通貨膨脹的趨勢精選(九篇)
前言：一篇好文章的誕生，需要你不斷地搜集資料、整理思路，本站小編為你收集了豐富的通貨膨脹的趨勢主題范文，僅供參考，歡迎閱讀并收藏。
第1篇：通貨膨脹的趨勢范文
貨幣政策具有長期中性和短期非中性的特點(diǎn)。因此，在長期內(nèi)價格穩(wěn)定是貨幣政策的唯一目標(biāo)，而在短期內(nèi)貨幣政策必須兼顧價格穩(wěn)定和產(chǎn)出穩(wěn)定兩大目標(biāo)?？梢?，不管是在長期還是短期，價格穩(wěn)定都是貨幣政策的重要目標(biāo)。因此，準(zhǔn)確地度量通貨膨脹是中央銀行制定貨幣政策的重要先決條件。然而，關(guān)于如何度量通貨膨脹，目前存在標(biāo)題通貨膨脹(headline inflation)和核心通貨膨脹(core inflation)兩種不同的度量方法。標(biāo)題通貨膨脹度量居民生活成本的變化，包括居民消費(fèi)的所有商品和服務(wù)的價格并根據(jù)支出比例進(jìn)行加權(quán)平均，以常用的消費(fèi)價格指數(shù)(CPI)為代表。很多學(xué)者認(rèn)為，度量生活成本變化的標(biāo)題通貨膨脹不適合作為貨幣政策的通貨膨脹目標(biāo)。核心通貨膨脹的概念是在20世紀(jì)70年代被提出的，并在此后的貨幣政策討論中扮演非常重要的角色。但是，對于如何度量核心通貨膨脹，始終缺乏統(tǒng)一的認(rèn)識。而且，在核心通貨膨脹被提出后的很長一段時間里，雖然核心通貨膨脹在貨幣政策的討論中被頻繁使用，但是卻很少出現(xiàn)在主流學(xué)術(shù)出版物中。直到最近十幾年，才出現(xiàn)一種新的趨勢——在更加堅實(shí)的統(tǒng)計基礎(chǔ)或理論基礎(chǔ)上度量核心通貨膨脹，核心通貨膨脹再次得到經(jīng)濟(jì)學(xué)界的關(guān)注。本文將從定義、度量、評價和應(yīng)用等角度對核心通貨膨脹理論進(jìn)行一個系統(tǒng)的綜述。
二、定義
核心通貨膨脹的概念是在20世紀(jì)70年代被提出的。當(dāng)時石油出口國大幅度提高原油價格，導(dǎo)致發(fā)達(dá)的工業(yè)化國家發(fā)生了嚴(yán)重的成本推動型通貨膨脹，而抑制通貨膨脹的緊縮性貨幣政策又導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)的停滯。當(dāng)時的學(xué)者經(jīng)過反思后認(rèn)為，在監(jiān)測通貨膨脹和制定貨幣政策時，需要將CPI分解成兩部分，一部分是由總供給與總需求決定的趨勢性成分，被稱為核心通貨膨脹；另一部分是由食品價格或能源價格波動所決定的暫時性成分，被稱為非核心通貨膨脹或暫時性通貨膨脹。個別商品價格的暫時性上漲只會引起CPI的暫時性上升，當(dāng)這種暫時性上漲結(jié)束后，CPI將會回落。因此，CPI的暫時性波動不應(yīng)該影響中央銀行的決策，中央銀行應(yīng)該根據(jù)CPI的趨勢性成分即核心通貨膨脹制定貨幣政策。
此外，一些理論研究也表明，度量生活成本變化的CPI不適合作為貨幣政策的通貨膨脹目標(biāo)。Bryan and Pike(1991)指出，因為各類商品的價格中包含的通貨膨脹信息不一定與其在消費(fèi)支出中所占的比例相關(guān)，所以在度量通貨膨脹時根據(jù)支出比例加權(quán)平均是存在問題的，會導(dǎo)致權(quán)重偏差。Bryan and Cecchetti(1993)和Cecchetti(1997)指出，各類商品的價格中包含有與貨幣政策無關(guān)的暫時性噪聲，比如自然災(zāi)害和天氣原因?qū)е碌氖称穬r格上漲、OPEC(Organization of the Petroleum Exporting Countries)減產(chǎn)導(dǎo)致的石油價格上漲、不同種類商品的非同步價格調(diào)整等。因為這些暫時性噪聲導(dǎo)致的價格變化與貨幣政策無關(guān)，所以應(yīng)該在度量通貨膨脹時剔除掉。Mankiw and Reis(2003)建立了一個以穩(wěn)定產(chǎn)出和穩(wěn)定物價為目標(biāo)的貨幣政策評價模型，發(fā)現(xiàn)將CPI作為貨幣政策的通貨膨脹目標(biāo)會導(dǎo)致產(chǎn)出劇烈波動。
動蕩的20世紀(jì)70年代促使了一個沿用至今的核心通貨膨脹度量的誕生，這就是在標(biāo)題通貨膨脹中剔除食品和能源價格的核心通貨膨脹度量方法，而且這種度量方法一度成為核心通貨膨脹的代名詞。此后，雖然出現(xiàn)了許多不同的核心通貨膨脹度量方法，但是關(guān)于核心通貨膨脹應(yīng)該如何定義，即核心通貨膨脹應(yīng)該度量什么，始終缺乏統(tǒng)一認(rèn)識。各種不同的核心通貨膨脹度量方法都傾向于定義一種特定的方法來計算核心通貨膨脹，而不是定義核心通貨膨脹應(yīng)該度量什么。Dolmas and Wynne(2008)引用了埃奇沃思(Edgeworth，1919)的一段話來反映核心通貨膨脹理論研究存在的缺陷：“在開始回答問題之前，必須發(fā)現(xiàn)問題的真正涵義”。
文獻(xiàn)檢索的結(jié)果顯示，Eckstein(1981)最早提出核心通貨膨脹的正式定義。Eckstein將核心通貨膨脹定義為“總供給價格的趨勢性增長”，即“穩(wěn)態(tài)的通貨膨脹”。Parkin(1984)指出，Eckstein(1981)定義的核心通貨膨脹其實(shí)就是單位勞動成本的穩(wěn)態(tài)增長率?？梢姡@與對核心通貨膨脹的現(xiàn)實(shí)需求并不吻合。本文綜合Roger(1998)和Wynne(2008)對核心通貨膨脹定義的回顧和總結(jié)，將核心通貨膨脹的定義歸納為如下三種。
(一)“持續(xù)性通貨膨脹”定義
弗里德曼(Friedman，1963)將通貨膨脹定義為一般價格水平的持續(xù)上升，并特別強(qiáng)調(diào)要區(qū)分價格水平的持續(xù)性上升和暫時性上升。貨幣政策要經(jīng)過一個較長且不確定的時滯期才能發(fā)揮作用。如果貨幣政策對價格水平的暫時性上升作出反應(yīng)，則當(dāng)貨幣政策發(fā)揮作用時，價格水平的暫時性上升可能已經(jīng)結(jié)束。從而，貨幣政策不僅不能熨平經(jīng)濟(jì)的波動，反而成為經(jīng)濟(jì)波動的原因。因此，貨幣政策不應(yīng)該關(guān)注通貨膨脹的暫時性部分，只應(yīng)該關(guān)注其持續(xù)性部分即核心通貨膨脹。由于只有寬松的貨幣政策才能造成價格水平的持續(xù)上升，所以才有了弗里德曼的著名論斷“無論何時何地，通貨膨脹都是一種貨幣現(xiàn)象”。弗里德曼對持續(xù)性通貨膨脹的定義與度量核心通貨膨脹的初衷是一致的，都是要剔除標(biāo)題通貨膨脹中由暫時性沖擊導(dǎo)致的暫時性價格變化，因此可以將核心通貨膨脹定義為標(biāo)題通貨膨脹的持續(xù)性部分。這個定義也為貨幣政策應(yīng)該盯住核心通貨膨脹提供了最基本的理論支持。
(二)“普遍性通貨膨脹”定義
奧肯(Okun，1970)和弗萊明(Flemming，1976)將通貨膨脹定義為商品價格的普遍性上漲。貨幣政策是一種總量調(diào)節(jié)政策，并不具備結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)功能。因此，一些部門特有沖擊導(dǎo)致的價格變化，比如OPEC減產(chǎn)導(dǎo)致的石油價格上漲、自然災(zāi)害和天氣原因?qū)е碌霓r(nóng)產(chǎn)品價格上漲，不應(yīng)該影響中央銀行的貨幣政策。否則，雖然緊縮的貨幣政策能夠抑制石油價格和農(nóng)產(chǎn)品價格的上漲，但是也會使整個經(jīng)濟(jì)陷入衰退。當(dāng)然，如果這些部門特有沖擊傳導(dǎo)到整個經(jīng)濟(jì)并且導(dǎo)致商品價格的普遍性上漲，則貨幣當(dāng)局必須予以重視。因此，可以將核心通貨膨脹定義為所有商品價格變化的共同趨勢，在度量核心通貨膨脹時應(yīng)該剔除由部門特有沖擊導(dǎo)致的某些商品特有的價格變化，即異質(zhì)性相對價格變化(idiosyncratic relative price movements)。這種定義與最初度量核心通貨膨脹時剔除食品和能源等價格波動劇烈的商品的思路是一致的。根據(jù)核心通貨膨脹的“普遍性通貨膨 脹”定義，可以將各類商品的價格變化分解為：
侯成琪等(2011)認(rèn)為，式(2)假設(shè)核心通貨膨脹對所有商品的價格變化具有相同的影響，這是有悖經(jīng)濟(jì)直覺的。至少從價格粘性的角度來說，不同類型商品的價格粘性程度是不同的，價格粘性越弱，則商品價格對核心通貨膨脹的反應(yīng)就越快。他們在多部門新凱恩斯菲利普斯曲線的基礎(chǔ)上，根據(jù)核心通貨膨脹的“普遍性通貨膨脹”定義給出了核心通貨膨脹的表達(dá)式，并提出了如下的商品價格分解公式：
(三)“福利損失”定義
Wynne(2008)認(rèn)為，貨幣當(dāng)局反對通貨膨脹的原因是，對于整個社會而言通貨膨脹是有成本的，因為通貨膨脹會擾亂經(jīng)濟(jì)活動的協(xié)調(diào)一致并妨礙法定貨幣在市場交易中的使用。因此，貨幣政策應(yīng)該反對會給整個社會帶來福利損失的通貨膨脹，而不是反對導(dǎo)致居民生活成本變化的通貨膨脹。按照Wynne(2008)的分析，核心通貨膨脹可以被定義為帶來福利損失的那部分通貨膨脹。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)認(rèn)為，盡管直觀看來核心通貨膨脹的“持續(xù)性通貨膨脹”定義和“普遍性通貨膨脹”定義是很有吸引力的，但是其能否應(yīng)用于貨幣政策決策過程卻備受爭議。首先，這些核心通貨膨脹度量完全建立在統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)之上，缺乏堅實(shí)的經(jīng)濟(jì)理論基礎(chǔ)；其次，對于如何評價這些核心通貨膨脹度量在貨幣政策決策中的應(yīng)用價值，缺乏統(tǒng)一的認(rèn)識和檢驗標(biāo)準(zhǔn)(詳見本文第四部分)。既然度量核心通貨膨脹的目的是為了制定更好的貨幣政策，而目前評價貨幣政策的標(biāo)準(zhǔn)是Rotemberg and Woodford(1997，1999)和Woodford(2003)倡導(dǎo)的福利準(zhǔn)則——假設(shè)中央銀行的目標(biāo)是使代表性家庭的終身效用最大化并通過將代表性家庭的效用函數(shù)在穩(wěn)態(tài)附近的二階泰勒近似來計算福利損失，所以最優(yōu)的通貨膨脹度量方法應(yīng)該能夠使福利損失最小化。因此，核心通貨膨脹就是能夠使福利損失最小化或者說能夠使名義摩擦導(dǎo)致的扭曲最小化的通貨膨脹度量方法。
但是，要根據(jù)這個定義提出度量核心通貨膨脹的方法，必須將經(jīng)典的單部門貨幣理論模型推廣到多部門情形，因為在單部門貨幣理論模型中所有的通貨膨脹都會帶來福利損失。比如，Rotemberg and Woodford(1997，1999)和Woodford(2003)證明的單部門新凱恩斯模型的福利損失函數(shù)如下：
三、度量
(一)基于“持續(xù)性通貨膨脹”定義的核心通貨膨脹度量
一元平滑方法主要包括Cecchetti(1997)的移動平均方法和Cogley(2002)的指數(shù)平滑方法。其中，Cogley(2002)根據(jù)Sargent(1999)的簡單學(xué)習(xí)模型得到了計算核心通貨膨脹的指數(shù)平滑公式：
模型得到。這類方法雖然方便計算，但是實(shí)時性差，主要依賴歷史信息。
得到與VAR模型對應(yīng)的VMA模型并計算核心通貨膨脹。我國的一些學(xué)者也采用這種方法估計了中國的核心通貨膨脹，比如：簡澤(2005)將核心通貨膨脹定義為“從RPI或CPI觀察到的一般價格水平變化中由貨幣沖擊導(dǎo)致的成分”，并通過結(jié)構(gòu)向量自回歸模型來測量中國1954-2002年的核心通貨膨脹；趙昕東(2008)擴(kuò)展了Quah and Vahey(1995)的兩變量結(jié)構(gòu)向量自回歸模型，建立了包括消費(fèi)價格指數(shù)、食品價格指數(shù)與產(chǎn)出的三變量SVAR模型，并通過對變量施加基于經(jīng)濟(jì)理論的長期約束估計了1986-2007年中國的核心通貨膨脹。
Quah and Vahey(1995)的缺陷在于，①假設(shè)真實(shí)產(chǎn)出和通貨膨脹是不存在協(xié)整關(guān)系的單整序列，所以模型建立在真實(shí)產(chǎn)出和通貨膨脹的一階差分向量基礎(chǔ)上，度量的是核心通貨膨脹的變化而不是核心通貨膨脹本身。而且，這種處理方法意味著貨幣政策是超級中性的。雖然貨幣政策的長期中性已經(jīng)被廣泛證實(shí)和認(rèn)可，但是否超級中性還備受爭議。②將真實(shí)產(chǎn)出和通貨膨脹受到的隨機(jī)沖擊劃分為正交的核心通貨膨脹沖擊和非核心通貨膨脹沖擊，而現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中的沖擊種類很多，這種假設(shè)實(shí)際上是將所有的非核心通貨膨脹沖擊同等對待。③由于根據(jù)有限的樣本數(shù)據(jù)永遠(yuǎn)無法得到無窮階的VAR模型和VMA模型，如何根據(jù)有限的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行無窮階的長期約束檢驗，即檢驗，成為一個統(tǒng)計難題。Blix(1995)解決了前兩個問題，而Faust and Leeper(1997)和Cooley and Dwyer(1998)解決了第三個問題。
