于储蓄需求。
陈利平(2003)在一个引入消费攀比的交易时间模型中讨论了通货膨胀的福利成本，在给定收入税率和政府开支的情况下，当收入税率较低时，个体消费攀比程度越高，通货膨胀的福利成本越低：当收入税率较高时，攀比程度越高，通货膨胀的福利成本越高。
五、小结
纵观国内的研究，主要是借用国外研究中已有的模型，对完全预期通货膨胀下的福利成本进行估算，几乎没有涉足非预期通货膨胀的福利成本，因此存在很大的局限性。所以在以后的研究中，可以根据中国国情和现实约束条件，寻求适合我国经济情况的理论框架和实证研究，准确估算各期通货膨胀福利成本，并做出正确的评价。
参考文献：
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货币政策具有长期中性和短期非中性的特点。因此，在长期内价格稳定是货币政策的唯一目标，而在短期内货币政策必须兼顾价格稳定和产出稳定两大目标。可见，不管是在长期还是短期，价格稳定都是货币政策的重要目标。因此，准确地度量通货膨胀是中央银行制定货币政策的重要先决条件。然而，关于如何度量通货膨胀，目前存在标题通货膨胀(headline inflation)和核心通货膨胀(core inflation)两种不同的度量方法。标题通货膨胀度量居民生活成本的变化，包括居民消费的所有商品和服务的价格并根据支出比例进行加权平均，以常用的消费价格指数(CPI)为代表。很多学者认为，度量生活成本变化的标题通货膨胀不适合作为货币政策的通货膨胀目标。核心通货膨胀的概念是在20世纪70年代被提出的，并在此后的货币政策讨论中扮演非常重要的角色。但是，对于如何度量核心通货膨胀，始终缺乏统一的认识。而且，在核心通货膨胀被提出后的很长一段时间里，虽然核心通货膨胀在货币政策的讨论中被频繁使用，但是却很少出现在主流学术出版物中。直到最近十几年，才出现一种新的趋势——在更加坚实的统计基础或理论基础上度量核心通货膨胀，核心通货膨胀再次得到经济学界的关注。本文将从定义、度量、评价和应用等角度对核心通货膨胀理论进行一个系统的综述。
二、定义
核心通货膨胀的概念是在20世纪70年代被提出的。当时石油出口国大幅度提高原油价格，导致发达的工业化国家发生了严重的成本推动型通货膨胀，而抑制通货膨胀的紧缩性货币政策又导致经济的停滞。当时的学者经过反思后认为，在监测通货膨胀和制定货币政策时，需要将CPI分解成两部分，一部分是由总供给与总需求决定的趋势性成分，被称为核心通货膨胀；另一部分是由食品价格或能源价格波动所决定的暂时性成分，被称为非核心通货膨胀或暂时性通货膨胀。个别商品价格的暂时性上涨只会引起CPI的暂时性上升，当这种暂时性上涨结束后，CPI将会回落。因此，CPI的暂时性波动不应该影响中央银行的决策，中央银行应该根据CPI的趋势性成分即核心通货膨胀制定货币政策。
此外，一些理论研究也表明，度量生活成本变化的CPI不适合作为货币政策的通货膨胀目标。Bryan and Pike(1991)指出，因为各类商品的价格中包含的通货膨胀信息不一定与其在消费支出中所占的比例相关，所以在度量通货膨胀时根据支出比例加权平均是存在问题的，会导致权重偏差。Bryan and Cecchetti(1993)和Cecchetti(1997)指出，各类商品的价格中包含有与货币政策无关的暂时性噪声，比如自然灾害和天气原因导致的食品价格上涨、OPEC(Organization of the Petroleum Exporting Countries)减产导致的石油价格上涨、不同种类商品的非同步价格调整等。因为这些暂时性噪声导致的价格变化与货币政策无关，所以应该在度量通货膨胀时剔除掉。Mankiw and Reis(2003)建立了一个以稳定产出和稳定物价为目标的货币政策评价模型，发现将CPI作为货币政策的通货膨胀目标会导致产出剧烈波动。
动荡的20世纪70年代促使了一个沿用至今的核心通货膨胀度量的诞生，这就是在标题通货膨胀中剔除食品和能源价格的核心通货膨胀度量方法，而且这种度量方法一度成为核心通货膨胀的代名词。此后，虽然出现了许多不同的核心通货膨胀度量方法，但是关于核心通货膨胀应该如何定义，即核心通货膨胀应该度量什么，始终缺乏统一认识。各种不同的核心通货膨胀度量方法都倾向于定义一种特定的方法来计算核心通货膨胀，而不是定义核心通货膨胀应该度量什么。Dolmas and Wynne(2008)引用了埃奇沃思(Edgeworth，1919)的一段话来反映核心通货膨胀理论研究存在的缺陷：“在开始回答问题之前，必须发现问题的真正涵义”。
文献检索的结果显示，Eckstein(1981)最早提出核心通货膨胀的正式定义。Eckstein将核心通货膨胀定义为“总供给价格的趋势性增长”，即“稳态的通货膨胀”。Parkin(1984)指出，Eckstein(1981)定义的核心通货膨胀其实就是单位劳动成本的稳态增长率。可见，这与对核心通货膨胀的现实需求并不吻合。本文综合Roger(1998)和Wynne(2008)对核心通货膨胀定义的回顾和总结，将核心通货膨胀的定义归纳为如下三种。
(一)“持续性通货膨胀”定义
弗里德曼(Friedman，1963)将通货膨胀定义为一般价格水平的持续上升，并特别强调要区分价格水平的持续性上升和暂时性上升。货币政策要经过一个较长且不确定的时滞期才能发挥作用。如果货币政策对价格水平的暂时性上升作出反应，则当货币政策发挥作用时，价格水平的暂时性上升可能已经结束。从而，货币政策不仅不能熨平经济的波动，反而成为经济波动的原因。因此，货币政策不应该关注通货膨胀的暂时性部分，只应该关注其持续性部分即核心通货膨胀。由于只有宽松的货币政策才能造成价格水平的持续上升，所以才有了弗里德曼的著名论断“无论何时何地，通货膨胀都是一种货币现象”。弗里德曼对持续性通货膨胀的定义与度量核心通货膨胀的初衷是一致的，都是要剔除标题通货膨胀中由暂时性冲击导致的暂时性价格变化，因此可以将核心通货膨胀定义为标题通货膨胀的持续性部分。这个定义也为货币政策应该盯住核心通货膨胀提供了最基本的理论支持。
(二)“普遍性通货膨胀”定义
奥肯(Okun，1970)和弗莱明(Flemming，1976)将通货膨胀定义为商品价格的普遍性上涨。货币政策是一种总量调节政策，并不具备结构调节功能。因此，一些部门特有冲击导致的价格变化，比如OPEC减产导致的石油价格上涨、自然灾害和天气原因导致的农产品价格上涨，不应该影响中央银行的货币政策。否则，虽然紧缩的货币政策能够抑制石油价格和农产品价格的上涨，但是也会使整个经济陷入衰退。当然，如果这些部门特有冲击传导到整个经济并且导致商品价格的普遍性上涨，则货币当局必须予以重视。因此，可以将核心通货膨胀定义为所有商品价格变化的共同趋势，在度量核心通货膨胀时应该剔除由部门特有冲击导致的某些商品特有的价格变化，即异质性相对价格变化(idiosyncratic relative price movements)。这种定义与最初度量核心通货膨胀时剔除食品和能源等价格波动剧烈的商品的思路是一致的。根据核心通货膨胀的“普遍性通货膨 胀”定义，可以将各类商品的价格变化分解为：
侯成琪等(2011)认为，式(2)假设核心通货膨胀对所有商品的价格变化具有相同的影响，这是有悖经济直觉的。至少从价格粘性的角度来说，不同类型商品的价格粘性程度是不同的，价格粘性越弱，则商品价格对核心通货膨胀的反应就越快。他们在多部门新凯恩斯菲利普斯曲线的基础上，根据核心通货膨胀的“普遍性通货膨胀”定义给出了核心通货膨胀的表达式，并提出了如下的商品价格分解公式：
(三)“福利损失”定义
Wynne(2008)认为，货币当局反对通货膨胀的原因是，对于整个社会而言通货膨胀是有成本的，因为通货膨胀会扰乱经济活动的协调一致并妨碍法定货币在市场交易中的使用。因此，货币政策应该反对会给整个社会带来福利损失的通货膨胀，而不是反对导致居民生活成本变化的通货膨胀。按照Wynne(2008)的分析，核心通货膨胀可以被定义为带来福利损失的那部分通货膨胀。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)认为，尽管直观看来核心通货膨胀的“持续性通货膨胀”定义和“普遍性通货膨胀”定义是很有吸引力的，但是其能否应用于货币政策决策过程却备受争议。首先，这些核心通货膨胀度量完全建立在统计标准之上，缺乏坚实的经济理论基础；其次，对于如何评价这些核心通货膨胀度量在货币政策决策中的应用价值，缺乏统一的认识和检验标准(详见本文第四部分)。既然度量核心通货膨胀的目的是为了制定更好的货币政策，而目前评价货币政策的标准是Rotemberg and Woodford(1997，1999)和Woodford(2003)倡导的福利准则——假设中央银行的目标是使代表性家庭的终身效用最大化并通过将代表性家庭的效用函数在稳态附近的二阶泰勒近似来计算福利损失，所以最优的通货膨胀度量方法应该能够使福利损失最小化。因此，核心通货膨胀就是能够使福利损失最小化或者说能够使名义摩擦导致的扭曲最小化的通货膨胀度量方法。