濾波方法可以剔除一個時間序列中的噪聲，因此常用的濾波方法，包括HP濾波(Hodrick-Prescott fliter)、帶通濾波(band pass filter)和卡爾曼濾波(Kalman filter)，都可以用來過濾標(biāo)題通貨膨脹中的暫時性價格波動。由于小波方法(wavelet methods)能夠處理時間序列數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)、不連續(xù)跳躍和結(jié)構(gòu)變化等傳統(tǒng)方法很難處理的問題，所以也被用來估計核心通貨膨脹。Anderson et al.(2007)、Down et al.(2010)和Baqaee(2010)采用小波方法估計了美國和新西蘭的核心通貨膨脹。
(二)基于“普遍性通貨膨脹”定義的核心通貨膨脹度量
根據(jù)核心通貨膨脹的“普遍性通貨膨脹”定義，各類商品的價格變化可以分解為核心通貨膨脹和異質(zhì)性相對價格之和。根據(jù)這種分解方法，衍生出三類核心通貨膨脹度量方法，本文將之稱為基于波動性的計算方法(methods based on volatility)、基于持續(xù)性的計算方法(methods based on persistence)和基于動態(tài)因子的計算方法(methods based on dynamic factor)。
1.基于波動性的計算方法
剔除法是剔除價格易受非經(jīng)濟(jì)因素影響且波動劇烈的商品(相當(dāng)于權(quán)重等于0)，根據(jù)剩余的各類商品的價格通過支出比例加權(quán)來計算核心通貨膨脹。剔除法是最常用的核心通貨膨脹度量方法，而剔除的對象通常包括食品價格、能源價格、間接稅和利息支出。
如果α=50%，則得到加權(quán)中位數(shù)的核心通貨膨脹度量。利用截尾平均法計算核心通貨膨脹與α的選取密切相關(guān)，Tahir(2003)提出了確定α大小的均方根誤差準(zhǔn)則(root mean squared error，RMSE)，按照均方根誤差最小的原則選擇α，即
當(dāng)然，除了方差以外，還可以用其他的指標(biāo)，比如標(biāo)準(zhǔn)差和絕對離差，度量各類商品價格變化的波動性。與剔除法、加權(quán)中位數(shù)法和截尾平均法相比，波動性加權(quán)法不需要剔除某些商品的價格，可以更加充分地利用各類商品價格中包含的通貨膨脹信息。但是，采用不同的波動性指標(biāo)，得到的核心通貨膨脹權(quán)重有時差異很大。而且，各類商品價格變化的 波動性是隨時間變化的，所以需要不斷根據(jù)新的樣本數(shù)據(jù)重新修正權(quán)重。其實(shí)，基于波動性的計算方法都面臨權(quán)重修正問題。
基于波動性的計算方法是最常用的核心通貨膨脹度量方法，尤其是剔除法、加權(quán)中位數(shù)法和截尾平均法這三種方法。范躍進(jìn)和馮維江(2005)基于剔除法、加權(quán)中位數(shù)法和截尾平均法計算了1995-2004年中國核心通貨膨脹，并在此基礎(chǔ)上討論了中國核心通貨膨脹與宏觀經(jīng)濟(jì)狀況的關(guān)系。但是，這類方法最大的問題在于，僅僅根據(jù)各類商品價格的波動性計算核心通貨膨脹，價格波動性較大的商品將被剔除，完全沒有考慮各類商品在居民消費(fèi)支出中的重要程度。比如，食品在我國CPI中占有1/3左右的權(quán)重，即使食品價格的波動性很強(qiáng)，但是將食品價格在核心通貨膨脹度量中剔除也是不合適的。Anderson et al.(2007)提出了一個改進(jìn)的波動性加權(quán)法，各類商品的價格變化在核心通貨膨脹中的權(quán)重不僅取決于價格變化的波動性，還取決于支出權(quán)重的大小，計算公式如下：
重新標(biāo)度使其和等于1，即可得到各類商品在核心通貨膨脹中的權(quán)重。
但是，由于缺乏選取預(yù)測期的標(biāo)準(zhǔn)，現(xiàn)有的研究不是按照預(yù)測未來通貨膨脹的能力給各類商品的價格變化賦權(quán)，而是根據(jù)各類商品價格變化的持續(xù)性給各類商品賦權(quán)。Cutler(2001)和Bilke and Stracca(2007)假設(shè)各類商品價格變化服從如下的自回歸模型：
Gadzinski and Fabrice(2004)還提出了一個根據(jù)半衰期方法(half-life indicator)計算持續(xù)性系數(shù)的方法，所謂半衰期是指暫時性沖擊影響超出其最初影響一半的時期數(shù)。范志勇和張鵬龍(2010)采用Gadzinski and Fabrice(2004)的方法，構(gòu)建了中國基于價格上漲慣性權(quán)重的核心通貨膨脹指標(biāo)。
3.基于動態(tài)因子的計算方法
式(2)假設(shè)各類商品的價格變化中存在一個共同的動態(tài)因子，即核心通貨膨脹?；趧討B(tài)因子的計算方法采用統(tǒng)計方法，通過從各類商品的價格變化中提取共同的動態(tài)因子來估計核心通貨膨脹。常用的方法有三種：一種方法是將估計核心通貨膨脹的計量經(jīng)濟(jì)模型表示成狀態(tài)-空間模型(state space model)的形式并用卡爾曼濾波估計不可觀測的核心通貨膨脹；一種方法是利用Forni et al.(2000，2005)提出的廣義動態(tài)因子模型(generalized dynamic factor model)來估計核心通貨膨脹；一種方法是采用協(xié)整-誤差修正模型的調(diào)節(jié)系數(shù)矩陣正交分解技術(shù)來估計協(xié)整向量系統(tǒng)的共同因子即核心通貨膨脹。
(1)狀態(tài)-空間模型
侯成琪等(2011)認(rèn)為，式(2)所示的分解方式有悖經(jīng)濟(jì)直覺，提出了式(3)所示的分解公式。在這個分解公式中，核心通貨膨脹的系數(shù)不再是常數(shù)1，而是一個需要估計的參數(shù)。核心通貨膨脹及其系數(shù)都需要估計，這會造成不可識別問題。他們提出了一個兩階段估計方法來解決這個問題：第一階段根據(jù)核心通貨膨脹的變量估計式(3)中核心通貨膨脹的系數(shù)，并采用Wooldridge(2001)提出的多指示器方法(multiple indicator solution)和廣義矩估計(GMM)來解決變量的測量誤差所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題；第二階段將估計核心通貨膨脹的計量經(jīng)濟(jì)模型表示成狀態(tài)-空間模型的形式，代入第一階段得到的核心通貨膨脹系數(shù)的一致估計值，通過卡爾曼濾波估計不可觀測的核心通貨膨脹。他們采用這種方法估計了中國的核心通貨膨脹，得到了有效的核心通貨膨脹度量。Hou and Gong(2011b)進(jìn)一步在式(3)中引入通貨膨脹的慣性作用，估計了美國的核心通貨膨脹。
(2)廣義動態(tài)因子模型
Forni et al.(2000，2005)提出的廣義動態(tài)因子模型的基本結(jié)構(gòu)與式(2)非常相似，從而被Cristadoro et al.(2005)和Reis and Watson(2010)用來估計核心通貨膨脹。為了用廣義動態(tài)因子模型估計核心通貨膨脹，首先需要將式(16)中的動態(tài)因子即核心通貨膨脹進(jìn)行進(jìn)一步的分解：
Bagliano and Morana(2003a，2003b)、王少平和譚本艷(2009)分別用這種方法估計了美國、英國和中國的核心通貨膨脹。但是，這種基于協(xié)整-誤差修正模型估計核心通貨膨脹的方法僅適用于各種商品的價格變化是1階單整序列且存在協(xié)整關(guān)系的情形。一般情況下，同比通貨膨脹序列是非平穩(wěn)的，而環(huán)比通貨膨脹序列是平穩(wěn)的，因此這種方法僅可以分析同比通貨膨脹序列。此外，如果k=J-r＞1，則協(xié)整向量系統(tǒng)存在多個共同因子，無法識別核心通貨膨脹。
(三)基于“福利損失”定義的核心通貨膨脹
Sivieroand Veronese(2011)假設(shè)貨幣政策的目標(biāo)是福利損失最小化，其中福利損失函數(shù)取如下的形式：
再通過重新標(biāo)度得到四個部門在核心通貨膨脹中的權(quán)重。Siviero and Veronese(2011)發(fā)現(xiàn)，雖然四個部門在基于福利損失定義度量的核心通貨膨脹中的權(quán)重會隨著參數(shù)取值的變化而變化，但是食品和能源的權(quán)重始終很?。欢?，與盯住基于福利損失定義的核心通貨膨脹度量相比，貨幣政策盯住CPI、盯住剔除食品和能源的核心CPI和盯住采用波動性加權(quán)法計算的核心CPI都會使福利損失顯著上升。然而，Siviero and Veronese(2011)的模型完全是先驗性的，沒有建立在廠商、家庭和中央銀行的優(yōu)化行為的基礎(chǔ)上。
Eusepi et al.(2011)采用了與Siviero and Veronese(2011)相同的思路：通過最小化福利損失來求解各部門通貨膨脹在核心通貨膨脹中的最優(yōu)權(quán)重。Eusepi et al.(2011)建立了一個多部門新凱恩斯模型來描述各部門在價格粘性和勞動收入份額等方面的異質(zhì)性以及廠商、家庭和中央銀行的最優(yōu)決策。他們發(fā)現(xiàn)，貨幣政策盯住基于福利損失最小化計算的核心通貨膨脹時的福利損失要顯著小于盯住標(biāo)題通貨膨脹和盯住剔除食品與能源的核心通貨膨脹時的福利損失；而且，決定各部門在核心通貨膨脹中權(quán)重大小的關(guān)鍵因素是各部門商品的價格粘性，價格粘性越大則該部門在核心通貨膨脹中的權(quán)重越大。這與Aoki(2001)和Benigno(2004)的結(jié)論是一致的，即因為價格粘性越大則名義摩擦導(dǎo)致的扭曲也越大，所以貨幣政策應(yīng)該更加關(guān)注價格粘性較強(qiáng)的部門。
Hou and Gong(2011a)建立了一個存在多個異質(zhì)性生產(chǎn)部門的新凱恩斯模型，證明了多部門情形下的福利損失函數(shù)：
四、評價
根據(jù)第三部分可知，目前存在大量的核心通貨膨脹度量方法。那么，貨幣當(dāng)局在制定貨幣政策時，應(yīng)該如何在這些不同的核心通貨膨脹度量中進(jìn)行選擇呢？不幸的是，對于如何評價核心通貨膨脹度量，同樣存在許多不同的評價標(biāo)準(zhǔn)。這些標(biāo)準(zhǔn)可以大致分為定性標(biāo)準(zhǔn)、統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)和福利標(biāo)準(zhǔn) 。其中，基于“持續(xù)性通貨膨脹”定義和“普遍學(xué)術(shù)參考網(wǎng)dylw.net性通貨膨脹”定義的核心通貨膨脹度量都采用統(tǒng)計方法來估計，通常也采用統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)來評價；而基于福利損失定義的核心通貨膨脹度量則采用福利標(biāo)準(zhǔn)來評價。所謂福利標(biāo)準(zhǔn)是指根據(jù)福利損失的大小評價核心通貨膨脹度量的優(yōu)劣，貨幣政策盯住某個核心通貨膨脹度量時名義摩擦導(dǎo)致的福利損失越小，則該核心通貨膨脹度量越有效。下面主要介紹定性標(biāo)準(zhǔn)和統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)。
(一)定性標(biāo)準(zhǔn)
Roger(1998)和Wynne(1999)最早提出了核心通貨膨脹應(yīng)該滿足的幾個定性標(biāo)準(zhǔn)，主要包括：
(1)及時的(timely)或者實(shí)時的(real-time)，要求核心通貨膨脹指標(biāo)應(yīng)該能夠根據(jù)最新的價格調(diào)查數(shù)據(jù)及時計算和更新，這樣貨幣當(dāng)局才能根據(jù)最新的經(jīng)濟(jì)動態(tài)制定貨幣政策。根據(jù)平滑方法計算的核心通貨膨脹不能滿足這個性質(zhì)，比如，中心化的移動平均無法實(shí)時計算，而非中心化的移動平均和指數(shù)平滑則過度依賴歷史信息。
(2)可信的(credible)，要求核心通貨膨脹指標(biāo)能夠被公眾信賴。只有貨幣當(dāng)局采用的通貨膨脹指標(biāo)是可信的，貨幣政策才可能是可信的?？尚判砸蠛诵耐ㄘ浥蛎浿笜?biāo)能夠被貨幣當(dāng)局和統(tǒng)計部門之外的外部機(jī)構(gòu)重新計算和驗證。如果一個核心通貨膨脹指標(biāo)不能被外部機(jī)構(gòu)驗證，則其可信度將顯著降低。