但是，要根据这个定义提出度量核心通货膨胀的方法，必须将经典的单部门货币理论模型推广到多部门情形，因为在单部门货币理论模型中所有的通货膨胀都会带来福利损失。比如，Rotemberg and Woodford(1997，1999)和Woodford(2003)证明的单部门新凯恩斯模型的福利损失函数如下：
三、度量
(一)基于“持续性通货膨胀”定义的核心通货膨胀度量
一元平滑方法主要包括Cecchetti(1997)的移动平均方法和Cogley(2002)的指数平滑方法。其中，Cogley(2002)根据Sargent(1999)的简单学习模型得到了计算核心通货膨胀的指数平滑公式：
模型得到。这类方法虽然方便计算，但是实时性差，主要依赖历史信息。
得到与VAR模型对应的VMA模型并计算核心通货膨胀。我国的一些学者也采用这种方法估计了中国的核心通货膨胀，比如：简泽(2005)将核心通货膨胀定义为“从RPI或CPI观察到的一般价格水平变化中由货币冲击导致的成分”，并通过结构向量自回归模型来测量中国1954-2002年的核心通货膨胀；赵昕东(2008)扩展了Quah and Vahey(1995)的两变量结构向量自回归模型，建立了包括消费价格指数、食品价格指数与产出的三变量SVAR模型，并通过对变量施加基于经济理论的长期约束估计了1986-2007年中国的核心通货膨胀。
Quah and Vahey(1995)的缺陷在于，①假设真实产出和通货膨胀是不存在协整关系的单整序列，所以模型建立在真实产出和通货膨胀的一阶差分向量基础上，度量的是核心通货膨胀的变化而不是核心通货膨胀本身。而且，这种处理方法意味着货币政策是超级中性的。虽然货币政策的长期中性已经被广泛证实和认可，但是否超级中性还备受争议。②将真实产出和通货膨胀受到的随机冲击划分为正交的核心通货膨胀冲击和非核心通货膨胀冲击，而现实经济中的冲击种类很多，这种假设实际上是将所有的非核心通货膨胀冲击同等对待。③由于根据有限的样本数据永远无法得到无穷阶的VAR模型和VMA模型，如何根据有限的样本数据进行无穷阶的长期约束检验，即检验，成为一个统计难题。Blix(1995)解决了前两个问题，而Faust and Leeper(1997)和Cooley and Dwyer(1998)解决了第三个问题。
滤波方法可以剔除一个时间序列中的噪声，因此常用的滤波方法，包括HP滤波(Hodrick-Prescott fliter)、带通滤波(band pass filter)和卡尔曼滤波(Kalman filter)，都可以用来过滤标题通货膨胀中的暂时性价格波动。由于小波方法(wavelet methods)能够处理时间序列数据的非平稳、不连续跳跃和结构变化等传统方法很难处理的问题，所以也被用来估计核心通货膨胀。Anderson et al.(2007)、Down et al.(2010)和Baqaee(2010)采用小波方法估计了美国和新西兰的核心通货膨胀。
(二)基于“普遍性通货膨胀”定义的核心通货膨胀度量
根据核心通货膨胀的“普遍性通货膨胀”定义，各类商品的价格变化可以分解为核心通货膨胀和异质性相对价格之和。根据这种分解方法，衍生出三类核心通货膨胀度量方法，本文将之称为基于波动性的计算方法(methods based on volatility)、基于持续性的计算方法(methods based on persistence)和基于动态因子的计算方法(methods based on dynamic factor)。
1.基于波动性的计算方法
剔除法是剔除价格易受非经济因素影响且波动剧烈的商品(相当于权重等于0)，根据剩余的各类商品的价格通过支出比例加权来计算核心通货膨胀。剔除法是最常用的核心通货膨胀度量方法，而剔除的对象通常包括食品价格、能源价格、间接税和利息支出。
如果α=50%，则得到加权中位数的核心通货膨胀度量。利用截尾平均法计算核心通货膨胀与α的选取密切相关，Tahir(2003)提出了确定α大小的均方根误差准则(root mean squared error，RMSE)，按照均方根误差最小的原则选择α，即
当然，除了方差以外，还可以用其他的指标，比如标准差和绝对离差，度量各类商品价格变化的波动性。与剔除法、加权中位数法和截尾平均法相比，波动性加权法不需要剔除某些商品的价格，可以更加充分地利用各类商品价格中包含的通货膨胀信息。但是，采用不同的波动性指标，得到的核心通货膨胀权重有时差异很大。而且，各类商品价格变化的 波动性是随时间变化的，所以需要不断根据新的样本数据重新修正权重。其实，基于波动性的计算方法都面临权重修正问题。
基于波动性的计算方法是最常用的核心通货膨胀度量方法，尤其是剔除法、加权中位数法和截尾平均法这三种方法。范跃进和冯维江(2005)基于剔除法、加权中位数法和截尾平均法计算了1995-2004年中国核心通货膨胀，并在此基础上讨论了中国核心通货膨胀与宏观经济状况的关系。但是，这类方法最大的问题在于，仅仅根据各类商品价格的波动性计算核心通货膨胀，价格波动性较大的商品将被剔除，完全没有考虑各类商品在居民消费支出中的重要程度。比如，食品在我国CPI中占有1/3左右的权重，即使食品价格的波动性很强，但是将食品价格在核心通货膨胀度量中剔除也是不合适的。Anderson et al.(2007)提出了一个改进的波动性加权法，各类商品的价格变化在核心通货膨胀中的权重不仅取决于价格变化的波动性，还取决于支出权重的大小，计算公式如下：
重新标度使其和等于1，即可得到各类商品在核心通货膨胀中的权重。
但是，由于缺乏选取预测期的标准，现有的研究不是按照预测未来通货膨胀的能力给各类商品的价格变化赋权，而是根据各类商品价格变化的持续性给各类商品赋权。Cutler(2001)和Bilke and Stracca(2007)假设各类商品价格变化服从如下的自回归模型：
Gadzinski and Fabrice(2004)还提出了一个根据半衰期方法(half-life indicator)计算持续性系数的方法，所谓半衰期是指暂时性冲击影响超出其最初影响一半的时期数。范志勇和张鹏龙(2010)采用Gadzinski and Fabrice(2004)的方法，构建了中国基于价格上涨惯性权重的核心通货膨胀指标。
3.基于动态因子的计算方法
式(2)假设各类商品的价格变化中存在一个共同的动态因子，即核心通货膨胀。基于动态因子的计算方法采用统计方法，通过从各类商品的价格变化中提取共同的动态因子来估计核心通货膨胀。常用的方法有三种：一种方法是将估计核心通货膨胀的计量经济模型表示成状态-空间模型(state space model)的形式并用卡尔曼滤波估计不可观测的核心通货膨胀；一种方法是利用Forni et al.(2000，2005)提出的广义动态因子模型(generalized dynamic factor model)来估计核心通货膨胀；一种方法是采用协整-误差修正模型的调节系数矩阵正交分解技术来估计协整向量系统的共同因子即核心通货膨胀。
(1)状态-空间模型
侯成琪等(2011)认为，式(2)所示的分解方式有悖经济直觉，提出了式(3)所示的分解公式。在这个分解公式中，核心通货膨胀的系数不再是常数1，而是一个需要估计的参数。核心通货膨胀及其系数都需要估计，这会造成不可识别问题。他们提出了一个两阶段估计方法来解决这个问题：第一阶段根据核心通货膨胀的代理变量估计式(3)中核心通货膨胀的系数，并采用Wooldridge(2001)提出的多指示器方法(multiple indicator solution)和广义矩估计(GMM)来解决代理变量的测量误差所导致的内生性问题；第二阶段将估计核心通货膨胀的计量经济模型表示成状态-空间模型的形式，代入第一阶段得到的核心通货膨胀系数的一致估计值，通过卡尔曼滤波估计不可观测的核心通货膨胀。他们采用这种方法估计了中国的核心通货膨胀，得到了有效的核心通货膨胀度量。Hou and Gong(2011b)进一步在式(3)中引入通货膨胀的惯性作用，估计了美国的核心通货膨胀。