(3)可理解的(understandable)，要求核心通貨膨脹指標(biāo)的計算方法易于被公眾理解。雖然要求度量方法的計算細(xì)節(jié)能夠被廣泛理解可能不是必不可少的(即使是CPI的具體計算方法，缺乏專業(yè)背景的公眾也可能無法理解)，但是至少其計算方法可以用一種非技術(shù)性的語言來描述，能夠明確解釋核心通貨膨脹和標(biāo)題通貨膨脹之間的差異。
(4)穩(wěn)健的(robust)，要求核心通貨膨脹指標(biāo)不會面臨重大修正。隨著數(shù)據(jù)的不斷完善，或者是計算方法和分類標(biāo)準(zhǔn)發(fā)生了變化，需要對統(tǒng)計指標(biāo)的歷史數(shù)據(jù)進(jìn)行修正，這是統(tǒng)計領(lǐng)域的國際慣例。核心通貨膨脹指標(biāo)的穩(wěn)健性，重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)核心通貨膨脹指標(biāo)的計算結(jié)果不會隨著樣本區(qū)間的變化而發(fā)生顯著的變化。
(二)統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)
統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)是核心通貨膨脹評價中最常用的標(biāo)準(zhǔn)，目前也存在許多不同的統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)。
1.基本統(tǒng)計性質(zhì)
Clark(2001)認(rèn)為，因為核心通貨膨脹主要剔除了標(biāo)題通貨膨脹中由暫時性或部門特有沖擊導(dǎo)致的價格變化，所以核心通貨膨脹應(yīng)該具有與標(biāo)題通貨膨脹相同的長期均值，同時應(yīng)該具有比標(biāo)題通貨膨脹更小的波動性。Marquesa et al.(2003)認(rèn)為，由于這些沖擊導(dǎo)致的價格變化不應(yīng)該對標(biāo)題通貨膨脹具有系統(tǒng)性的影響，所以標(biāo)題通貨膨脹和核心通貨
2.追蹤通貨膨脹趨勢
Bryan et al.(1997)，Cecchetti(1997)和Clark(2001)認(rèn)為，既然核心通貨膨脹要剔除標(biāo)題通貨膨脹中的暫時性波動，度量通貨膨脹的長期趨勢，那么就應(yīng)該根據(jù)核心通貨膨脹追蹤通貨膨脹趨勢(tracking trend inflation)的能力進(jìn)行評價。Rich and Steindel(2007)認(rèn)為，可以用兩種方法評價核心通貨膨脹追蹤通貨膨脹趨勢的能力。第一種方法認(rèn)為，核心通貨膨脹既不能低估也不能高估標(biāo)題通貨膨脹，因此應(yīng)該與標(biāo)題通貨膨脹具有相同的長期均值。這是易于理解并且容易檢驗的。第二種方法認(rèn)為，核心通貨膨脹應(yīng)該能夠很好地描述趨勢性通貨膨脹的變化。要實(shí)施第二種檢驗方法，必須先完成兩個工作。①要構(gòu)造一個能夠反映通貨膨脹趨勢的序列，記為π[trend][，t]。Bryan et al.(1997)，Cecchetti(1997)和Clark(2001)都對標(biāo)題通貨膨脹序列進(jìn)行高階中心化移動平均來計算趨勢性通貨膨脹，而Rich and Steindel(2007)則采用了帶通濾波來度量趨勢性通貨膨脹。②要選擇一個度量核心通貨膨脹與通貨膨脹趨勢之間差異的標(biāo)準(zhǔn)，常用的標(biāo)準(zhǔn)包括均方根誤差(root mean squared error，RMSE)和絕對離差(mean absolute deviation，MAD)：
很顯然，如果能夠追蹤通貨膨脹的趨勢，則能夠提高核心通貨膨脹指導(dǎo)貨幣政策操作的能力。但是，關(guān)鍵的問題在于如何選取趨勢性通貨膨脹序列。如果已經(jīng)有一個能夠反映通貨膨脹趨勢的序列，則依據(jù)該序列制定貨幣政策即可，不再需要計算核心通貨膨脹。如果沒有能夠反映通貨膨脹趨勢的序列，則如何構(gòu)造或者選擇能夠反映通貨膨脹趨勢的序列又成為一個新的問題。
3.預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹
Bryan and Cecchetti(1993)、Lafleche(1997)、Clark(2001)、Cogley(2002)和Smith(2004)等認(rèn)為，貨幣政策存在滯后效應(yīng)，因此，如果核心通貨膨脹能夠預(yù)測未來的標(biāo)題通貨膨脹(forecasting headline inflation)，則貨幣政策盯住學(xué)術(shù)參考網(wǎng)dylw.net核心通貨膨脹顯然要優(yōu)于盯住標(biāo)題通貨膨脹。然而，對于如何檢驗核心通貨膨脹預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹的能力，存在很多爭議。Bryan and Cecchetti(1993)采用如下的回歸方程直接檢驗核心通貨膨脹對標(biāo)題通貨膨脹的預(yù)測能力：
除了上述這幾篇文獻(xiàn)之外，還有許多文獻(xiàn)也非常強(qiáng)調(diào)核心通貨膨脹預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹的能力，比如Song(2005)、Stavrev(2010)和Tierney(2011)。然而，Marquesa et al.(2003)認(rèn)為，不應(yīng)該根據(jù)對標(biāo)題通貨膨脹的預(yù)測能力來評價核心通貨膨脹。為了能夠很好地預(yù)測未來的標(biāo)題通貨膨脹，核心通貨膨脹必須能夠描述標(biāo)題通貨膨脹中的短期波動。但是，度量核心通貨膨脹正是要剔除標(biāo)題通貨膨脹中的暫時性波動，因此預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹正是我們不希望核心通貨膨脹具備的特征。Wynne(2008)認(rèn)為，如果度量核心通貨膨脹是為了預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹，為什么不采用信息更多、效果更好的多元預(yù)測方法呢Marquesa et al.(2003)建議用如下的因果關(guān)系檢驗代替預(yù)測能力檢驗。
4.因果關(guān)系檢驗(causality test)
因果關(guān)系要求核心通貨膨脹是標(biāo)題通貨膨脹的格蘭杰原因(Granger-Cause)，即在預(yù)測當(dāng)前的標(biāo)題通貨膨脹時，過去的核心通貨膨脹具有過去的標(biāo)題通貨膨脹不具備的有用信息。但是，反之則不成立，即標(biāo)題通貨膨脹不應(yīng)該是核心通貨膨脹的格蘭杰原因。當(dāng)標(biāo)題通貨膨脹和核心通貨膨脹都是1階單整序列時，可以采用Marquesa et al.(2003)提出的如下檢驗方法：
(三)檢驗結(jié)果
很多學(xué)者采用不同的檢驗方法和不同國家的數(shù)據(jù)對各種核心通貨膨脹度量進(jìn)行了統(tǒng)計檢驗，但是檢驗結(jié)果并不一致。
Bihan and Sedillot(2000，2002)根據(jù)法國的CPI數(shù)據(jù)對采用基于波動性的計算方法、基于動態(tài)因子的計算方法和SVAR方法計算的5種核心通貨膨脹度量進(jìn)行 了預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹能力的檢驗，發(fā)現(xiàn)雖然在樣本期內(nèi)核心通貨膨脹是標(biāo)題通貨膨脹的Granger原因，但是樣本外的預(yù)測結(jié)果很不理想。相對而言，截尾平均法略勝一籌。
Marquesa et al.(2003)根據(jù)美國的CPI數(shù)據(jù)對采用剔除能源和食品、截尾平均法和加權(quán)中位數(shù)法計算的核心通貨膨脹度量進(jìn)行了基本統(tǒng)計性質(zhì)檢驗和因果關(guān)系檢驗，發(fā)現(xiàn)采用截尾平均法和加權(quán)中位數(shù)法可以得到有效的核心通貨膨脹度量，而剔除能源和食品不能得到有效的核心通貨膨脹度量。Marquesa et al.(2003)采用Marquesa et al.(2002)提出的方法對美國、德國、法國、意大利、西班牙和葡萄牙等六國采用剔除法計算的核心通貨膨脹進(jìn)行了有效性檢驗，同樣發(fā)現(xiàn)采用剔除法無法得到有效的核心通貨膨脹度量。
Dixon and Lim(2004)根據(jù)澳大利亞的CPI數(shù)據(jù)對采用基于波動性的計算方法和基于動態(tài)因子的計算方法計算的5種核心通貨膨脹進(jìn)行了基本統(tǒng)計性質(zhì)檢驗和因果關(guān)系檢驗，發(fā)現(xiàn)只有基于動態(tài)因子方法計算的核心通貨膨脹(采用卡爾曼濾波)能夠通過這些檢驗。
Rich and Steindel(2007)根據(jù)美國的CPI和PCE(personal consumption expenditure，個人消費(fèi)支出價格指數(shù))數(shù)據(jù)對采用剔除法、加權(quán)中位數(shù)法和指數(shù)平滑法計算的核心通貨膨脹進(jìn)行了追蹤通貨膨脹趨勢的能力和預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹的能力兩方面的比較，發(fā)現(xiàn)采用不同的標(biāo)題通貨膨脹、不同的樣本區(qū)間和不同的評價標(biāo)準(zhǔn)會得到不同的結(jié)論，不能找到一種最好的核心通貨膨脹度量。
Bermingham(2010)根據(jù)美國的PCE數(shù)據(jù)對采用單變量濾波和平滑方法、基于波動性的計算方法、基于持續(xù)性的計算方法、基于動態(tài)因子的計算方法和SVAR方法計算的10種不同的核心通貨膨脹進(jìn)行了追蹤通貨膨脹趨勢的能力和預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹的能力兩方面的比較，發(fā)現(xiàn)很難找到更加有效的核心通貨膨脹度量；而且，這些核心通貨膨脹度量追蹤通貨膨脹趨勢的能力和預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹的能力居然無法超越簡單的基準(zhǔn)序列。
Down et al.(2010)根據(jù)美國的CPI數(shù)據(jù)對采用基于波動性的計算方法、單變量平滑方法和小波方法計算的核心通貨膨脹進(jìn)行了基本統(tǒng)計性質(zhì)檢驗以及追蹤通貨膨脹趨勢能力和預(yù)測標(biāo)題通貨膨脹能力的比較，發(fā)現(xiàn)根據(jù)小波方法計算的核心通貨膨脹表現(xiàn)最好。
上述這些研究表明，不同的國家、不同的標(biāo)題通貨膨脹、不同的樣本區(qū)間和不同的評價標(biāo)準(zhǔn)會得到不同的結(jié)論。至于無法得到一致檢驗結(jié)論的原因，Rich and Steindel(2007)認(rèn)為，暫時性價格變化的特點(diǎn)和原因千變?nèi)f化，一種特定的核心通貨膨脹度量方法顯然無法有效地剔除所有的暫時性價格波動。Silver(2007)認(rèn)為，應(yīng)該使用多個核心通貨膨脹作為操作目標(biāo)。如果不同的核心通貨膨脹度量給出了類似的結(jié)果，則貨幣當(dāng)局可以根據(jù)這些度量作出令人信服的決策。如果結(jié)論不一致，則需要根據(jù)這些核心通貨膨脹構(gòu)造方法的差異來分析通貨膨脹過程。此外，適用于一個國家的核心通貨膨脹評價標(biāo)準(zhǔn)，可能對另一個國家是不適用的；適用于一個國家的核心通貨膨脹度量，也可能對另一個國家是不適用的。因此，核心通貨膨脹的計算和評價要基于具體國家的數(shù)據(jù)。
五、應(yīng)用
在核心通貨膨脹領(lǐng)域，一個備受關(guān)注的問題是，核心通貨膨脹是否比標(biāo)題通貨膨脹更適合作為貨幣政策的通貨膨脹目標(biāo)。其實(shí)，本文歸納的三種核心通貨膨脹定義已經(jīng)回答了“為什么貨幣政策應(yīng)該盯住核心通貨膨脹”這一問題：因為貨幣政策要經(jīng)過一個較長且不確定的時滯期才能發(fā)揮作用，所以貨幣政策應(yīng)該盯住持續(xù)性通貨膨脹；因為貨幣政策是一種總量調(diào)節(jié)政策，不具備結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)功能，所以貨幣政策應(yīng)該盯住普遍性通貨膨脹；因為名義摩擦?xí)砼で载泿耪邞?yīng)該盯住能夠使福利損失最小化的通貨膨脹度量?，F(xiàn)有的研究也多從以上三個角度對為什么貨幣政策應(yīng)該盯住核心通貨膨脹進(jìn)行定性分析，但是定量研究還很少。直到最近幾年才有一些學(xué)者利用多部門新凱恩斯模型對核心通貨膨脹領(lǐng)域的這個關(guān)鍵問題進(jìn)行深入的定量分析。
Dhawan and Jeske(2007)在新凱恩斯模型中引入能源部門，并假設(shè)能源既進(jìn)入家庭的最終消費(fèi)又進(jìn)入廠商的生產(chǎn)函數(shù)，研究貨幣政策應(yīng)該如何應(yīng)對能源價格沖擊。沖擊-響應(yīng)分析表明，與盯住標(biāo)題通貨膨脹的貨幣政策相比，貨幣政策盯住剔除能源價格的核心通貨膨脹能夠減輕能源價格上升導(dǎo)致的產(chǎn)出下降和通脹上升。因此，貨幣政策應(yīng)該盯住核心通貨膨脹。Mishkin(2007)利用美聯(lián)儲建立和維護(hù)的FRB/US模型，在聯(lián)邦基金利率分別盯住PCE和核心PCE(剔除食品和能源后的PCE)這兩種不同的貨幣政策情景下，模擬了石油價格上升對美國經(jīng)濟(jì)的學(xué)術(shù)參考網(wǎng)dylw.net影響，發(fā)現(xiàn)相對于盯住核心PCE的貨幣政策，盯住PCE會導(dǎo)致貨幣政策過度緊縮，聯(lián)邦基金利率大幅上升從而失業(yè)率顯著上升。Bodenstein et al.(2008)建立了一個包含能源部門并存在價格粘性和工資粘性的動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型，證明了代表性家庭的福利損失函數(shù)，發(fā)現(xiàn)完全靈活的能源價格波動不影響福利水平。Bodenstein et al.(2008)比較了盯住標(biāo)題通貨膨脹和盯住剔除能源價格的核心通貨膨脹兩種不同的前瞻性泰勒規(guī)則，發(fā)現(xiàn)當(dāng)經(jīng)濟(jì)面臨能源價格沖擊時，采用第二種泰勒規(guī)則可以得到與完全承諾的最優(yōu)貨幣政策非常相近的反應(yīng)模式，而采用第一種泰勒規(guī)則會嚴(yán)重偏離最優(yōu)貨幣政策并導(dǎo)致較大的福利損失。
以上三篇論文建立的都是包含能源部門和消費(fèi)品部門的兩部門模型，只能夠比較標(biāo)題通貨膨脹和剔除能源價格得到的核心通貨膨脹。但是，還存在許多不同的核心通貨膨脹度量方法，剔除法僅僅是其中的一種。要在眾多的核心通貨膨脹度量和標(biāo)題通貨膨脹之間進(jìn)行系統(tǒng)的比較，必須建立更加貼近現(xiàn)實(shí)的多部門新凱恩斯模型。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)都建立了標(biāo)準(zhǔn)的多部門新凱恩斯模型，并采用福利標(biāo)準(zhǔn)對盯住標(biāo)題通貨膨脹和各種核心通貨膨脹的貨幣政策進(jìn)行了比較，發(fā)現(xiàn)采用基于“福利損失”定義的核心通貨膨脹度量能夠顯著減小名義摩擦導(dǎo)致的扭曲。Siviero and Veronese(2011)和Hou and Gong(2011a)還發(fā)現(xiàn)，盯住基于“福利損失”定義的核心通貨膨脹度量能夠提高貨幣政策的短期非中性程度。
現(xiàn)有的研究都表明，貨幣政策更應(yīng)該盯住核心通貨膨脹，這為核心通貨膨脹在貨幣政策決策過程的使用提供了強(qiáng)大的理論支持。實(shí)際上，自20世紀(jì)90年代通貨 膨脹目標(biāo)制出現(xiàn)以來，世界各國的中央銀行越來越重視核心通貨膨脹。美聯(lián)儲主席伯南克在《通貨膨脹目標(biāo)制：國際經(jīng)驗》一書中指出，因為核心通貨膨脹度量的是標(biāo)題通貨膨脹的潛在趨勢而不是暫時性波動，所以核心通貨膨脹更適合作為貨幣政策的通貨膨脹目標(biāo)；而且，使用核心通貨膨脹有助于中央銀行向公眾解釋并不是所有沖擊導(dǎo)致的價格上漲都會導(dǎo)致持久的通貨膨脹。美聯(lián)儲特別關(guān)注核心PCE。自2004年7月起，美聯(lián)儲開始在每半年一次向國會提交的貨幣政策報告(Monetary Policy Report)中提出公開市場委員會(FOMC)對核心PCE的預(yù)測。歐洲中央銀行雖然沒有明確將核心通貨膨脹作為其貨幣政策的通貨膨脹指標(biāo)，但是其貨幣政策的目標(biāo)是消費(fèi)者價格調(diào)和指數(shù)(harmonized index of consumer price，HICP)年度增長率低于2%，即中長期的價格穩(wěn)定，這與在度量核心通貨膨脹時要消除短期內(nèi)的暫時性價格波動是不謀而合的。而且，歐洲中央銀行還在其月度公告(Monthly Bulletin)中例行公布各種核心通貨膨脹指標(biāo)。新西蘭在1990年就開始實(shí)行通貨膨脹目標(biāo)制，是世界上最早采用這種貨幣政策策略的國家，其通貨膨脹目標(biāo)是在中期CPI年度增長率在1%—3%之間，但是新西蘭儲備銀行與政府簽訂的政策目標(biāo)協(xié)議(policy targets agreement，PTA)指出，因為包含各種暫時性波動，所以實(shí)際的CPI會圍繞中期通貨膨脹趨勢波動。1999年的PTA更是明確指出，價格的潛在趨勢即核心通貨膨脹才是貨幣政策的合適目標(biāo)。加拿大銀行于1991年開始實(shí)行通貨膨脹目標(biāo)制。雖然與新西蘭一樣，其通貨膨脹目標(biāo)是用標(biāo)題通貨膨脹描述的，但是加拿大銀行認(rèn)為核心通貨膨脹能夠為貨幣政策的制定提供有用的指導(dǎo)。表1給出了世界各國官方采用的核心通貨膨脹度量。很顯然，簡單易懂的剔除法依然是最常用的核心通貨膨脹度量方法。但是，正如Rich and Steindel(2007)指出的那樣，沒有任何證據(jù)表明剔除法是一種好的核心通貨膨脹度量。
六、結(jié)論和展望
本文歸納了三種不同的核心通貨膨脹定義——“持續(xù)性通貨膨脹”定義、“普遍性通貨膨脹”定義和基于福利損失的定義。其中，根據(jù)“持續(xù)性通貨膨脹”定義和“普遍性通貨膨脹”定義度量核心通貨膨脹需要借助于統(tǒng)計方法剔除由暫時性或者部門特有沖擊導(dǎo)致的價格變化，可以歸結(jié)為一類，即基于統(tǒng)計模型的核心通貨膨脹度量。估計此類核心通貨膨脹度量需要區(qū)分由持續(xù)性和普遍性沖擊導(dǎo)致的價格變化和由暫時性和部門特有沖擊導(dǎo)致的價格變化，需要識別哪些沖擊是持續(xù)性和普遍性的，哪些沖擊是暫時性和部門特有的，以及這些不同種類的沖擊對各種商品的價格變化造成了什么影響。很顯然，式(1)和式(2)所示的分解方法還過于簡略。侯成琪等(2011)在這方面進(jìn)行了有益的嘗試，他們通過多部門新凱恩斯菲利普斯曲線對各部門商品的價格變化進(jìn)行深入分析，在此基礎(chǔ)上提出商品價格變化的分解公式。本文認(rèn)為，多部門貨幣理論的發(fā)展和完善將有助于更加深入地剖析總量因素和部門因素對各部門通貨膨脹的影響，為有效地度量核心通貨膨脹提供更好的理論基礎(chǔ)。此外，如果能夠綜合“持續(xù)性通貨膨脹”和“普遍性通貨膨脹”這兩種定義，在度量核心通貨膨脹時既剔除暫時性沖擊導(dǎo)致的價格變化又剔除部門特有沖擊導(dǎo)致的價格變化，將能夠提高此類核心通貨膨脹度量的有效程度。另一類基于福利損失的核心通貨膨脹定義認(rèn)為，貨幣當(dāng)局反對通貨膨脹的原因是通貨膨脹會帶來福利損失，因此核心通貨膨脹是能夠使福利損失最小化亦即能夠使名義摩擦導(dǎo)致的扭曲最小化的通貨膨脹度量方法。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)等在這方面進(jìn)行了有益的嘗試。他們構(gòu)建了存在多個異質(zhì)性生產(chǎn)部門的新凱恩斯模型，借助于福利分析求出了各部門通貨膨脹在核心通貨膨脹中的權(quán)重，然后通過對各部門通貨膨脹的加權(quán)平均計算核心通貨膨脹。他們發(fā)現(xiàn)，各部門通貨膨脹在核心通貨膨脹中的權(quán)重主要取決于各部門商品的價格粘性水平，價格粘性越大則該部門通貨膨脹在核心通貨膨脹中的權(quán)重越大。然而，除了價格粘性水平之外，還有哪些部門異質(zhì)性因素造成了部門之間的差異以及這些因素如何影響福利損失，還需要更加深入的研究。
這兩類不同的定義衍生出兩類不同的核心通貨膨脹度量方法?；诔掷m(xù)性和普遍性通貨膨脹定義的核心通貨膨脹度量都建立在統(tǒng)計模型的基礎(chǔ)上。其中，基于動態(tài)因子的計算方法能夠更加充分地利用橫截面和時間序列兩個維度的信息，從而更具優(yōu)越性。而且，在估計核心通貨膨脹的狀態(tài)-空間模型中，觀測方程可以隨著商品價格分解公式的改進(jìn)而擴(kuò)展，適應(yīng)性很強(qiáng)。當(dāng)然，采用計量經(jīng)濟(jì)方法估計核心通貨膨脹面臨一個問題：新的樣本數(shù)據(jù)學(xué)術(shù)參考網(wǎng)dylw.net的加入會改變歷史上的估計值。只有當(dāng)歷史估計值的改變可以忽略不計時，才可以放心地采用計量經(jīng)濟(jì)方法估計核心通貨膨脹，因此結(jié)構(gòu)斷點(diǎn)的甄別和樣本周期的選取至關(guān)重要?；诟＠麚p失定義度量的核心通貨膨脹是根據(jù)代表性家庭的福利損失最小化直接求解出來的，所以這類核心通貨膨脹度量的構(gòu)造直接取決于貨幣理論模型的構(gòu)建。只有當(dāng)一個貨幣理論模型能夠很好地擬合現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)時，根據(jù)該模型構(gòu)造的核心通貨膨脹才是有效的。
評價這兩類不同的核心通貨膨脹度量需要不同的標(biāo)準(zhǔn)?；诮y(tǒng)計模型估計的核心通貨膨脹更多地采用統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)來評價。雖然評價標(biāo)準(zhǔn)很多，但是本文認(rèn)為，核心通貨膨脹應(yīng)該滿足具有與標(biāo)題通貨膨脹相同的長期均值、具有比標(biāo)題通貨膨脹更小的波動性、標(biāo)題通貨膨脹和核心通貨膨脹之間的差異是一個均值為零的平穩(wěn)序列等基本統(tǒng)計性質(zhì)，以及核心通貨膨脹是標(biāo)題通貨膨脹的格蘭杰原因而標(biāo)題通貨膨脹不是核心通貨膨脹的格蘭杰原因這種因果關(guān)系。特別是滿足“標(biāo)題通貨膨脹和核心通貨膨脹之間的差異是一個均值為零的平穩(wěn)序列”這個性質(zhì)使得盯住核心通貨膨脹不僅有助于制定更加有效的貨幣政策，而且可以兼顧穩(wěn)定居民生活成本的目標(biāo)。從構(gòu)造原理來講，對基于福利損失定義度量的核心通貨膨脹沒有統(tǒng)計性質(zhì)的要求。Siviero and Veronese(2011)甚至認(rèn)為，因為統(tǒng)計標(biāo)準(zhǔn)在這類核心通貨膨脹度量的構(gòu)造中不起任何作用，所以不應(yīng)該要求這類核心通貨膨脹度量滿足這些統(tǒng)計性質(zhì)。但是，本文認(rèn)為，如果這類核心通貨膨脹度量具備優(yōu)良的統(tǒng)計性質(zhì)，相當(dāng)于兼具統(tǒng)計基礎(chǔ)和理論基礎(chǔ)，對于核心通貨膨脹的推廣和應(yīng)用大有裨益。
第2篇：通貨膨脹的趨勢范文
【關(guān)鍵詞】通貨膨脹;成本推動;勞動力成本
一、研究貨幣供應(yīng)量增速可以預(yù)測本輪通貨膨脹趨勢嗎?
8月通貨膨脹達(dá)6.2%，仍處于本輪通貨膨脹上漲的高位。一些研究人員認(rèn)為，中國的通貨膨脹終究是貨幣現(xiàn)象，沒有前期的貨幣供應(yīng)量加速，就不會出現(xiàn)后期通貨膨脹水平上升。這種解釋固然有一定道理，但對中國貨幣與通貨膨脹之間聯(lián)系的解釋未免有些輕率和簡單。
貨幣主義通常認(rèn)為長期貨幣供應(yīng)量與通貨膨脹之間存在穩(wěn)定的聯(lián)系，主要是基于McCandless and Weber(1995)研究總結(jié)；在一些研究中，有些學(xué)者進(jìn)一步認(rèn)為貨幣供應(yīng)甚至在短期內(nèi)都可以提供關(guān)于經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹的較為可靠的預(yù)測和解釋。
依據(jù)不同的貨幣定義，我們實(shí)證檢驗了取自110個國家、1950年-2010年跨時達(dá)60年的數(shù)據(jù)?？疾炝讼喈?dāng)長時期里的平均通貨膨脹率以及不同口徑下的貨幣供應(yīng)環(huán)比增長率，發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹與貨幣供應(yīng)之間在長期內(nèi)確實(shí)存在相當(dāng)緊密的聯(lián)系。如果進(jìn)一步把樣本分為低通貨膨脹和高通貨膨脹兩組，我們發(fā)現(xiàn)低通貨膨脹水平的樣本組，通貨膨脹與貨幣供應(yīng)之間的緊密程度明顯減弱；只有在高通貨膨脹水平的樣本組，這一聯(lián)系才比較明顯。
二、研究菲利普斯曲線可以分析預(yù)測本輪通貨膨脹嗎?