(2)广义动态因子模型
Forni et al.(2000，2005)提出的广义动态因子模型的基本结构与式(2)非常相似，从而被Cristadoro et al.(2005)和Reis and Watson(2010)用来估计核心通货膨胀。为了用广义动态因子模型估计核心通货膨胀，首先需要将式(16)中的动态因子即核心通货膨胀进行进一步的分解：
Bagliano and Morana(2003a，2003b)、王少平和谭本艳(2009)分别用这种方法估计了美国、英国和中国的核心通货膨胀。但是，这种基于协整-误差修正模型估计核心通货膨胀的方法仅适用于各种商品的价格变化是1阶单整序列且存在协整关系的情形。一般情况下，同比通货膨胀序列是非平稳的，而环比通货膨胀序列是平稳的，因此这种方法仅可以分析同比通货膨胀序列。此外，如果k=J-r＞1，则协整向量系统存在多个共同因子，无法识别核心通货膨胀。
(三)基于“福利损失”定义的核心通货膨胀
Sivieroand Veronese(2011)假设货币政策的目标是福利损失最小化，其中福利损失函数取如下的形式：
再通过重新标度得到四个部门在核心通货膨胀中的权重。Siviero and Veronese(2011)发现，虽然四个部门在基于福利损失定义度量的核心通货膨胀中的权重会随着参数取值的变化而变化，但是食品和能源的权重始终很小；而且，与盯住基于福利损失定义的核心通货膨胀度量相比，货币政策盯住CPI、盯住剔除食品和能源的核心CPI和盯住采用波动性加权法计算的核心CPI都会使福利损失显著上升。然而，Siviero and Veronese(2011)的模型完全是先验性的，没有建立在厂商、家庭和中央银行的优化行为的基础上。
Eusepi et al.(2011)采用了与Siviero and Veronese(2011)相同的思路：通过最小化福利损失来求解各部门通货膨胀在核心通货膨胀中的最优权重。Eusepi et al.(2011)建立了一个多部门新凯恩斯模型来描述各部门在价格粘性和劳动收入份额等方面的异质性以及厂商、家庭和中央银行的最优决策。他们发现，货币政策盯住基于福利损失最小化计算的核心通货膨胀时的福利损失要显著小于盯住标题通货膨胀和盯住剔除食品与能源的核心通货膨胀时的福利损失；而且，决定各部门在核心通货膨胀中权重大小的关键因素是各部门商品的价格粘性，价格粘性越大则该部门在核心通货膨胀中的权重越大。这与Aoki(2001)和Benigno(2004)的结论是一致的，即因为价格粘性越大则名义摩擦导致的扭曲也越大，所以货币政策应该更加关注价格粘性较强的部门。
Hou and Gong(2011a)建立了一个存在多个异质性生产部门的新凯恩斯模型，证明了多部门情形下的福利损失函数：
四、评价
根据第三部分可知，目前存在大量的核心通货膨胀度量方法。那么，货币当局在制定货币政策时，应该如何在这些不同的核心通货膨胀度量中进行选择呢？不幸的是，对于如何评价核心通货膨胀度量，同样存在许多不同的评价标准。这些标准可以大致分为定性标准、统计标准和福利标准 。其中，基于“持续性通货膨胀”定义和“普遍学术参考网dylw.net性通货膨胀”定义的核心通货膨胀度量都采用统计方法来估计，通常也采用统计标准来评价；而基于福利损失定义的核心通货膨胀度量则采用福利标准来评价。所谓福利标准是指根据福利损失的大小评价核心通货膨胀度量的优劣，货币政策盯住某个核心通货膨胀度量时名义摩擦导致的福利损失越小，则该核心通货膨胀度量越有效。下面主要介绍定性标准和统计标准。
(一)定性标准
Roger(1998)和Wynne(1999)最早提出了核心通货膨胀应该满足的几个定性标准，主要包括：
(1)及时的(timely)或者实时的(real-time)，要求核心通货膨胀指标应该能够根据最新的价格调查数据及时计算和更新，这样货币当局才能根据最新的经济动态制定货币政策。根据平滑方法计算的核心通货膨胀不能满足这个性质，比如，中心化的移动平均无法实时计算，而非中心化的移动平均和指数平滑则过度依赖历史信息。
(2)可信的(credible)，要求核心通货膨胀指标能够被公众信赖。只有货币当局采用的通货膨胀指标是可信的，货币政策才可能是可信的。可信性要求核心通货膨胀指标能够被货币当局和统计部门之外的外部机构重新计算和验证。如果一个核心通货膨胀指标不能被外部机构验证，则其可信度将显著降低。
(3)可理解的(understandable)，要求核心通货膨胀指标的计算方法易于被公众理解。虽然要求度量方法的计算细节能够被广泛理解可能不是必不可少的(即使是CPI的具体计算方法，缺乏专业背景的公众也可能无法理解)，但是至少其计算方法可以用一种非技术性的语言来描述，能够明确解释核心通货膨胀和标题通货膨胀之间的差异。
(4)稳健的(robust)，要求核心通货膨胀指标不会面临重大修正。随着数据的不断完善，或者是计算方法和分类标准发生了变化，需要对统计指标的历史数据进行修正，这是统计领域的国际惯例。核心通货膨胀指标的稳健性，重点强调核心通货膨胀指标的计算结果不会随着样本区间的变化而发生显著的变化。
(二)统计标准
统计标准是核心通货膨胀评价中最常用的标准，目前也存在许多不同的统计标准。
1.基本统计性质
Clark(2001)认为，因为核心通货膨胀主要剔除了标题通货膨胀中由暂时性或部门特有冲击导致的价格变化，所以核心通货膨胀应该具有与标题通货膨胀相同的长期均值，同时应该具有比标题通货膨胀更小的波动性。Marquesa et al.(2003)认为，由于这些冲击导致的价格变化不应该对标题通货膨胀具有系统性的影响，所以标题通货膨胀和核心通货
2.追踪通货膨胀趋势
Bryan et al.(1997)，Cecchetti(1997)和Clark(2001)认为，既然核心通货膨胀要剔除标题通货膨胀中的暂时性波动，度量通货膨胀的长期趋势，那么就应该根据核心通货膨胀追踪通货膨胀趋势(tracking trend inflation)的能力进行评价。Rich and Steindel(2007)认为，可以用两种方法评价核心通货膨胀追踪通货膨胀趋势的能力。第一种方法认为，核心通货膨胀既不能低估也不能高估标题通货膨胀，因此应该与标题通货膨胀具有相同的长期均值。这是易于理解并且容易检验的。第二种方法认为，核心通货膨胀应该能够很好地描述趋势性通货膨胀的变化。要实施第二种检验方法，必须先完成两个工作。①要构造一个能够反映通货膨胀趋势的序列，记为π[trend][，t]。Bryan et al.(1997)，Cecchetti(1997)和Clark(2001)都对标题通货膨胀序列进行高阶中心化移动平均来计算趋势性通货膨胀，而Rich and Steindel(2007)则采用了带通滤波来度量趋势性通货膨胀。②要选择一个度量核心通货膨胀与通货膨胀趋势之间差异的标准，常用的标准包括均方根误差(root mean squared error，RMSE)和绝对离差(mean absolute deviation，MAD)：
很显然，如果能够追踪通货膨胀的趋势，则能够提高核心通货膨胀指导货币政策操作的能力。但是，关键的问题在于如何选取趋势性通货膨胀序列。如果已经有一个能够反映通货膨胀趋势的序列，则依据该序列制定货币政策即可，不再需要计算核心通货膨胀。如果没有能够反映通货膨胀趋势的序列，则如何构造或者选择能够反映通货膨胀趋势的序列又成为一个新的问题。
3.预测标题通货膨胀
Bryan and Cecchetti(1993)、Lafleche(1997)、Clark(2001)、Cogley(2002)和Smith(2004)等认为，货币政策存在滞后效应，因此，如果核心通货膨胀能够预测未来的标题通货膨胀(forecasting headline inflation)，则货币政策盯住学术参考网dylw.net核心通货膨胀显然要优于盯住标题通货膨胀。然而，对于如何检验核心通货膨胀预测标题通货膨胀的能力，存在很多争议。Bryan and Cecchetti(1993)采用如下的回归方程直接检验核心通货膨胀对标题通货膨胀的预测能力：