新凱恩斯主義研究通貨膨脹使用的工具是菲利普斯曲線，菲利普斯曲線主要有三種基本模型來解釋通貨膨脹水平：一是基于失業(yè)率與貨幣工資增長率之間的交替關(guān)系來解釋；二是基于失業(yè)率與通貨膨脹水平之間的交替關(guān)系進(jìn)行解釋；最后是利用潛在經(jīng)濟(jì)增長率與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率缺口，和通貨膨脹水平之間的關(guān)系來說明。當(dāng)前的實(shí)證研究集中在最后一種菲利普斯曲線上?；诜评账骨€理論的解釋，經(jīng)濟(jì)增長缺口率與通貨膨脹率之間有正向關(guān)系，經(jīng)濟(jì)增長缺口率為正，意味著實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率超過潛在經(jīng)濟(jì)增長率，表示經(jīng)濟(jì)過熱，會伴隨著較高的通貨膨脹率。反之經(jīng)濟(jì)缺口率為負(fù)，意味著實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長率低于潛在經(jīng)濟(jì)增長率，經(jīng)濟(jì)趨冷，通貨有緊縮的壓力。
西方發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的中央銀行通常利用經(jīng)濟(jì)缺口和基于新凱恩斯主義的菲利普斯曲線來預(yù)測中期通貨膨脹水平。實(shí)證研究顯示，對西方發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體來說，利用這種方法預(yù)測通貨膨脹水平的準(zhǔn)確程度明顯優(yōu)于其他結(jié)構(gòu)性模型的預(yù)測結(jié)果。需要注意的是，任何理論的成立都有前提，菲利普斯曲線有效性前提是價格粘性或工資粘性，經(jīng)濟(jì)缺口之所以能夠預(yù)測通貨膨脹水平，是因為產(chǎn)品市場和要素市場上存在著普遍的價格粘性。如果市場上不存在價格粘性，市場能即時出清，產(chǎn)出缺口對通貨膨脹水平也就喪失了預(yù)測能力。當(dāng)前，中國市場上這種價格粘性相對較小，價格調(diào)整較為靈活，不具備菲利普斯曲線解釋通貨膨脹水平的前提條件，利用菲利普斯曲線不能很好的預(yù)測本輪通貨膨脹趨勢。
三、本輪通貨膨脹上漲的特征
中國的通貨膨脹率與經(jīng)濟(jì)增長率組合自2010年下半年以來出現(xiàn)明顯“相對滯漲”情形。2010年下半年以來的通貨膨脹率與經(jīng)濟(jì)增長率組合非常差。2011年的國內(nèi)生產(chǎn)總值增速為10.3%，大致對應(yīng)的2011年6月份的通貨膨脹同比增速為6.4%。相對于2004-2006年是中國通貨膨脹率與經(jīng)濟(jì)增長率良好組合時期，經(jīng)濟(jì)增速下降了大約1個百分點(diǎn)，但通貨膨脹卻提高了近4個百分點(diǎn)。
我們分離出超常通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長的影響，發(fā)現(xiàn)潛在國內(nèi)生產(chǎn)總值的增長速度在05-06年接近12.0%，而目前增長速度只有9.0%左右。特別是在2011年2季度，國內(nèi)生產(chǎn)總值環(huán)比增速跌到9.0%以下，而同期通貨膨脹的環(huán)比通貨膨脹率仍在上升，經(jīng)濟(jì)已處于明顯的“相對滯漲”情形。
四、成本推動的理論與現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)
在新凱恩斯主義動態(tài)隨機(jī)一般均衡模型中，商品價格依據(jù)經(jīng)勞動生產(chǎn)率調(diào)整后的工資進(jìn)行加成后生成,名義工資則依據(jù)通貨膨脹預(yù)期設(shè)定，勞動力工資成本上升推動產(chǎn)品邊際成本和價格上漲,價格連續(xù)上升又導(dǎo)致通貨膨脹預(yù)期上升，進(jìn)而推動名義工資進(jìn)一步上漲。就形成了“工資―價格”螺旋上升的價格水平上升循環(huán)。我們對跨度1990年―2010年的中國季度相關(guān)數(shù)據(jù)的實(shí)證回歸檢驗發(fā)現(xiàn)：勞動力成本快速上升已經(jīng)成為我國物價上漲的重要推動因素，與20世紀(jì)90年代初的通貨膨脹不同，當(dāng)前中國的通貨膨脹越來越多地顯現(xiàn)出成本推動型特征，工資-成本螺旋上升正在成為這一階段中國通貨膨脹形成的重要機(jī)制。伴隨著我國人口出生率的持續(xù)下降,老齡化的人口結(jié)構(gòu)逐步形成，中國的人口紅利正在消失殆盡，“劉易斯拐點(diǎn)”已經(jīng)到來。在今后相當(dāng)長的一段時期,勞動力的實(shí)際工資以及工資收入比都將不斷上升，對中國的通貨膨脹上漲存在持續(xù)的推動力。
然而“工資―價格”螺旋上升或者類似的成本推動通貨膨脹理論成立也是需要條件的。特別強(qiáng)調(diào)在成本加成定價下，成本推動價格上漲的必要條件是短期內(nèi)需求對于價格變化不敏感,否則需求下降將切斷成本傳導(dǎo)渠道。我們利用城市住戶調(diào)查數(shù)據(jù)考察了中國城鎮(zhèn)居民食品消費(fèi)行為，基本結(jié)論如下：大米、面粉和主要的肉類食品仍是生活必需品，發(fā)現(xiàn)其收入彈性有逐年下降的趨勢；大米和面粉是富有價格彈性的商品，其價格彈性大于-1；肉類食品中牛羊肉價格彈性也較大，約-0.65左右，說明其相對富有彈性；蔬菜，豬肉和魚類的價格彈性反映在下降，漸漸地由富有價格彈性的商品變成缺乏價格彈性的食品。進(jìn)一步的數(shù)據(jù)顯示低端的勞動力密集型商品價格彈性都存在逐步下降的趨勢。
五、通貨膨脹前景趨勢展望
由于中國社會經(jīng)濟(jì)正在走過“劉易斯拐點(diǎn)”，低端勞動力成本加速上升推動了農(nóng)產(chǎn)品價格快速上漲，勞動力成本在服務(wù)部門也會產(chǎn)生較強(qiáng)的價格上漲推動力，導(dǎo)致未來的通貨膨脹水平會比過去5年來得更高。
勞動力價格快速上升甚至加速上升，尤其是低端勞動力價格的加速上升，推動食品價格開始出現(xiàn)快速的上升。豬肉、蔬菜的價格漲速越來越快，其原因是農(nóng)民外出務(wù)工機(jī)會成本的快速提高。糧食、糖、雞蛋、土豆、棉花等其他農(nóng)產(chǎn)品的價格快速上升，原因也是如此。比較一致的解釋是勞動力機(jī)會成本的快速上升。
第3篇：通貨膨脹的趨勢范文
【關(guān)鍵詞】進(jìn)出口貿(mào)易 通貨膨脹 影響
一、通貨膨脹的概念及其衡量指標(biāo)
通貨膨脹與進(jìn)出口貿(mào)易是不同的經(jīng)濟(jì)范疇，但兩者又有一定的聯(lián)系。通貨膨脹是指當(dāng)一個經(jīng)濟(jì)中的大多數(shù)商品和勞務(wù)的價格連續(xù)在一段時間內(nèi)普遍上漲時，宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)就稱這個經(jīng)濟(jì)經(jīng)歷著通貨膨脹。按照這一說明，如果僅有一種商品的價格上升，這不是通貨膨脹，只有大多數(shù)商品和勞務(wù)的價格持續(xù)上升才是通貨膨脹。通貨膨脹按照價格上升的速度可以分為三類：第一，溫和的通貨膨脹，指每年物價上升的比例在10%之內(nèi)。第二，奔騰的通貨膨脹，指年通貨膨脹率在10%以上和100%以內(nèi)。第三，超級通貨膨脹，指通貨膨脹率在100%以上。
通常人們用CPI作為衡量通貨膨脹水平的重要指標(biāo)。那么什么是CPI？CPI即是消費(fèi)者物價指數(shù)，是反映與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價格統(tǒng)計出來的物價變動指標(biāo)。如果消費(fèi)者物價指數(shù)升幅過大，表明通貨膨脹已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定因素，央行會有緊縮貨幣政策和財政政策的風(fēng)險，從而造成經(jīng)濟(jì)前景不明朗。因此，該指數(shù)過高的升幅往往不被市場歡迎。一般說來，當(dāng)CPI>3%的增幅時我們稱為通貨膨脹；而當(dāng)CPI>5%的增幅時，我們把他稱為嚴(yán)重的通貨膨脹。隨著世界經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇，國外需求增加，近幾年來，這種趨勢的出現(xiàn)對出口的影響將會因此維持一定時間，并且出口回落對我國總體經(jīng)濟(jì)有一定的沖擊，也會影響到通貨膨脹。
二、我國通貨膨脹與進(jìn)出口貿(mào)易現(xiàn)狀的分析
1.近年來居民消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）居高不下。各種日常生活用品都出現(xiàn)了不同幅度的漲價，雖然物價上漲只是通貨膨脹的一個表現(xiàn)形式，物價上漲并不代表中國處于通貨膨脹時期。甚至有的專家學(xué)者認(rèn)為，不能因物價上漲，CPI超過3%而認(rèn)為中國目前存在通貨膨脹。他把目前中國的物價瘋狂亂漲主要?dú)w結(jié)于氣候原因，而并非按照定義所說的“貨幣發(fā)行過多”導(dǎo)致物價普遍上漲。但如今綜合各方面的因素，中國的的確確處于通貨膨脹時期。
2.通貨膨脹下的貨幣供給。貨幣供給被動擴(kuò)張，通貨膨脹預(yù)期明顯。中國的貨幣供應(yīng)量在很長一段時間持續(xù)快速增長，遠(yuǎn)高于GDP的增長速度。目前，銀行貸款增速非常高。從貨幣總供給和總需求的角度分析，出現(xiàn)了微觀主體風(fēng)險偏好上升，投機(jī)交易性貨幣需求旺盛，大量貨幣追逐有限非貨幣資產(chǎn)的現(xiàn)象。除貨幣超額供給的格局外，近年來我國銀行存貸差也日益加大，金融機(jī)構(gòu)存款呈現(xiàn)活期化趨勢，存款活期趨勢增強(qiáng)。外貿(mào)順差和國外資本流入，是導(dǎo)致人民幣貨幣被動擴(kuò)張的主要因素。貨幣流通速度持續(xù)加快，意味著通脹壓力進(jìn)一步加大。無論是凱思斯主義的貨幣需求概念，還是費(fèi)里德緊的貨幣需求理論都表明，貨幣流動速度具有順經(jīng)濟(jì)周期變動的特征。
3.通脹下我國匯率的困境。近年來央行十分繁忙。因為一方面，CPI連續(xù)創(chuàng)下兩年來新高，為管理通脹預(yù)期，央行大量回收流動性。另一方面，本土的通脹應(yīng)該造成外匯市場上的強(qiáng)幣變?nèi)?，匯率下降。但現(xiàn)實(shí)是，對內(nèi)變?nèi)?，對外愈?qiáng)，二者無論如何也統(tǒng)一不起來。
三、進(jìn)出口貿(mào)易對通貨膨脹影響的理論分析
1.貨幣供給傳遞路徑
當(dāng)一國的國際收支出現(xiàn)長期、大量的對外貿(mào)易順差，而形成巨額外匯儲備時，國內(nèi)市場會出現(xiàn)以下兩種情況：一方面，商品從國內(nèi)市場被大量輸出到國外；但另一方面，為收購出口所得外匯，中央銀行要增加貨幣投放。這樣，就會造成流通中貨幣過多，引發(fā)通貨膨脹。另外，當(dāng)國外資本大量流入而引起國際收支順差過大時，也需要增發(fā)大量本國貨幣用來收購?fù)鈪R，從而也會導(dǎo)致國內(nèi)貨幣供應(yīng)量過多，引發(fā)通貨膨脹。其簡單的傳導(dǎo)機(jī)理是：進(jìn)出口差額——外匯儲備——外匯占款——貨幣供給量——國內(nèi)通貨膨脹水平。
2.國外商品的價格傳遞路徑
當(dāng)國外出現(xiàn)通貨膨脹、價格上漲時，在價格機(jī)制的作用下，一方面，由于國外商品的價格上漲會導(dǎo)致該國對外國商品出口的增加，從而增加該國的對外貿(mào)易出口需求；另一方面，由于國外商品的價格上漲，又會減少本國居民對國外進(jìn)口商品的消費(fèi)，而轉(zhuǎn)為增加對本國商品的消費(fèi)，由此，一增一減，最終引起整個社會總需求的增加。
近年來，我國對外商品出口連創(chuàng)新高，對外貿(mào)易連年出現(xiàn)順差。究其原因，一個很重要的因素就是由于全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇而導(dǎo)致的世界各主要經(jīng)濟(jì)體如美國、歐盟和日本等國內(nèi)市場需求的增加?？焖僭鲩L的對外貿(mào)易，不僅提高了我國對出口商品的市場需求，而且也引發(fā)了整個社會總需求的膨脹。這種膨脹的社會總需求一旦失控，就會引起通貨膨脹。
3.成本傳導(dǎo)路徑
一國商品和服務(wù)的進(jìn)口形成國家總供給的一部分，出口構(gòu)成總需求的一部分，在國內(nèi)供給量和需求量一定情況下，進(jìn)出口貿(mào)易會改變該國總供給—總需求平衡狀況，從而促使國內(nèi)通貨膨脹水平發(fā)生變化。比如，國際市場上石油、原材料、糧食等價格上漲，導(dǎo)致國內(nèi)這些基礎(chǔ)產(chǎn)品的輸入價格增加，從而引起國內(nèi)的價格上漲，并最終引發(fā)成本推動型通貨膨脹。
這些年，國際石油價格持續(xù)攀高。造成石油價格上漲的原因主要有三個：全球經(jīng)濟(jì)增長帶來的石油需求增加；由于政治、自然等因素導(dǎo)致的石油供應(yīng)數(shù)量的不確定；各種投資基金等投機(jī)商的哄抬物價。我國受石油價格的影響比較明顯。首先，我國已經(jīng)成為世界第二大石油進(jìn)口國，全年進(jìn)口量基本接近美國；其次，我國目前對于國際石油價格的變化還缺乏發(fā)言權(quán)，只能被動的接受國際石油價格的上漲。
參考文獻(xiàn)：
[1]成蓉.我國進(jìn)口貿(mào)易發(fā)展的整體態(tài)勢[J].國際貿(mào)易，2012，（23）.