除了上述这几篇文献之外，还有许多文献也非常强调核心通货膨胀预测标题通货膨胀的能力，比如Song(2005)、Stavrev(2010)和Tierney(2011)。然而，Marquesa et al.(2003)认为，不应该根据对标题通货膨胀的预测能力来评价核心通货膨胀。为了能够很好地预测未来的标题通货膨胀，核心通货膨胀必须能够描述标题通货膨胀中的短期波动。但是，度量核心通货膨胀正是要剔除标题通货膨胀中的暂时性波动，因此预测标题通货膨胀正是我们不希望核心通货膨胀具备的特征。Wynne(2008)认为，如果度量核心通货膨胀是为了预测标题通货膨胀，为什么不采用信息更多、效果更好的多元预测方法呢Marquesa et al.(2003)建议用如下的因果关系检验代替预测能力检验。
4.因果关系检验(causality test)
因果关系要求核心通货膨胀是标题通货膨胀的格兰杰原因(Granger-Cause)，即在预测当前的标题通货膨胀时，过去的核心通货膨胀具有过去的标题通货膨胀不具备的有用信息。但是，反之则不成立，即标题通货膨胀不应该是核心通货膨胀的格兰杰原因。当标题通货膨胀和核心通货膨胀都是1阶单整序列时，可以采用Marquesa et al.(2003)提出的如下检验方法：
(三)检验结果
很多学者采用不同的检验方法和不同国家的数据对各种核心通货膨胀度量进行了统计检验，但是检验结果并不一致。
Bihan and Sedillot(2000，2002)根据法国的CPI数据对采用基于波动性的计算方法、基于动态因子的计算方法和SVAR方法计算的5种核心通货膨胀度量进行 了预测标题通货膨胀能力的检验，发现虽然在样本期内核心通货膨胀是标题通货膨胀的Granger原因，但是样本外的预测结果很不理想。相对而言，截尾平均法略胜一筹。
Marquesa et al.(2003)根据美国的CPI数据对采用剔除能源和食品、截尾平均法和加权中位数法计算的核心通货膨胀度量进行了基本统计性质检验和因果关系检验，发现采用截尾平均法和加权中位数法可以得到有效的核心通货膨胀度量，而剔除能源和食品不能得到有效的核心通货膨胀度量。Marquesa et al.(2003)采用Marquesa et al.(2002)提出的方法对美国、德国、法国、意大利、西班牙和葡萄牙等六国采用剔除法计算的核心通货膨胀进行了有效性检验，同样发现采用剔除法无法得到有效的核心通货膨胀度量。
Dixon and Lim(2004)根据澳大利亚的CPI数据对采用基于波动性的计算方法和基于动态因子的计算方法计算的5种核心通货膨胀进行了基本统计性质检验和因果关系检验，发现只有基于动态因子方法计算的核心通货膨胀(采用卡尔曼滤波)能够通过这些检验。
Rich and Steindel(2007)根据美国的CPI和PCE(personal consumption expenditure，个人消费支出价格指数)数据对采用剔除法、加权中位数法和指数平滑法计算的核心通货膨胀进行了追踪通货膨胀趋势的能力和预测标题通货膨胀的能力两方面的比较，发现采用不同的标题通货膨胀、不同的样本区间和不同的评价标准会得到不同的结论，不能找到一种最好的核心通货膨胀度量。
Bermingham(2010)根据美国的PCE数据对采用单变量滤波和平滑方法、基于波动性的计算方法、基于持续性的计算方法、基于动态因子的计算方法和SVAR方法计算的10种不同的核心通货膨胀进行了追踪通货膨胀趋势的能力和预测标题通货膨胀的能力两方面的比较，发现很难找到更加有效的核心通货膨胀度量；而且，这些核心通货膨胀度量追踪通货膨胀趋势的能力和预测标题通货膨胀的能力居然无法超越简单的基准序列。
Down et al.(2010)根据美国的CPI数据对采用基于波动性的计算方法、单变量平滑方法和小波方法计算的核心通货膨胀进行了基本统计性质检验以及追踪通货膨胀趋势能力和预测标题通货膨胀能力的比较，发现根据小波方法计算的核心通货膨胀表现最好。
上述这些研究表明，不同的国家、不同的标题通货膨胀、不同的样本区间和不同的评价标准会得到不同的结论。至于无法得到一致检验结论的原因，Rich and Steindel(2007)认为，暂时性价格变化的特点和原因千变万化，一种特定的核心通货膨胀度量方法显然无法有效地剔除所有的暂时性价格波动。Silver(2007)认为，应该使用多个核心通货膨胀作为操作目标。如果不同的核心通货膨胀度量给出了类似的结果，则货币当局可以根据这些度量作出令人信服的决策。如果结论不一致，则需要根据这些核心通货膨胀构造方法的差异来分析通货膨胀过程。此外，适用于一个国家的核心通货膨胀评价标准，可能对另一个国家是不适用的；适用于一个国家的核心通货膨胀度量，也可能对另一个国家是不适用的。因此，核心通货膨胀的计算和评价要基于具体国家的数据。
五、应用
在核心通货膨胀领域，一个备受关注的问题是，核心通货膨胀是否比标题通货膨胀更适合作为货币政策的通货膨胀目标。其实，本文归纳的三种核心通货膨胀定义已经回答了“为什么货币政策应该盯住核心通货膨胀”这一问题：因为货币政策要经过一个较长且不确定的时滞期才能发挥作用，所以货币政策应该盯住持续性通货膨胀；因为货币政策是一种总量调节政策，不具备结构调节功能，所以货币政策应该盯住普遍性通货膨胀；因为名义摩擦会带来扭曲，所以货币政策应该盯住能够使福利损失最小化的通货膨胀度量。现有的研究也多从以上三个角度对为什么货币政策应该盯住核心通货膨胀进行定性分析，但是定量研究还很少。直到最近几年才有一些学者利用多部门新凯恩斯模型对核心通货膨胀领域的这个关键问题进行深入的定量分析。
Dhawan and Jeske(2007)在新凯恩斯模型中引入能源部门，并假设能源既进入家庭的最终消费又进入厂商的生产函数，研究货币政策应该如何应对能源价格冲击。冲击-响应分析表明，与盯住标题通货膨胀的货币政策相比，货币政策盯住剔除能源价格的核心通货膨胀能够减轻能源价格上升导致的产出下降和通胀上升。因此，货币政策应该盯住核心通货膨胀。Mishkin(2007)利用美联储建立和维护的FRB/US模型，在联邦基金利率分别盯住PCE和核心PCE(剔除食品和能源后的PCE)这两种不同的货币政策情景下，模拟了石油价格上升对美国经济的学术参考网dylw.net影响，发现相对于盯住核心PCE的货币政策，盯住PCE会导致货币政策过度紧缩，联邦基金利率大幅上升从而失业率显著上升。Bodenstein et al.(2008)建立了一个包含能源部门并存在价格粘性和工资粘性的动态随机一般均衡模型，证明了代表性家庭的福利损失函数，发现完全灵活的能源价格波动不影响福利水平。Bodenstein et al.(2008)比较了盯住标题通货膨胀和盯住剔除能源价格的核心通货膨胀两种不同的前瞻性泰勒规则，发现当经济面临能源价格冲击时，采用第二种泰勒规则可以得到与完全承诺的最优货币政策非常相近的反应模式，而采用第一种泰勒规则会严重偏离最优货币政策并导致较大的福利损失。
以上三篇论文建立的都是包含能源部门和消费品部门的两部门模型，只能够比较标题通货膨胀和剔除能源价格得到的核心通货膨胀。但是，还存在许多不同的核心通货膨胀度量方法，剔除法仅仅是其中的一种。要在众多的核心通货膨胀度量和标题通货膨胀之间进行系统的比较，必须建立更加贴近现实的多部门新凯恩斯模型。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)都建立了标准的多部门新凯恩斯模型，并采用福利标准对盯住标题通货膨胀和各种核心通货膨胀的货币政策进行了比较，发现采用基于“福利损失”定义的核心通货膨胀度量能够显著减小名义摩擦导致的扭曲。Siviero and Veronese(2011)和Hou and Gong(2011a)还发现，盯住基于“福利损失”定义的核心通货膨胀度量能够提高货币政策的短期非中性程度。
现有的研究都表明，货币政策更应该盯住核心通货膨胀，这为核心通货膨胀在货币政策决策过程的使用提供了强大的理论支持。实际上，自20世纪90年代通货 膨胀目标制出现以来，世界各国的中央银行越来越重视核心通货膨胀。美联储主席伯南克在《通货膨胀目标制：国际经验》一书中指出，因为核心通货膨胀度量的是标题通货膨胀的潜在趋势而不是暂时性波动，所以核心通货膨胀更适合作为货币政策的通货膨胀目标；而且，使用核心通货膨胀有助于中央银行向公众解释并不是所有冲击导致的价格上涨都会导致持久的通货膨胀。美联储特别关注核心PCE。自2004年7月起，美联储开始在每半年一次向国会提交的货币政策报告(Monetary Policy Report)中提出公开市场委员会(FOMC)对核心PCE的预测。欧洲中央银行虽然没有明确将核心通货膨胀作为其货币政策的通货膨胀指标，但是其货币政策的目标是消费者价格调和指数(harmonized index of consumer price，HICP)年度增长率低于2%，即中长期的价格稳定，这与在度量核心通货膨胀时要消除短期内的暂时性价格波动是不谋而合的。而且，欧洲中央银行还在其月度公告(Monthly Bulletin)中例行公布各种核心通货膨胀指标。新西兰在1990年就开始实行通货膨胀目标制，是世界上最早采用这种货币政策策略的国家，其通货膨胀目标是在中期CPI年度增长率在1%—3%之间，但是新西兰储备银行与政府签订的政策目标协议(policy targets agreement，PTA)指出，因为包含各种暂时性波动，所以实际的CPI会围绕中期通货膨胀趋势波动。1999年的PTA更是明确指出，价格的潜在趋势即核心通货膨胀才是货币政策的合适目标。加拿大银行于1991年开始实行通货膨胀目标制。虽然与新西兰一样，其通货膨胀目标是用标题通货膨胀描述的，但是加拿大银行认为核心通货膨胀能够为货币政策的制定提供有用的指导。表1给出了世界各国官方采用的核心通货膨胀度量。很显然，简单易懂的剔除法依然是最常用的核心通货膨胀度量方法。但是，正如Rich and Steindel(2007)指出的那样，没有任何证据表明剔除法是一种好的核心通货膨胀度量。
六、结论和展望
本文归纳了三种不同的核心通货膨胀定义——“持续性通货膨胀”定义、“普遍性通货膨胀”定义和基于福利损失的定义。其中，根据“持续性通货膨胀”定义和“普遍性通货膨胀”定义度量核心通货膨胀需要借助于统计方法剔除由暂时性或者部门特有冲击导致的价格变化，可以归结为一类，即基于统计模型的核心通货膨胀度量。估计此类核心通货膨胀度量需要区分由持续性和普遍性冲击导致的价格变化和由暂时性和部门特有冲击导致的价格变化，需要识别哪些冲击是持续性和普遍性的，哪些冲击是暂时性和部门特有的，以及这些不同种类的冲击对各种商品的价格变化造成了什么影响。很显然，式(1)和式(2)所示的分解方法还过于简略。侯成琪等(2011)在这方面进行了有益的尝试，他们通过多部门新凯恩斯菲利普斯曲线对各部门商品的价格变化进行深入分析，在此基础上提出商品价格变化的分解公式。本文认为，多部门货币理论的发展和完善将有助于更加深入地剖析总量因素和部门因素对各部门通货膨胀的影响，为有效地度量核心通货膨胀提供更好的理论基础。此外，如果能够综合“持续性通货膨胀”和“普遍性通货膨胀”这两种定义，在度量核心通货膨胀时既剔除暂时性冲击导致的价格变化又剔除部门特有冲击导致的价格变化，将能够提高此类核心通货膨胀度量的有效程度。另一类基于福利损失的核心通货膨胀定义认为，货币当局反对通货膨胀的原因是通货膨胀会带来福利损失，因此核心通货膨胀是能够使福利损失最小化亦即能够使名义摩擦导致的扭曲最小化的通货膨胀度量方法。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)等在这方面进行了有益的尝试。他们构建了存在多个异质性生产部门的新凯恩斯模型，借助于福利分析求出了各部门通货膨胀在核心通货膨胀中的权重，然后通过对各部门通货膨胀的加权平均计算核心通货膨胀。他们发现，各部门通货膨胀在核心通货膨胀中的权重主要取决于各部门商品的价格粘性水平，价格粘性越大则该部门通货膨胀在核心通货膨胀中的权重越大。然而，除了价格粘性水平之外，还有哪些部门异质性因素造成了部门之间的差异以及这些因素如何影响福利损失，还需要更加深入的研究。
这两类不同的定义衍生出两类不同的核心通货膨胀度量方法。基于持续性和普遍性通货膨胀定义的核心通货膨胀度量都建立在统计模型的基础上。其中，基于动态因子的计算方法能够更加充分地利用横截面和时间序列两个维度的信息，从而更具优越性。而且，在估计核心通货膨胀的状态-空间模型中，观测方程可以随着商品价格分解公式的改进而扩展，适应性很强。当然，采用计量经济方法估计核心通货膨胀面临一个问题：新的样本数据学术参考网dylw.net的加入会改变历史上的估计值。只有当历史估计值的改变可以忽略不计时，才可以放心地采用计量经济方法估计核心通货膨胀，因此结构断点的甄别和样本周期的选取至关重要。基于福利损失定义度量的核心通货膨胀是根据代表性家庭的福利损失最小化直接求解出来的，所以这类核心通货膨胀度量的构造直接取决于货币理论模型的构建。只有当一个货币理论模型能够很好地拟合现实经济时，根据该模型构造的核心通货膨胀才是有效的。
评价这两类不同的核心通货膨胀度量需要不同的标准。基于统计模型估计的核心通货膨胀更多地采用统计标准来评价。虽然评价标准很多，但是本文认为，核心通货膨胀应该满足具有与标题通货膨胀相同的长期均值、具有比标题通货膨胀更小的波动性、标题通货膨胀和核心通货膨胀之间的差异是一个均值为零的平稳序列等基本统计性质，以及核心通货膨胀是标题通货膨胀的格兰杰原因而标题通货膨胀不是核心通货膨胀的格兰杰原因这种因果关系。特别是满足“标题通货膨胀和核心通货膨胀之间的差异是一个均值为零的平稳序列”这个性质使得盯住核心通货膨胀不仅有助于制定更加有效的货币政策，而且可以兼顾稳定居民生活成本的目标。从构造原理来讲，对基于福利损失定义度量的核心通货膨胀没有统计性质的要求。Siviero and Veronese(2011)甚至认为，因为统计标准在这类核心通货膨胀度量的构造中不起任何作用，所以不应该要求这类核心通货膨胀度量满足这些统计性质。但是，本文认为，如果这类核心通货膨胀度量具备优良的统计性质，相当于兼具统计基础和理论基础，对于核心通货膨胀的推广和应用大有裨益。
本文运用声誉模型，利用时间序列的分析方法，对货币当局低通货膨胀政策的可信度进行实证研究，并得出相关结论。
关键词：
人民币国际；政策可信度；通货膨胀
在货币国际化的过程中，政策可信度一直是学术界研究的热点问题。政策可信度是指一国居民相信货币当局会采取它们期初公布的宏观经济政策。如果一国货币当局的经济政策是可信的，可以有效降低居民的预期通货膨胀率，从而使货币当局达到抑制通货膨胀的目标。因此，本国居民需要对货币当局有一个认知和了解的过程，才能有效地判断货币当局所公布的宏观经济政策的可信度，这必然会涉及到动态不一致问题（闵娟，2007）。然而，在人民币国际化过程中，提高中央银行执行经济政策的可信度可以降低居民和非居民对人民币通货膨胀的预期，提高人民币的国际地位和国际信誉，增加人民币的需求量，有利于推动人民币国际化。鉴于此，本文从中央银行政策可信度的角度，利用声誉模型研究货币当局政策可信度对人民币需求量的影响。
一、理论模型推导
政策制定者在高产出的利益驱使下，偏离其公布的低通货膨胀政策，降低其政策可信度，从而影响该国货币的需求量，所以本文利用声誉模型就政策可信度对货币需求量的影响进行理论分析。假定政策制定者的任期为两届，分享公众关于产出和通货膨胀的偏好，每个时期产出与通货膨胀率的关系用卢卡斯的供给函数。由于第一期的通货膨胀率会影响公众对第二期通货膨胀率的预期，所以第一期通货膨胀率的决定相对比较复杂。如果政策制定者在第一期选择零通货膨胀率，那么公众对第二期通货膨胀率的预期仍为零。如果政策制定者在第一期选择非零的通货膨胀率，那么公众对第二期通货膨胀率的预期为常数。公众通过政策制定者的当期行为，对未来的通货膨胀率进行预测。当期处于低通货膨胀率状态，公众预测未来的通货膨胀率也较低，赋予政策制定者保持低通货膨胀率的激励。通过理论分析得知，政策制定者赋予未来时期的权重越大，声誉对通货膨胀率的影响越大。也就是说，考虑声誉的影响时，政策制定者将越少的采取偏离低通货膨胀率的政策。在货币国际化过程中，如果政策制定者的低通货膨胀率政策不可信，意味着本国居民和外国居民将减少本币的需求量，增加外币的需求量，影响本币的国际信誉，从而影响货币的国际化。
当政策制定者的政策不可信时，公众预期的π1e和π2e就不是实际的通货膨胀率。β值越大，通货膨胀率就会越大，本国居民把本币换成外币避免高通货膨胀的影响。由于公众偏好低通货膨胀率，预测货币当局将执行低通货膨胀率的政策，即政策制定者的政策可信时，公众预期的π1e和π2e就是实际经济生活中的通货膨胀率，本国居民仍持有本国货币。然而，当该国货币是国际货币时，政策制定者的政策将不仅影响本国居民还影响外国居民，如果政策制定者维持低通货膨胀政策是不可信的，将势必影响该国际货币在世界货币市场上的信用度和地位，从而影响其国际化程度。