第4篇：通貨膨脹的趨勢范文
【關(guān)鍵詞】通貨膨脹 通預(yù)期 強(qiáng)勢產(chǎn)業(yè) CPI指數(shù)
通貨膨脹一般定義為在信用貨幣制度下，流通中的貨幣數(shù)量超過經(jīng)濟(jì)實(shí)際需要而引起的貨幣貶值和物價水平全面而持續(xù)的上漲。通貨膨脹是世界上各國都十分關(guān)注的問題，解決好通貨膨脹問題是我國的重要任務(wù)。
以引起通貨膨脹的原因為依據(jù)，對通貨膨脹的類型進(jìn)行劃分，一般大致可以概括為三類，需求拉動型通貨膨脹、成本推動型通貨膨脹、結(jié)構(gòu)性通貨膨脹。但是，導(dǎo)致中國通貨膨脹的原因并不簡簡單單就是這些，而是很多因素的綜合體現(xiàn)。
一、中國式通貨膨脹的原因
（一）通貨膨脹心理預(yù)期引起通貨膨脹
通貨膨脹分為可預(yù)見和不可預(yù)見，當(dāng)通貨膨脹是不可預(yù)見的，其通貨膨脹預(yù)期就比較大，單純依靠市場機(jī)制不能消除，需要外力作用于市場控制通貨膨脹。而且，通貨膨脹預(yù)期往往會演變成慣性通貨膨脹，推動形成較大的通貨膨脹，從而造成資源配置比例失調(diào)，增長水分過多，收入和財富分配差距拉大。
（二）房地產(chǎn)等強(qiáng)勢行業(yè)的異常發(fā)展引起通貨膨脹
中國式的通貨膨脹確實(shí)是由于貨幣過多引起的，但是，并非過多的貨幣會平均的，同時的流向各個行業(yè)導(dǎo)致各種商品的物價同時的、等幅度的、全面的價格上漲，而是過多的貨幣先流入強(qiáng)勢部門或行業(yè)（比如房地產(chǎn)行業(yè)），然后由這些行業(yè)去投資或消費(fèi)來提高商品或服務(wù)的物價水平。緊接著，與其相關(guān)聯(lián)行業(yè)價格上漲，行業(yè)收入增加，從而使這些關(guān)聯(lián)行業(yè)又增加投資或消費(fèi)，又提高了這些行業(yè)需要的產(chǎn)品或服務(wù)的價格。最終這一價格上漲鏈中，從強(qiáng)勢行業(yè)的商品和服務(wù)順延到了弱勢部門的商品和服務(wù)，最終到農(nóng)產(chǎn)品及食品，這也就標(biāo)志著全面的通貨膨脹開始形成。
（三）中國CPI體系的缺陷引起通貨膨脹
CPI，居民消費(fèi)價格指數(shù)的簡稱，CPI上漲用來反映通貨膨脹這一經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的出現(xiàn)。然而我國的CPI體系卻不能真實(shí)地反映居民消費(fèi)生活情況。主要存在的問題，樣本較為陳舊；居住類消費(fèi)占比權(quán)重過低，食品類在指標(biāo)中占比過高；指標(biāo)體系缺乏公開化、透明化機(jī)制，得不到廣大群眾的監(jiān)督。我國一直沿用這樣的CPI體系，政府不能在對通貨膨脹的治理上找到通貨膨脹的真正原因所在，從而也不能對癥下藥，耽誤了有利時機(jī)，也未能做出正確的決策。
二、通貨膨脹帶來的影響
（一）在再分配方面
通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行最直接的影響是對于國民收入的再分配方面的影響，通貨膨脹對國民收入的再分配效應(yīng)主要表現(xiàn)在其對社會中流通貨幣的實(shí)際購買力的再分配上。因為通貨膨脹的存在，固定收入者明顯受損，固定的工資跟不上不斷上漲的物價水平，實(shí)際生活水平下降，而變動收入者則不會受到太大影響。另一方面，通貨膨脹使得債權(quán)人的利益受損，債務(wù)人受益。債權(quán)人受到應(yīng)收款時，應(yīng)收款額已經(jīng)達(dá)不到現(xiàn)有的購買力。
（二）在稅收方面
通貨膨脹引起物價上漲，必然會使納稅人的納稅起征點(diǎn)提高，因為各種稅收都建立在納稅人名義貨幣收入的基礎(chǔ)上的。因此稅基被變相擴(kuò)大，通貨膨脹就這樣變相地向貨幣持有者或使用者征收稅收，產(chǎn)生稅收效應(yīng)。最終是養(yǎng)肥了政府，餓死了百姓。
（三）在居民心理方面
通貨膨脹會使居民收入萎縮，即使中等收入家庭消費(fèi)者信心指數(shù)也大幅下降，對生活質(zhì)量提高的信心不足。對通貨膨脹產(chǎn)生負(fù)面心理，幸福指數(shù)下降，這樣的社會狀況極容易造成社會的不穩(wěn)定，危害國民經(jīng)濟(jì)和社會生活的正常發(fā)展。
三、應(yīng)對中國式通貨膨脹的對策
首先，對于通貨膨脹心理預(yù)期這一問題，政府應(yīng)進(jìn)行積極有效的預(yù)期管理，以此引導(dǎo)社會公眾的合理預(yù)期。對于通貨膨脹預(yù)期，一方面是在宏觀上要保證經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的總供求相對平衡，保證物價總水平相對穩(wěn)定，另一方面是加強(qiáng)市場管理，采取規(guī)范的收入政策保證通貨膨脹預(yù)期率在一個較低的水平，創(chuàng)造良好的市場環(huán)境，盡可能減少人們的預(yù)期行為。
其次，我們看到的通貨膨脹的表象是物價普遍上漲，但是通貨膨脹的最根本的原因是一種貨幣現(xiàn)象，這是從表面上無法看到的。如果政府也看不到這一點(diǎn)，僅是通過管制某種商品或者一系列商品價格的方法來治理通貨膨脹，那么是不可能解決通貨膨脹的，還可能會南轅北轍。因此，面對中國式的通貨膨脹，我們首先要做的就是把握其本質(zhì)，找到根源。我們可以通過央行價格機(jī)制（即利息）來收緊貨幣供應(yīng)、減少銀行信貸、遏制大量的銀行資金進(jìn)入房地產(chǎn)市場及股市。遏制大量貨幣進(jìn)入這兩大資產(chǎn)市場，遏制這兩大資產(chǎn)市場推高其價格，這樣才有可能遏制住通貨膨脹。
再有，CPI這一指標(biāo)最終的作用就是去反映居民消費(fèi)品及服務(wù)價格變化的趨勢，如果不能根據(jù)中國的實(shí)際情況利用CPI，那么CPI提供的信息就不能為政府、企業(yè)及個人提供有效信息，并以此采取正確的判斷或者決策。因此在認(rèn)清中國目前CPI體系的缺陷的前提下，有針對性的全面清理整頓中國存在嚴(yán)重缺陷的CPI統(tǒng)計體系，及其他相應(yīng)的統(tǒng)計指標(biāo)，讓這些統(tǒng)計指標(biāo)真正反映實(shí)際經(jīng)濟(jì)生活的變化與趨勢。
四、結(jié)論
中國式的通貨膨脹，富有中國獨(dú)有特色，這要求我們以中國特色社會主義市場經(jīng)濟(jì)體制為前提，根據(jù)中國的實(shí)際國情去解決我國的通貨膨脹問題，而不是簡單地應(yīng)用原來的或者其他國家的老方法，處理好通貨膨脹問題，才能保證市場經(jīng)濟(jì)體制正常運(yùn)行，保障中國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)快速發(fā)展，提高中國居民幸福指數(shù)，實(shí)現(xiàn)偉大中國夢。
參考文獻(xiàn)：
[1]王雅莉，張明斗.中國式通貨膨脹的成因、特點(diǎn)與對策[J].宏觀視野，2011.
[2]通貨膨脹和通貨緊縮所造成的利弊[Z].外匯通網(wǎng)，2012.
第5篇：通貨膨脹的趨勢范文
關(guān)鍵詞： 欲望； 理性人假設(shè)； 通貨膨脹
中圖分類號： F820.5 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A 文章編號： 1673-9973(2012)03-0107-05
Research on the Hardcore in the Formation of Inflation
WANG Fu-min
(School of Continuing Education， Xi’an Jiaotong University, Xi’an 710061， China)
Abstract: Inflation is one irresolvable problem to a country’s economic growth. Each government might try every means or measures to fight against it whenever it occurs, but the result is always unfruitful or dissatisfactory and thus forces us to further ponder over the cause formation and relevant counter measure. Through research, we found that apart from many reasons dealt with by modern economic concerning the inflation, there seems one always neglected and never mentioned—human desire. Desire is not only a reason of inflation but also an important one which should be taken into serious consideration. Owing to the specific features of desire, the inflation caused by desire has it own distinction, and accordingly, the corresponding measures should be different from those which are taken to manage inflations caused by other reasons, based on the above understanding.
Key words: human desire； assumption of reasonable person； inflation
通貨膨脹是一國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程的必然產(chǎn)物，無論是理論上還是實(shí)踐中，通貨膨脹問題都得到廣泛的關(guān)注，尤其是在我國這樣一個處于經(jīng)濟(jì)起飛階段的國家，通貨膨脹問題更是不可避免。世界銀行行長佐利克認(rèn)為，在未來一段時間，通貨膨脹問題仍然是中國經(jīng)濟(jì)的核心問題之一?？v觀國際、國內(nèi)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展史，通貨膨脹總是和經(jīng)濟(jì)的增長相伴生，雖然有的時候表現(xiàn)得溫和一些。就我國的經(jīng)濟(jì)實(shí)踐而言，改革開放以來的30余年，隨著經(jīng)濟(jì)的快速增長，物價也一直在上升，只不過有的時期上升速度較慢，有的時期上升速度較快，但始終呈現(xiàn)上升趨勢。所以，在可預(yù)見的未來，價格上升的趨勢依然不可改變。
中國人民銀行2012年2月15日的《2011年第四季度貨幣政策執(zhí)行報告》首次明確指出，2012年，廣義貨幣供應(yīng)量M2預(yù)期增長14%左右，價格總水平的基本穩(wěn)定不會無條件或自動實(shí)現(xiàn)，對未來的通脹風(fēng)險仍不可掉以輕心，2012年一月份CPI漲幅超出市場預(yù)期，當(dāng)前通脹預(yù)期還不穩(wěn)定?？偫碓谑粚萌舜蟮谖宕螘h所作的政府工作報告中指出，經(jīng)濟(jì)增長存在下行壓力，物價水平仍處于高位，房地產(chǎn)市場調(diào)控處于關(guān)鍵階段，物價調(diào)控目標(biāo)沒有完成。2012年的重要任務(wù)是：促進(jìn)經(jīng)濟(jì)較快平穩(wěn)發(fā)展，保持物價總水平基本穩(wěn)定，把穩(wěn)增長、控物價、調(diào)結(jié)構(gòu)、惠民生、抓改革、促和諧很好地結(jié)合起來。
通貨膨脹是經(jīng)濟(jì)發(fā)展中一個突出的問題，如果不及時有效地加以控制，會給經(jīng)濟(jì)、社會帶來災(zāi)難性的后果。每當(dāng)通貨膨脹發(fā)生時，我們都會看到，一國政府會采取各種措施，但往往收效甚微。正如總理在2011年3月份召開的十一屆人大四次會議的記者招待會上回答記者提問時曾指出的那樣，通貨膨脹就像關(guān)在籠中的老虎一樣，一旦放出來，就很難關(guān)回去。這其中必有更深層次的原因。所以，我們有必要在現(xiàn)有通貨膨脹理論的基礎(chǔ)上進(jìn)一步深刻剖析形成通貨膨脹的更深層次的原因。
一、理性人假設(shè)：欲望及通貨膨脹理論的不足
第6篇：通貨膨脹的趨勢范文
關(guān)鍵詞： 通貨膨脹；向量自回歸模型；貨幣供應(yīng)量；經(jīng)濟(jì)增長率；匯率；輸入性通貨膨脹
中圖分類號：F830 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1006－3544（2012）06－0044－04
2007年初開始，我國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了新一輪連續(xù)的較為明顯的通貨膨脹，2007年12月居民消費(fèi)價格指數(shù)同比增長6.5%，創(chuàng)11年來新高，CPI漲幅全年累計達(dá)4.8%。2008年第1季度，CPI總體漲幅達(dá)8.0%，隨著2008年下半年全球金融危機(jī)的全面爆發(fā)，我國CPI同比增長率持續(xù)下滑， 至2009年7月下降為-1.8%，不僅成為經(jīng)濟(jì)萎縮的重要表現(xiàn)，同時也成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的主要因素。次貨危機(jī)以后，在國際市場需求大幅減少的形勢下，我國通過實(shí)施積極的財政政策和寬松的貨幣政策，擴(kuò)大國內(nèi)市場內(nèi)需，刺激經(jīng)濟(jì)增長，在全球主要經(jīng)濟(jì)體中率先實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)企穩(wěn)，并于2009年上半年完成了“V字型”復(fù)蘇，2009年11月我國CPI實(shí)現(xiàn)同比正增長。隨著經(jīng)濟(jì)刺激政策的效果不斷延續(xù)，通貨膨脹壓力逐漸增加。在2010年7月和8月， 我國CPI同比分別上漲3.3%和3.5%，創(chuàng)下22個月以來新高后，2010年末，我國宏觀經(jīng)濟(jì)政策由保增長轉(zhuǎn)向抗通脹，政策逐步收緊。2011年6月和7月，我國CPI同比漲幅躍升至6.4%和6.5%，在此背景下，通貨膨脹問題再次成為學(xué)界研究的熱點(diǎn)。