二、实证分析
样本区间选为1978-2013年的年度数据，数据来源于各年《中国统计年鉴》数据库的汇总。从理论分析可知，政策可信度主要是货币当局执行低通货膨胀政策的可信性。因此，先对通货膨胀率进行自回归分析，通货膨胀率选取经消费价格指数进行缩减的通货膨胀率。对通货膨胀率进行自相关和偏自相关检验，检验结果如图1所示。从图1的自相关图和偏自相关图可知，通货膨胀率存在相关关系，并且通过Q统计量及其P值可以看出通货膨胀率为平稳的时间序列。自相关图中，通货膨胀率相对较快的落入随机区间，到滞后第八期之后明显为负；而偏自相关图中，通货膨胀率在滞后第五期之后明显落入随机区间，认为通货膨胀率序列的偏自相关函数具有截尾性。因此，本文对通货膨胀率建立滞后五阶的自回归模型，即AR（5）。从自回归结果可知，滞后一期通货膨胀率的估计值为1.0777，滞后一期通货膨胀率上升一个百分点，会使当期通货膨胀率上升1.0777个百分点，说明上一期通货膨胀率对当期通货膨胀率有很大的影响。滞后二期通货膨胀率的估计值为-0.7812，当滞后二期通货膨胀率上升一个百分点时会使当期通货膨胀率下降0.7812个百分点，说明滞后二期通货膨胀率对当期通货膨胀率有较大的负影响。滞后一期和滞后二期通货膨胀率的t统计量在1%的显著性水平下都是统计上显著的。这说明，滞后一期和滞后二期通货膨胀率的确对当期通货膨胀率有较大的显著影响。滞后三期通货膨胀率的估计值为0.5691，当滞后三期通货膨胀率上升一个百分点时，当期通货膨胀率上升0.5691个百分点；滞后四期通货膨胀率的估计值为-0.4747，当滞后四期通货膨胀率上升一个百分点时，当期通货膨胀率下降0.4747个百分点。滞后三期和滞后四期通货膨胀率的t统计量在5%的显著性水平下都是统计上显著的。滞后五期通货膨胀率的估计值为0.3216，当滞后五期通货膨胀率上升一个百分点时，当期通货膨胀率上升0.3216个百分点，其t统计量在10%的显著性水平下是统计上显著的。
从整体上看，当期通货膨胀率受近期通货膨胀率的影响较大，随着滞后时期的增加，其影响逐渐的降低，并且相应t值的显著性水平也逐渐增大。因此，居民主要依据当期通货膨胀率来预测未来通货膨胀率水平。从拟合优度和调整的拟合优度来看，滞后通货膨胀率解释了其本身总变异的59.54%和51.59%，说明经济当中还有影响通货膨胀率的其他因素。F统计量在5%的显著性水平下是联合显著的，模型整体拟合的不错。经过理论分析可知，一国货币当局低通货膨胀率政策的可信度直接影响该国居民的社会福利水平。人们主要是依据当期通货膨胀率预测未来的通货膨胀率水平，而通货膨胀率的高低会影响人们生活水平的提高。因此，本文以政府支出的增长率为政策可信度的替代变量，政府支出的增长率提高意味着货币当局执行低通货膨胀率的政策不可信，降低对人民币的需求量，进而影响人民币国际化进程。从模型的估计结果来看，政府支出增长的变动率对人民币持有量的变动率的影响是负的，当政府支出增长的变动率上升一个百分点时，人民币持有量的变动率下降0.4847个百分点，其t统计量在5%的显著性水平下是统计上显著的。这说明，政府支出增长的变动率上升意味着货币当局低通货膨胀率的政策越不可信，势必减少对人民币的持有量，从而影响人民币国际化。通货膨胀率对人民币持有量变动率的影响是负的，当通货膨胀率上升一个百分点时，人民币持有量的变动率下降0.0078个百分点，t统计量在5%的显著性水平下是显著的，说明人们并不偏好高通货膨胀率，势必减少人民币的需求量，进而影响人民币国际化步伐。
三、结论
国际货币发行国的货币当局执行低通货膨胀政策的可信度将直接影响本国居民和外国居民对通货膨胀的预期，而预期通货膨胀的高低既影响人均可支配收入又影响对该国际货币的需求量，进而影响国际货币的国际化程度。当一国政府支出的增长率提高时，人们认为低通货膨胀率的政策不可信，提高人们对通货膨胀的预期，为了避免高通货膨胀率对生活水平的负面影响，把本币换成外币，减少本币的持有量，增加外币的持有量，本币将面临贬值的压力，势必影响本币的国际地位和信誉。如果该国货币正处于国际化进程中，政策不可信势必严重影响货币的国际化进程。人民币国际化进程中，中央银行执行低通货膨胀政策的可信度对人民币国际化的影响可从本国居民和外国居民两个角度进行分析。从本国居民的角度看，控制政府支出的增长率，提高低通货膨胀政策的可信度，有助于提高人均可支配收入，进而提高本国居民的生活水平，使本国居民更愿意持有人民币而不是持有外币，维持人民币币值稳定，从而加快人民币国际化步伐。从外国居民的角度看，如果中国低通货膨胀政策是可信的，而外国正经历着高通货膨胀或者比中国通货膨胀率高，外国居民会把其货币换成人民币，人民币的国际需求增加。中国执行低通货膨胀政策的可信度将直接提高人民币在国际上的地位和信用度，加快了人民币国际化的进程（金发奇，2004）。因此，人民币国际化进程中，中央银行应提高其政策的可信度，维持人民币汇率稳定和国内通货膨胀的稳定，提高人民币的国际地位和国际信誉，扩大非居民对人民币的需求量，最终推动人民币国际化步伐。
参考文献：
1.李婧，管涛，何帆.人民币跨境流通的现状及对中国经济的影响[J].管理世界，2004（9）
2.闵娟.推进人民币国际化[J].财政金融，2007（3）
3.戴维•罗默.高级宏观经济学：第2版[M].王根蓓译.上海财经大学出版社，2003
关键词：通货膨胀率；货币增长率；产出增长率；M2/GDP比率
近几年来由于流动性大幅波动、金融危机和财政货币刺激政策等方面的原因，我国经济中价格水平出现了比较大的波动， 2008年金融危机爆发后，同比CPI价格指数从这一最高点处开始下降，一直下降到2009年7月份的98.2。2009年大规模的信贷投放使得人们又开始担心2010年中国可能发生较严重的通货膨胀，进入2010年以来，同比CPI指数从1月份的101.5上升到7月份的103.3，通货膨胀的持续高增长已经成为一个全社会关注的敏感问题，人们开始加强对通货膨胀的预测和分析，以此判断政策走向和经济增长情况。
根据通货膨胀理论，通货膨胀的类型分为需求拉动型、成本推动型、结构性和混合性的通货膨胀。那么我国的通货膨胀波动到底是那种类型的呢？本文根据90年代以来的相关数据，对我国通货膨胀的原因进行理论和实证分析。
一、 通货膨胀理论分析
1. 通货膨胀的需求方解释。根据古典的货币数量论，流通中所需要的货币量与名义国民收入呈一定的比例关系，即可以用公式表示为Mv=Py。根据这一古典的货币数量公式，通货膨胀率可以表示为：
P/P=M/M+v/v-Y/Y （1）
（1）式表明通货膨胀率和名义货币增长率成正比，而与实际产出增长率成反比。在不考虑货币流通速度变化时，当名义货币供应量增长率超过实际产出增长率时，通货膨胀率就会上升，反之反是。
（2）传统凯恩斯主义LM曲线的解释。传统凯恩斯主义则进一步发展了货币数量论，他们用货币市场均衡条件LM曲线来代替货币数量论。根据凯恩斯主义的LM曲线方程的含义，当实际货币需求等于实际货币供给时，货币市场达到均衡，即有M/P=L（y，r）。这里方程左边是实际货币供给，M是名义货币供给，P是价格水平；方程右边是实际货币需求L（y，r），实际货币需求与实际产出y正相关，与名义利率r负相关，根据LM曲线方程，通货膨胀率可以表示为：
P/P=M/M-Ly*（Y/Y）-Lr*（r/r）（2）
（2）式中，Ly是货币需求的收入系数，由于货币需求与实际收入正相关，因此有Ly>0；Lr是货币需求的利率系数，因为货币需求与利率负相关，因此有Lr
（3）M2/GDP比率的不断上升对通货膨胀的影响。自从20世纪90年代以来，中国的M2与GDP的比率一直呈上升趋势，从季度数据来看，这一比率从1991年第三季度最小的2.87上升到2009年第3季度最大的6.97。通常我们观察到经济萧条时，M2/GDP比率的变化与通货膨胀率之间是负相关的，比如上个世纪90年代后期我国经济的通货紧缩时期，CPI指数一直呈现下降趋势，但M2/GDP之间的比率还在上升，我们需要检验这一负相关是否显著。
2. 通货膨胀的供给方解释。从供给方面来解释通货膨胀主要是成本推动型的通货膨胀。成本推动型的通货膨胀主要有要素成本（包括工资成本和资本成本）推动型及利润推动型。在一个竞争性较强的经济中，成本推动型的通货膨胀主要体现为要素成本上升带来的通货膨胀，而在一个垄断性较强的经济中，成本推动型的通货膨胀主要表现为利润推动型的通货膨胀。
成本推动型的通货膨胀通常可以通过菲利普斯曲线来解释。现代菲利普斯曲线认为通货膨胀和实际产出是正相关的，这一正相关关系实际上可以由传统的失业-通货膨胀类型的菲利普斯曲线和奥肯定律推导出来。现代菲利普斯形曲线常被用来研究通货膨胀的成因及对通货膨胀的预测，其中最著名的是Gordon（1996）提出的“三角”形式的菲利普斯曲线，这种菲利普斯曲线认为影响通货膨胀的因素可以归纳为需求拉动、成本推动和通胀惯性三种这里?浊t为供给冲击，yt是用来反映超额需求变化的产出缺口。由于该模型中引入了多期滞后的通货膨胀率，因此在预测通货膨胀时有比较好的拟合效果，但其方程中没有预期通货膨胀，仍然不能克服新古典宏观经济学的批判。
早期的新凯恩斯主义菲利普斯曲线主要是从厂商价格调整行为出发来推导出来，典型例子如Galí & Gertler （1999）的模型，其主要了考察厂商的交错定价问题，这样推导出来的菲利普斯曲线是一个用来研究通货膨胀与通货膨胀预期和产出缺口（或者边际成本）之间的关系独立方程，这样的菲利普斯曲线通常只包括供给方面的冲击，而没有包括需求方面的冲击。随着DSGE模型在宏观经济研究中的广泛应用，很多新凯恩斯主义学者都用DSGE模型来研究菲利普斯曲线，这类DSGE模型通过求解消费者的效用最大化问题、生产者利润最大化问题、交错定价（如Sbordone，2002）或价格调整成本问题（如Ireland，2004；李春吉等，2006）以及经济系统的动态一般均衡来导出菲利普斯曲线，这样得到的菲利普斯曲线是整个DSGE模型经济系统中的核心总供给方程，其在形式上除了包含基本的通货膨胀预期、通货膨胀惯性和产出缺口（或边际成本）之外，还包含了需求冲击、货币冲击（如果模型中包含了货币）和供给冲击等外生冲击变量。
综合上述有关通货膨胀的理论分析，可以看出影响通货膨胀的因素即有来自需求方面的因素，也有来自供给方面的因素。根据这些分析，我们认为当期通货膨胀率受到预期通货膨胀率、滞后通货膨胀率、实际产出增长率、名义货币供给增长率和M2/GDP比率变化等因素的影响，因此我们建立如下通货膨胀回归模型：
?仔t=?茁0+?茁1Et?仔t+1+?茁2?仔t-1+?茁3yg+?茁4mg+?茁5Rmy+?着t（3）
该回归模型中，?仔t是当期的通货膨胀率，Et?仔t+1是预期的下一期的通货膨胀率，?仔t-1是滞后通货膨胀率，yg是实际GDP的增长率，mg是名义货币供给M2增长率，Rmy是M2/GDP的比率。?着t是随机干扰，假定其为均值为零，方差为常数且没有自相关的白噪声扰动。根据前面的分析，可以预期参数?茁1、?茁2和?茁4大于零，?茁5小于零。而?茁3则不定，根据前面的分析，若?茁3大于零，则意味着实际产出增长率对通货膨胀率的影响为正，这反应了供给冲击（主要是成本冲击）与通货膨胀率的正相关关系；若?茁3小于零，这意味着实际产出增长率与通货膨胀率负相关，这反应了实际总需求冲击与通货膨胀率的负相关关系。
二、 影响通货膨胀因素的实证分析
接下来我们利用1991年第一季度到2009年第四季度的数据来估计上述通货膨胀率方程，我们采用CPI指数（用月度环比CPI数据计算得到月度CPI数据后再直接转化为季度CPI数据，1991年第一季度等于100）的变化率作为通货膨胀率。由于统计数据没有公布季度GDP折扣指数，我们直接采用CPI指数作为折扣指数来计算实际GDP，然后进行季节调整，这样得到实际GDP数据。名义货币数据取M2数据（数据分析表明，M2与GDP和CPI的相关度比M1高，取月度数据进行平均得到季度数据，再进行季节调整），最后我们计算了M2/GDP的比率，所用数据来自中经网统计数据库和国际金融统计年鉴。为避免虚假回归，我们需要回归模型中的变量为稳态变量，接下来我们对变量进行单位根检验，各个变量的单位根检验结果如表1所示。
表1单位根检验结果表明，通货膨胀率、实际GDP增长率和M2增长率都是平稳变量，M2/GDP是差分平稳的，因此我们用通货膨胀率、实际GDP增长率、M2增长率以及M2/GDP的差分数据来对回归模型（3）进行估计。由于模型（3）中包含了预期通货膨胀率，而预期通货膨胀率是不可观察变量，因此我们首先尝试用GMM法来估计模型（3），我们选择了滞后1阶和滞后2阶通货膨胀率、滞后1阶实际GDP增长率、滞后1阶M2增长率和滞后1阶M2/GDP的差分作为工具变量，采用GMM法估计模型（3），遗憾的是估计结果很不显著。我们还尝试了其他的工具变量，结果仍然是很不显著，因此我们只好放弃GMM估计。我们又尝试了用完全预见的理性预期方法，即假定经济行为主体对下一期的通货膨胀率预期直接等于下一期的通货膨胀率，然后用OLS法来估计模型，但这样得到的回归方程中预期的通货膨胀率仍然不显著。因此我们只好在模型中剔除预期通货膨胀率变量，再对其余变量进行回归，得到的结果如下：
?仔t=-0.007+0.183?仔t-1-0.48ygt+0.717mgt-0.112?驻Rmyt
（-2.43） （2.53） （-9.52） （9.44） （-9.32）
（0.018） （0.0135） （0.000） （0.000） （0.000）
调整的R2=0.76，F=59.08， D.W.=2.31，N=75
该回归方程中第一行括号中的数字是t统计量，第二行括号中的数字是伴随概率）。从该回归结果来看，各个解释变量都很显著，调整的拟合优度和F统计量都比较令人满意，D.W.统计量也表明没有随机误差相的序列相关，因此该回归结果是比较理想的。根据这一回归结果，我们可以看到，通货膨胀率有一定的惯性，上一期通货膨胀率每增加1个百分点，当期通货膨胀率平均增加0.183个百分点；当期实际GDP增长率每提高1个百分点，当期通货膨胀率则平均下降0.48个百分点，这说明通货膨胀率与总需求冲击负相关。从逻辑上来说，通货膨胀率与总需求冲击负相关并不能认为总需求冲击对通货膨胀率有因果关系，也就是说不能认为是总需求提高了，从而通货膨胀率下降了。从经济学逻辑上应该反过来理解，也就是说是通货膨胀率下降了，总需求才会提高。事实上对通货膨胀率和实际GDP增长率进行Granger因果关系检验会发现（检验结果略），通货膨胀率对实际GDP增长率的影响要比实际GDP增长率对通货膨胀率的影响大，因此回归结果显示出来的通货膨胀率与实际GDP增长率之间的负相关更应该理解为是通货膨胀率的下降刺激了总需求和总产出的增加，但总需求的增加可能也是政府为了应对通货紧缩而采取扩张性政策所带来的。再看货币对通货膨胀的影响，名义货币供应量M2的增长率对通货膨胀率具有显著的正向影响，M2增长率每上升一个百分点，通货膨胀率平均上升0.717个百分点，这一关系是因果关系，Granger因果关系检验表明通货膨胀率上升确实是由货币增长率的提高带来的（检验结果略）。
再看M2/GDP比率的变化，该比率变化量大于零时，则通货膨胀率下降，反之该比率变化量小于零时，则通货膨胀率上升，该比率变化量每增加1个点，通货膨胀率则平均下降0.112个百分点。但该比率的变化量与通货膨胀率之间的负相关并不表明该比率变化量的上升与通货膨胀率下降之间有因果关系，事实上Granger因果关系检验表明是通货膨胀率决定了该比率的变化，而不是相反（检验结果略）。因此回归系数显示出来的通货膨胀率与M2/GDP变化之间的负相关实际上说明了通货膨胀对M2/GDP比率变化的负向因果关系。也就是说当通货膨胀率低的时候，这往往意味着经济比较低迷，中央银行会采取扩张性货币政策来刺激经济；但增加的货币供应没能很快刺激经济走出低谷，因此M2/GDP比率的会上升而通货膨胀率却仍然在下降。根据李春吉（2010）的分析，这一比率的持续上升反应了我国经济中私人部门的最终需求与实际货币持有之间的替代弹性比较低，也就是说增加的货币不能有效地转化为最终需求的增加。最终需求和货币持有之间的替代弹性较低的原因有主观和客观两方面，主观方面是由于私人部门出于预防性和规避风险的动机，不愿意把储蓄货币转化为消费和投资需求，客观方面是由于财富分配不均而导致想要增加消费和投资的私人部门因为没有钱而不能增加消费和投资，而有钱的私人部门因为规避风险或者已经饱和而又不需要增加消费和投资，因此实际产出处于低水平，这样M2/GDP比率就会提高。