一、文獻(xiàn)綜述
國內(nèi)外關(guān)于我國通貨膨脹成因的研究， 大致可以分為四類：
1． 貨幣數(shù)量拉動的通貨膨脹。Chen（1997）研究了我國長期內(nèi)貨幣需求量與通貨膨脹的相互作用機(jī)制；Hasan（1999）驗證了貨幣供應(yīng)量的增長對我國通脹的推動作用； 劉霖、靳云匯（2005）通過協(xié)整檢驗，分析了貨幣供應(yīng)、通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長的相互關(guān)系；而孟祥蘭和雷茜（2011）則進(jìn)一步從長期和短期視角對這一問題進(jìn)行了分析， 發(fā)現(xiàn)短期內(nèi)物價水平與貨幣供應(yīng)量之間相互促進(jìn)。
2． 實(shí)體經(jīng)濟(jì)需求拉動的通貨膨脹。Gerlach等人（2005）在菲利普斯曲線模型中加入未觀測到的遺漏變量， 驗證了1982～2003年期間產(chǎn)出缺口對中國通脹的影響； 王煜（2005）根據(jù)菲利普斯曲線，運(yùn)用VAR方法研究了產(chǎn)出缺口對于我國通貨膨脹的貢獻(xiàn)。
3． 成本推動型通貨膨脹。Kojima等人（2005）通過VECM和SVAR等方法檢驗了電力產(chǎn)出缺口、單位勞動力成本及工資缺口、進(jìn)出口原材料價格等因素對我國通貨膨脹的影響；李力、楊柳（2006）實(shí)證研究了1996～2005年間我國通脹的成因， 通過建立ARMAX模型， 著重分析了中央銀行貨幣供應(yīng)量、 固定資產(chǎn)投資以及能源價格和通貨膨脹之間的關(guān)系；范志勇（2008）基于超額工資增長率的實(shí)證研究，否認(rèn)了2000～2007年中國存在“工資-通脹循環(huán)機(jī)制”；丁守海（2008）以1984～2006年數(shù)據(jù)為樣本，采用VECM模型，發(fā)現(xiàn)我國存在從農(nóng)民工工資——城鎮(zhèn)勞動力工資——物價水平——農(nóng)民工工資的單向循環(huán)和螺旋上漲機(jī)制。
4． 輸入型通貨膨脹。劉元春、閻文濤（2008）建立了多個變量的VAR模型， 認(rèn)為2006～2008年中國通貨膨脹屬于輸入型通貨膨脹；丁守海（2008）利用Johansen檢驗和VEC模型，驗證了國際糧價暴漲對我國糧食價格的推動作用及其間存在的協(xié)整關(guān)系； 張成思（2009）從人民幣匯率水平和M2/GDP兩個指標(biāo)入手，分析了匯率水平傳導(dǎo)對我國通脹水平的影響，認(rèn)為通過人民幣升值來抑制通脹的效果并不明顯。
現(xiàn)有的這些文獻(xiàn)，大都是從通脹成因的某一類型出發(fā)有所側(cè)重地選取變量加以研究， 缺乏綜合各種因素的實(shí)證分析。本文在綜合各類文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，選取包括經(jīng)濟(jì)增長、人民幣名義有效匯率、貨幣供應(yīng)量和國際大宗商品價格指數(shù)等指標(biāo)的諸多變量綜合研究了通貨膨脹的形成原因。
二、實(shí)證分析
（一）模型選擇與設(shè)定
本文采用向量自回歸（VAR）模型對時間序列數(shù)據(jù)之間的關(guān)系進(jìn)行分析。與單方程估計方法相比，VAR估計方法把系統(tǒng)中每一個內(nèi)生變量作為系統(tǒng)中所有內(nèi)生變量滯后值的函數(shù)來構(gòu)造模型，從而將單變量自回歸模型擴(kuò)展為由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。VAR估計方法可用于預(yù)測相互聯(lián)系時間序列的隨機(jī)擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)沖擊，并利用方差分解來識別這些沖擊，從而解釋各種經(jīng)濟(jì)沖擊對經(jīng)濟(jì)變量的影響。
（二）數(shù)據(jù)描述與處理
由于CPI、M2、GDP和CRB數(shù)據(jù)都有一定程度的季節(jié)性，為消除季節(jié)影響， 運(yùn)用X-12方法對上述變量序列進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，同時為減少數(shù)據(jù)波動和消除異方差性，對各變量序列取自然對數(shù)。本文實(shí)證分析結(jié)果均通過EVIEWS6.0軟件實(shí)現(xiàn)。
（三）ADF單位根檢驗
在建立VAR模型之前，需要進(jìn)行單位根檢驗，以確定變量之間的協(xié)整性，本文采用ADF單位根檢驗，檢驗時依據(jù)AIC最小化原則確定是否包含趨勢項和常數(shù)項，具體檢驗結(jié)果見表1。ADF單位根檢驗結(jié)果表明，lnCPI、lnM2、lnGDP、lnNEER和lnCRB序列在5%的顯著性水平下均接受原假設(shè)，為非平穩(wěn)序列，但上述變量序列一階差分后，均拒絕原假設(shè)，為平穩(wěn)序列，且所有變量序列均是一階單整的。
2． 滯后階數(shù)確定
為確定VAR模型的滯后階數(shù)，本文依據(jù)LR、FPE、AIC、SC和HQ五個準(zhǔn)則來判斷滯后階數(shù)，具體情況見表4。表4顯示， 依據(jù)AIC、SC和HQ三個準(zhǔn)則選出的最優(yōu)滯后階數(shù)為1階，因此將VAR模型的滯后階數(shù)確定為1階。
3． 穩(wěn)定性檢驗
（六）脈沖響應(yīng)函數(shù)
2． 貨幣供應(yīng)量增長率對通貨膨脹率的沖擊。貨幣供應(yīng)量增長率沖擊對通貨膨脹率的影響路徑是先上升達(dá)峰值后再逐漸衰減。具體情況是：一個百分比的lnM2沖擊對lnCPI的正向影響在18個月左右達(dá)到0.0028的峰值，隨后正向影響逐漸減弱，從第37個月開始轉(zhuǎn)為負(fù)向影響，且負(fù)向影響呈緩慢增強(qiáng)趨勢。
3． 經(jīng)濟(jì)增長、 國際大宗商品價格對通貨膨脹率的沖擊。二者對通貨膨脹率沖擊的影響趨勢存在一定的相似性，差異在于沖擊對lnCPI正負(fù)向影響期間的長短和影響峰值到達(dá)時期不同。lnGDP沖擊對lnCPI的正向影響期為28個月， 峰值在第11個月出現(xiàn)；lnCRB沖擊的正向影響期為26個月，峰值在第9個月出現(xiàn)。lnGDP沖擊對lnCPI的負(fù)向影響從第29個月開始，峰值在第41個月左右出現(xiàn)；而lnCRB沖擊從第27個月開始產(chǎn)生負(fù)向影響，峰值在第39個月出現(xiàn)。
4． 匯率對通貨膨脹率的沖擊。人民幣名義有效匯率沖擊僅對通貨膨脹率產(chǎn)生微小的影響，其影響路徑一直逼近在零值附近， 無論是正向或負(fù)向影響均較小， 表明lnCPI對lnNEER沖擊的反應(yīng)很不敏感。
（七）方差分解
其中，lnCPI對自身的貢獻(xiàn)度在滯后1至4個月時均保持在90%以上，在滯后17個月時仍然保持40%左右的貢獻(xiàn)度，其后基本平穩(wěn)，成為引起通貨膨脹率變動的主要原因。lnGDP對lnCPI變化的貢獻(xiàn)度在滯后15個月左右逐漸穩(wěn)定，其后一直在25%上下波動。lnM2對lnCPI的貢獻(xiàn)度在初期直至滯后25個月左右逐漸上升，其后貢獻(xiàn)度基本穩(wěn)定在22%左右的水平。LnCRB的貢獻(xiàn)度在經(jīng)歷16個月左右的上升過程后，于第17個月開始緩慢下降并在第26個月以后基本穩(wěn)定在接近16%的水平。因此可以認(rèn)為，短期內(nèi)，我國通貨膨脹壓力主要來自公眾對通貨膨脹的適應(yīng)性預(yù)期，在滯后一年以上的長期內(nèi)，通貨膨脹的成因較為復(fù)雜，除公眾對通貨膨脹的適應(yīng)性預(yù)期這一主導(dǎo)因素外，經(jīng)濟(jì)增長、貨幣供應(yīng)量的擴(kuò)張和輸入性通脹均造成一定的通脹壓力。
三、研究結(jié)論
本文基于2000年1月至2011年12月的我國宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，運(yùn)用VAR模型考察了貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長率、人民幣名義有效匯率和輸入性通脹對于我國通貨膨脹率形成的動態(tài)作用機(jī)制，結(jié)合脈沖響應(yīng)分析和方差分解分析，得出以下結(jié)論：
第一，貨幣供應(yīng)量、經(jīng)濟(jì)增長率、人民幣名義有效匯率和國際大宗商品價格整體上對我國通貨膨脹率具有解釋作用，且上述變量與通貨膨脹率之間存在長期穩(wěn)定的均衡關(guān)系。通貨膨脹率受到自身沖擊時的反應(yīng)程度顯著大于貨幣供應(yīng)量增長率、經(jīng)濟(jì)增長率和國際大宗商品價格的沖擊，但對來自匯率沖擊的反應(yīng)不敏感。
第二，無論是短期或長期，公眾對通貨膨脹的適應(yīng)性預(yù)期都是導(dǎo)致通貨膨脹的最重要因素，與短期不同，長期內(nèi)隨著經(jīng)濟(jì)過快增長對投資和消費(fèi)的拉動作用、貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張以及輸入性通脹的時滯效應(yīng)逐步釋放，通貨膨脹率上升的壓力也隨之增加。因此，在短期內(nèi)治理通脹的政策應(yīng)以降低公眾對通貨膨脹的適應(yīng)性預(yù)期為主，長期內(nèi)應(yīng)在權(quán)衡通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長的同時，綜合考慮通脹預(yù)期、貨幣供應(yīng)量擴(kuò)張和輸入性通脹等因素。
第三，人民幣名義有效匯率升值對通貨膨脹的抑制作用并不明顯。其原因可能是，多年來人民幣對外升值和對內(nèi)貶值現(xiàn)象同時存在，對外升值僅在某種程度上緩解部分輸入性通脹，而對內(nèi)貶值則助長了通貨膨脹壓力，人民幣對外升值和對內(nèi)貶值的影響效應(yīng)相互抵消。這意味著匯率制度作為貨幣政策工具對貨幣政策的影響作用有限，應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步推動人民幣匯率形成機(jī)制改革，增加人民幣匯率彈性，擴(kuò)大匯率浮動區(qū)間，緩解巨額外匯儲備帶來的基礎(chǔ)貨幣被動投放。
第四，在目前全球經(jīng)濟(jì)步入復(fù)蘇軌道，國際大宗商品價格震蕩中上漲的背景下，必須重視輸入性通脹的影響。我國應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步推進(jìn)資源價格改革和稅費(fèi)改革，并在初級產(chǎn)品和大宗商品的國際貿(mào)易中爭取更多的定價權(quán)，防范和化解外部因素造成的輸入性通脹。
參考文獻(xiàn)：
［1］趙昕東，耿鵬. 中國通貨膨脹成因分解研究［J］. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2010（10）：78-89.
［2］李穎，林景潤，高鐵梅. 我國通貨膨脹、通貨膨脹預(yù)期與貨幣政策的非對稱分析［J］. 金融研究，2010（12）：20-33.
［3］蘇劍. 中國目前的通貨膨脹：特點(diǎn)、成因及對策［J］. 經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2011（1）：50-55.
［4］孟祥蘭，雷茜. 我國貨幣供應(yīng)與經(jīng)濟(jì)增長及物價水平關(guān)系研究［J］. 統(tǒng)計研究，2011（3）：43-50.
［5］孫麗，張巍. 后危機(jī)時代我國通貨膨脹的成因——基于月度數(shù)據(jù)的實(shí)證分析［J］. 華東師范大學(xué)學(xué)報，2011（4）：95-101.
第7篇：通貨膨脹的趨勢范文
關(guān)鍵詞：NAIRU；菲利普斯曲線；通貨膨脹
文章編號：1003－4625（2008）12－0003－06中圖分類號：F821.5文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A
Abstract: As a leading indicator to judge the change trend of inflation rate, NAIRU has been paid much attention when macroeconomic policies are made in western countries and it’s based on short-term Philips Curve. In economic transmission period in China, the structure of Chinese labor force market is different from that of labor force market of western countries, and the relationship between unemployment rate and inflation rate is inconsistent with the logic of short-term Philips curve, so that NAIRU is not suitable to be adopted as a leading indicator to judge the change trend of inflation rate in China.