上述回归结果不但是显著的，而且回归方程也是稳定的，这一点可以通过对其回归残差进行稳定性检验，这其实就是EG两步法协整检验。对回归残差的单位根检验确实表明回归残差是平稳的（单位根检验结果略），事实上这也可以从D.W.统计量看出来，因此上述回归方程也表明了样本期内通货膨胀率和其他变量之间确实存在着长期的稳定关系（协整检验结果表明通货膨胀率与实际GDP增长率、M2增长率和M2/GDP的变化等变量之间确实存在着协整关系，检验结果略）。
回归模型（3）式中，M2增长率、实际GDP增长率和滞后的通货膨胀率进入到通货膨胀率方程是比较容易理解的，而M2/GDP比率的变化进入回归模型的理解如前所述，它反应了总需求和货币持有之间的替代弹性。但该比率进入回归模型是否会引起与其他解释变量之间的多重共线呢？实际上如果我们去掉该比率的变化，那么回归方程的拟合程度会大大下降，包含该比率变化的调整R平方是0.76，而去掉该比率变化后回归的调整R平方只有0.46，因此把该比率变化包括在回归模型中是合理的，不但不会引起多重共线问题，反而是不可缺少的影响通货膨胀率变化的变量。
三、 结论
本文通过对我国通货膨胀影响因素的理论与实证分析，揭示了实际产出增长率、名义货币M2增长率、通货膨胀率惯性和M2/GDP比率变化与通货膨胀率的相关关系。回归分析表明我国通货膨胀率主要受到货币增长率的正向影响，而通货膨胀率与实际产出增长率之间有显著的负相关，这意味着通货膨胀率的下降刺激了总需求和总产出的增加（可能是政府为解决通货紧缩而实行扩张性政策带来的）。通货膨胀惯性对通货膨胀也有一定的影响，而预期通货膨胀率对当期通货膨胀率的影响并不太显著。M2/GDP比率的变化对通货膨胀率具有显著的影响，这一定程度上反应了中央银行的相机决策的货币政策，也反应了我国经济是总需求和货币供给之间的替代弹性较低，储蓄资金难以转化为投资和消费需求，这将是影响我国通货膨胀的长期因素。
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中图分类号：F822.2文献标识码：A文章编号：1003-2738（2011）12-0151-01
摘要：选取投资、出口这两个经济变量，应用协整理论和Granger因果检验分析通货膨胀与这两个宏观经济之间的关系，发现通货膨胀和投资呈现负相关关系；而通货膨胀对出口的这种作用很微弱。
关键词：通货膨胀；宏观经济；投资；出口
改革开放以来，我国经济保持持续快速增长，2003-2007 年GDP 更是连续五年保持两位数高增长。但随着全球经济下滑衰退，中国经济进入下行周期，国家宏观调控政策也适时转变取向，一年之内从最初的“双防”，转向年中的“一保一控”，再转为四季度的“保增长，扩内需”。2008 年中国宏观调控政策的这种“大转向”引起了我们新的思考。因此，研究通货膨胀对宏观经济运行的影响，是为了能更好地了解通货膨胀的成因，探讨如何避免通货膨胀给经济运行带来危害。
一、指标选取与数据来源
宏观经济运行是一个非常复杂的过程，所有经济变量都相互渗透相互影响，用单一指标来衡量经济运行态势在许多年前就被证明是不可行的。因此，本文就选取这三个指标来分析通货膨胀对宏观经济运行的影响。由于消费方面难以获得准确的统计数据，还没找到合适变量来表示，本文选取1986-2011年为样本区间，用投资增长率代表投资水平、用出口增长率代表出口水平、用CPI 涨幅代表通货膨胀水平，增长率均按可比价格计算。采用增长率而不是各指标当年的绝对数，可以更好地反映宏观经济和通货膨胀的波动情况。
二、理论分析
通货膨胀对宏观经济运行的影响十分广泛和复杂，不能一概而论地说经济增长与通货膨胀是正相关关系或负相关关系，更不能说是简单的线性关系。通货膨胀的直接后果就是增加企业经营成本和提高市场的交易费用，从而抑制投资。同时，为缓解通货膨胀压力，政府往往会采取综合措施，制订从紧的调控政策，回收银行体系的流动性，完善人民币汇率形成机制，规范投资的市场准入，运用税费措施加强土地和房地产市场的调控等，以抑制投资的过快增长。通货膨胀对出口也有影响，通货膨胀通过商品劳务贸易机制、国际资本流动机制和心理预期渠道等经济机制作用于汇率，而汇率则会影响到出口额。心理预期渠道作用于人们在汇率市场上的通货膨胀预期，进而对汇率产生影响。
三、实证分析
（一）定性分析。
在进行定量分析之前，为了先得到一个直观的印象，先进行定性分析，即观察采集到的数据，并运用Excel软件，我们可以发现，投资增长率、出口增长率及通货膨胀率的波动比较大。投资增长率与通货膨胀率呈反向变动关系，当通货膨胀率较高的时候，投资增长率则较低，如在1988-1989 年通货膨胀率出奇高时，投资增长率则在1989 年降至罕见的-11%；在1993-1995 年的高通货膨胀时期，投资虽然在增长，但增长幅度却连年下降。
（二）单位根检验。
进行协整分析的前提条件是时间序列是非平稳的，而且具有单位根。因此在建立模型之前首先要进行单位根检验，确定各时间序列的单整阶数。常用的单位根检验方法有ADF 法和PP 法，本文采用ADF 法。以CPI 代表CPI 涨幅（通货膨胀率），以I 代表投资增长率，X 代表出口增长率，表示一阶差分，检验结果可知，CPI、I、X序列在1%的显著性水平和5%的显著性水平下均拒绝了原假设，接受了备选假设，说明它们都存在单位根，是非平稳序列。对它们进行一阶差分，并再次进行平稳性检验，发现所有一阶差分序列都是平稳的，不存在单位根。因此满足协整检验要求数据同阶单整的前提条件。
(三)协整检验。
为了检验CPI和投资增长率I、出口增长率X是否存在协整关系，这里用Engel和Granger于1987年提出的EG两步检验法来检验CPI和投资增长率、出口增长率的的协整关系。首先，根据最小二乘法构建CPI与出口增长率、与投资增长率的回归方程模型方程：
然后用OLS方法进行协整回归，构建CPI和投资增长率、出口增长率的估计方程，可以得到：
（-0.923789） （0.591549）
D.W.=0.628547
其次，对上式形成的残差项进行单位根检验，检验结果详见表3。由表中可以看出，残差项也是稳定的。因此可以认为CPI和投资增长率I、出口增长率X有长期稳定的协整关系。投资系数为-0.151276,与通货膨胀成负相关关系。出口增长率的系数为正，则对通货膨胀有促进作用。投资对通货膨胀的影响较大（-0.923789），出口增长率影响相对较小（0.591549）。
（三）Granger 因果关系检验。
通过Granger检验通货膨胀率与各经济变量之间是否存在因果关系。运用E-Views 软件，先后修正滞后期长度为1 和2，发现结论是一样的。根据检验结果可以看出，“通货膨胀不是投资增长的原因”和“投资增长不是通货膨胀的原因”这两个假设都被拒绝了，说明通货膨胀与投资增长的变动互为原因。判断经济是否过热的一个重要指标就是固定资产投资是否过热，如果经济过热，则将引起通货膨胀，而在高通货膨胀时，就会减少投资。另外，出口增长与通货膨胀互不为原因。
四、结论与政策建议
（一）结论。
通货膨胀和投资呈现负相关关系。这在现实中的意义是：当出现通货膨胀时，投资的变化量是十分敏感的，只要通货膨胀率提高，投资者们往往会迅速地撤出投资资金。反过来，当通货膨胀率降低，投资就会增加，即今年的通货膨胀可能是往年的投资过热的结果。在长期中，出口对通货膨胀有一定的推动作用，而在短期内的推动作用非常微弱。
（二）政策建议。
当经济运行中出现较大的通货膨胀压力时，我们建议：
1.实行稳健的货币政策，不主张实施从紧的货币政策。无论是提升存款准备金率或者加息，都会对企业利润、股市、房市形成打压，导致基金、热钱流出股市、房市，进入银行寻求固定收益，这样不但不能解决M2 持续高速增长和通货膨胀的问题，反而会引起需求下跌，加大经济下滑风险。因此，应保持货币政策的稳定性和连续性，调整和优化信贷结构，更有利有经济增长。
2.要增加总供给，调整经济结构，不主张控制总需求。因此，治理通胀时要采取各种措施增加供给。一般来说，增加有效供给的主要途径是降低成本，减少消耗，充分发挥市场的资源配置作用，提高经济的运行效率，提高投人产出的比例，同时，调整产业和产品结构，支持短缺商品的生产。
3.应扩大进口，优化出口结构，不主张限制出口。限制出口会导致国内产能过剩，价格下跌，企业利润降低，就业减少，经济增长速度放缓。所以，优化出口结构，推进加工贸易转型升级，才是正确的方向。
参考文献：
[1][英]凯恩斯．就业利息和货币通论[M]．徐毓译．北京：商务印书馆，1997．