Key Words: NAIRU； Philips Curve；Inflation
一、引言
NAIRU (non-accelerating inflation rate of unemployment，非加速型通貨膨脹下的失業(yè)率)在宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)，特別是在宏觀經(jīng)濟(jì)政策制定和討論中是一個經(jīng)常援引并引起關(guān)注的概念。這不僅因為實(shí)現(xiàn)充分就業(yè)是政府宏觀經(jīng)濟(jì)政策的重要目標(biāo)之一，更為重要的是，宏觀經(jīng)濟(jì)政策決策者、討論者試圖依據(jù)NAIRU作為判斷通貨膨脹變化趨勢、制定宏觀政策的先行變量之一。在中國，對NAIRU研究和關(guān)注相對較少，主要原因是，在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，NAIRU相關(guān)理論對宏觀經(jīng)濟(jì)決策的作用具有一定的局限性。本文包括以下四個部分，第一部分NAIRU理論綜述，包括其由來、含義及影響因素；第二部分是NAIRU理論在中國的適用性問題探討；第三部分是中國NAIRU的估計；第四部分是結(jié)論。
二、NAIRU理論綜述
（一）NAIRU概念的由來、含義
根據(jù)英國的資料，Phillips（1958）得出失業(yè)率與名義貨幣工資變動率之間呈現(xiàn)替代關(guān)系，Samuelson和Solow（1960）用通貨膨脹率替換貨幣工資變動率，使用美國的數(shù)據(jù)得到了“菲利普斯曲線”，其表明，失業(yè)率上升,通貨膨脹率下降；失業(yè)率下降, 通貨膨脹率上升。菲利普斯曲線為凱恩斯主義需求管理的宏觀經(jīng)濟(jì)政策提供了依據(jù)，其政策含義是，依據(jù)“菲利普斯曲線”，宏觀經(jīng)濟(jì)政策以容忍一般物價水平以不變的速度上漲為代價，實(shí)現(xiàn)一定的就業(yè)率。
依據(jù)Wicksell的“自然利息率（the natural rate of interest）”概念，F(xiàn)riedman,Milton(1968)提出了“自然失業(yè)率（the natural rate of unemployment）”假說，認(rèn)為自然失業(yè)率由實(shí)體經(jīng)濟(jì)力量中的供給方面決定，預(yù)期到的貨幣政策對就業(yè)沒有影響，只有未預(yù)期到的貨幣政策的變化，影響就業(yè)；如果政府希望持續(xù)降低失業(yè)率在自然失業(yè)率水平之下，只有實(shí)行非預(yù)期的貨幣增長，出現(xiàn)非預(yù)期到的通貨膨脹；結(jié)果，為維持低的失業(yè)率水平，貨幣政策必然導(dǎo)致加速的通貨膨脹；在長期，“菲利普斯曲線”垂直于自然失業(yè)率水平。面對美國20世紀(jì)60年代后期出現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)“滯漲”想象，及貨幣主義者對“菲利普斯曲線”的評判，Modigliani和Papademos(1975)提出了NIRU(noninflationary rate of unemployment)這個概念，其目的是為當(dāng)時美國的貨幣政策提供一個決策指標(biāo)。他們定義NIRU為“這樣的一個失業(yè)率，只要實(shí)際失業(yè)率水平高于它，預(yù)計通貨膨脹將下降”。關(guān)于“菲利普斯曲線”的性狀，有兩種極端的情形：在短期，“菲利普斯曲線”的斜率是負(fù)的；在長期，“菲利普斯曲線”垂直于自然失業(yè)率。在兩種極端情形之間，受貨幣主義自然失業(yè)率的影響，Modigliani和Papademos認(rèn)為，正如在美國1953至1971年的情況，“菲利普斯曲線”在高失業(yè)率水平相對平坦，在低失業(yè)率水平接近于垂直。這樣，在“菲利普斯曲線”上，存在一個失業(yè)率區(qū)間，在這個區(qū)間內(nèi)，通貨膨脹率是相對穩(wěn)定的，這個區(qū)間內(nèi)的失業(yè)率就是NIRU；實(shí)際失業(yè)率低于這個區(qū)間的下界時，隨失業(yè)率逐漸減少，通貨膨脹率上升的概率增加；實(shí)際失業(yè)率高于這個區(qū)間上界時，隨失業(yè)率升高，通貨膨脹率下降的概率增加（如圖1）。
早期凱恩斯主義者認(rèn)為菲利普斯曲線是相當(dāng)平坦的，特別是在高失業(yè)率的情況下，可以較低的通貨膨脹率上升為代價增加就業(yè)；而貨幣主義者認(rèn)為菲利普斯曲線是相當(dāng)陡峭的，擴(kuò)張性的需求管理政策產(chǎn)生高的通貨膨脹率，但降低失業(yè)率的效果不明顯。這樣，無論凱恩斯主義，還是貨幣主義者都認(rèn)為，在短期，菲利普斯曲線上存在一個失業(yè)率區(qū)間，在這個區(qū)間，通貨膨脹沒有上升和下降的壓力。這樣，盡管對政府參與經(jīng)濟(jì)的態(tài)度不同，NIRU為凱恩斯主義者和貨幣主義者所共同接受，后來被Tobin(1980)稱之為NAIRU (non-accelerating inflation rate of unemployment，非加速型通貨膨脹下的失業(yè)率)。顯然，NAIRU是把凱恩斯主義理論和貨幣主義及新古典宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)理論黏合在一起得到的一個概念，依其實(shí)施凱恩斯主義的政策（宏觀經(jīng)濟(jì)政策可以影響失業(yè)率水平），但其邏輯來源于“自然失業(yè)率”假設(shè)（宏觀需求管理的政策有一定限制）。
多數(shù)文獻(xiàn)明確界定NAIRU為這樣一個失業(yè)率，當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的實(shí)際失業(yè)率低于NAIRU時，通貨膨脹率有上升的趨勢；當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的失業(yè)率高于NAIRU時，通貨膨脹有下降的趨勢；當(dāng)經(jīng)濟(jì)中的失業(yè)率等于NAIRU時，通貨膨脹率不變。不過，依據(jù)這樣的定義，NAIRU概念的理論邏輯基礎(chǔ)并非那么明確，文獻(xiàn)中NAIRU的含義存在一些模糊不清之處。一些文獻(xiàn)沒有區(qū)分NAIRU和自然失業(yè)率概念，例如，Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)。但大多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為,貨幣對經(jīng)濟(jì)的影響在長期是中性的，非對稱信息、長期勞動合同和價格黏性等因素導(dǎo)致貨幣在短期是非中性的。由此，涉及NAIRU的文獻(xiàn)中，多數(shù)文獻(xiàn)都或明或暗地假定NAIRU是短期的自然失業(yè)率，或者直接稱之為the Short-run NAIRU，在涉及自然失業(yè)率假設(shè)時，更強(qiáng)調(diào)自然失業(yè)率對應(yīng)的通貨膨脹率為零，貨幣政策對自然失業(yè)率沒有影響。例如，Camarero,Liuis Carrion-I-Silvestre, Tamarit(2005)把NAIRU分為三類，短期、中期和長期，認(rèn)為短期NAIRU是政策制定者評估通貨膨脹變化趨勢的一個合適指標(biāo)，而長期NAIRU并不能估計。這是自然失業(yè)率和NAIRU概念在不同文獻(xiàn)中存在的細(xì)微差異。
（二）影響NAIRU的主要因素
影響NAIRU的因素主要有以下四個方面（Joseph Stiglitz，1997），一是勞動力人口的結(jié)構(gòu)，例如勞動力中性別結(jié)構(gòu)的變化影響NAIRU的高低；二是勞動生產(chǎn)率的變化，例如生產(chǎn)率增長慢時，NAIRU可能出現(xiàn)短暫的增加，而勞動生產(chǎn)率的上升，降低ANIRU水平；三是勞動力市場和產(chǎn)品市場的一些變化，勞動力市場競爭程度越高，NAIRU就越低,諸如對勞動力流動限制的一些市場法律法規(guī)的變化、職業(yè)培訓(xùn)等因素降低NAIRU；四是勞動力和廠商在決定實(shí)際勞動工資時的討價還價能力。影響NAIRU的因素主要和勞動力市場的特征有關(guān)，在不同的國家和地區(qū)，影響NAIRU的因素存在很大的差異。
（三）NAIRU在經(jīng)濟(jì)決策中的運(yùn)用
在宏觀經(jīng)濟(jì)政策討論中，NAIRU之所以得到廣泛的關(guān)注，主要體現(xiàn)在三個方面，一是在經(jīng)驗研究中可以用來作為評估通貨膨脹率變化方向的參照點(diǎn)，如果失業(yè)率高于NAIRU，則預(yù)計通貨膨脹率有下降的壓力，如果失業(yè)率低于NAIRU，預(yù)計通貨膨脹率有上升的壓力；二是在經(jīng)濟(jì)理論中，NAIRU可以用來作為理解通貨膨脹原因的起點(diǎn)；三是在宏觀經(jīng)濟(jì)政策選擇中可作為一個評判宏觀經(jīng)濟(jì)形勢的指標(biāo)，特別是對于貨幣政策而言，當(dāng)失業(yè)率低于NAIRU時，通貨膨脹率有上升的壓力，這時不宜采取松的貨幣政策，當(dāng)失業(yè)率高于NAIRU情況下，通貨膨脹有下降的壓力，這時不宜采取緊的貨幣政策。
在宏觀經(jīng)濟(jì)政策中運(yùn)用NAIRU概念作為先行指標(biāo)時需要注意一些問題（Marcoa.Espinosa-Vega，Steven Russell,1997）。依據(jù)NAIRU概念，當(dāng)實(shí)際失業(yè)率低于NAIRU時，通貨膨脹率有上升的趨勢，應(yīng)實(shí)施緊的貨幣政策；當(dāng)實(shí)際失業(yè)率高于NAIRU時，通貨膨脹率有下降的趨勢，應(yīng)實(shí)施松的貨幣政策。這個貨幣政策規(guī)則暗含的一個假定是，勞動力供給和需求的變化導(dǎo)致的工資率的變化將傳導(dǎo)到一般物價水平，這是一個十分嚴(yán)格的假定。在諸如美國、西歐一些國家，勞動力市場相對成熟，工資率的變化影響商品價格，這個假定在一定程度上具有合理性。但在一些發(fā)展中國家，勞動力資源比較豐富，很多情況下是商品價格首先變化，然后才有工資率的調(diào)整。在工資率的變化不完全等于通貨膨脹率的情況下，以維持幣值穩(wěn)定為目標(biāo)的貨幣政策的效果有限。NAIRU理論另外一個暗含的假定是，失業(yè)率的變化是貨幣政策變化的結(jié)果，或者說是總需求變化的結(jié)果，這樣只要調(diào)整貨幣政策的方向，就可以調(diào)整失業(yè)率，可以影響通貨膨脹。然而，影響實(shí)際失業(yè)率的因素很多，在很多情況下，貨幣政策并不一定能夠影響實(shí)際失業(yè)率。還可以從另外一個角度看利用NAIRU作為宏觀經(jīng)濟(jì)先行指標(biāo)的局限性。在時間先后上，物價水平的變化和失業(yè)率的變化有三種關(guān)系：同步，一般物價水平的變化先于實(shí)際失業(yè)率的變化，失業(yè)率的變化先于一般物價水平的變化。在前兩種情況下，利用NAIRU作為貨幣政策的先行指標(biāo)效果不是很理想。
三、NAIRU理論在中國的適用性探討
實(shí)現(xiàn)最大限度的就業(yè)、維持物價水平穩(wěn)定是在社會經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期中國面臨的重要問題之一。如果宏觀經(jīng)濟(jì)政策能夠同時解決這兩個問題，當(dāng)然是最佳的選擇；如果能夠?qū)崿F(xiàn)帕累托改進(jìn)，解決一個問題，而不影響另外一個問題，當(dāng)然也是一個好的結(jié)果；如果不能實(shí)現(xiàn)帕累托改進(jìn)，那么需要進(jìn)行權(quán)衡和取舍，這種就業(yè)和通貨膨脹率之間的取舍所面臨的約束在經(jīng)濟(jì)學(xué)理論就是菲利普斯曲線。這里考察菲利普斯曲線和NAIRU在中國的適用情況。
回顧經(jīng)濟(jì)理論的發(fā)展，無論凱恩斯主義，還是貨幣主義都承認(rèn)存在短期的菲利普斯曲線。但短期菲利普斯曲線是一個單純的經(jīng)驗關(guān)系，其并沒有明確的理論基礎(chǔ)（James K. Galbraith，1997）。這里通過考察通貨膨脹率和失業(yè)之間的關(guān)系理解菲利普斯曲線背后的邏輯。影響一般物價水平的因素主要是社會總供給和總需求，影響失業(yè)率的因素主要是勞動力市場上勞動力的供給和需求。由于影響因素不同，失業(yè)率和通貨膨脹率變化趨勢之間的關(guān)系存在多種可能。一種情形是，總需求首先增加，引起物價水平上升，供給增加，然后失業(yè)率下降。另一種情形是，首先勞動力需求大于供給，失業(yè)率下降，實(shí)際勞動工資率上升，假若工資是企業(yè)成本的重要部分，持續(xù)工資上漲推動通貨膨脹率上升。這兩種情形下失業(yè)率和通貨膨脹率遵循短期菲利普斯曲線表述的統(tǒng)計關(guān)系。在美國、西歐，經(jīng)濟(jì)政策關(guān)注的是勞動力資源的利用狀況，NAIRU理論暗含的假定是，就業(yè)率的變化影響實(shí)際工資，而實(shí)際工資是廠商的主要成本，持續(xù)工資變化最終將導(dǎo)致一般物價水平的變化；進(jìn)一步的假定是，就業(yè)率和工資率的變化先于一般物價水平的變化。這樣NAIRU可以作為判斷通貨膨脹率變化方向的先行指標(biāo)。通貨膨脹率和失業(yè)率之間還有另外一種可能關(guān)系，通貨膨脹率和失業(yè)率之間并沒有統(tǒng)計上的關(guān)系，短期的菲利普斯曲線并不存在，這種情形主要存在于轉(zhuǎn)型國家，或者發(fā)展中國家。失業(yè)率主要受勞動力市場上勞動力供給和需求的影響，通貨膨脹率主要受商品市場上供給和需求的影響；當(dāng)勞動力市場的均衡和商品市場的均衡聯(lián)系相對比較弱，通貨膨脹率和失業(yè)率的統(tǒng)計聯(lián)系就會相對弱，甚至統(tǒng)計上沒有關(guān)系，菲利普斯曲線就不存在。
在中國社會經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，（1）城市勞動力市場和農(nóng)村勞動力市場存在一定程度的分隔，勞動力市場二元結(jié)構(gòu)特征明顯；勞動力在農(nóng)村的生產(chǎn)率相對于在城市的低，農(nóng)村存在一定程度的隱性失業(yè)。（2）1979年以來,對城鄉(xiāng)勞動力流動的約束逐漸減少,勞動力流動量越來越大，這在一定程度上減弱了城鎮(zhèn)工資率上升的壓力。（3）無論實(shí)際工資率的變化，還是名義工資率的變化都沒有完全反映勞動力的供給和需求狀況。例如，國有企業(yè)、壟斷部門等的工資形成機(jī)制呈現(xiàn)剛性，即使在失業(yè)十分嚴(yán)峻的情況下，實(shí)際工資水平上升趨勢明顯。1985年國有單位職工平均工資是城鎮(zhèn)集體單位職工平均工資的1.25倍①，2006年成為1.7倍；2006年國有單位、城鎮(zhèn)集體單位、其他類型企業(yè)職工的平均工資分別為1993年的6.26倍、5.02倍和4.02倍。（4）經(jīng)濟(jì)增長沒有帶來相應(yīng)的就業(yè)增長（林秀梅，王磊，2007；李駿嫻，薛江，2007；蔡，都陽，高文書，2004）。因此，在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，城市就業(yè)率和一般物價水平聯(lián)系較弱，有時關(guān)系不大，失業(yè)率和通貨膨脹率的聯(lián)系較弱，并不存在短期菲利普斯曲線所表明的邏輯關(guān)系。同時，在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，沒有證據(jù)表明通貨膨脹率的上升是城鎮(zhèn)就業(yè)人員工資率上升引起的，更多的情況是，過多的總需求在引起一般物價水平上漲的同時，也吸引了更多的城鎮(zhèn)居民就業(yè)，降低了城鎮(zhèn)居民失業(yè)率。因此，在中國依據(jù)NAIRU作為判斷通貨膨脹變化趨勢的先行指標(biāo)具有一定的局限性。
上述結(jié)論可通過考察通貨膨脹率和失業(yè)率數(shù)據(jù)得以驗證。1980年至2007年的城鎮(zhèn)登記失業(yè)率和通貨膨脹率的散點(diǎn)圖（見圖2）、失業(yè)率和通貨膨脹率的簡單相關(guān)系數(shù)（-0.4322）表明,從整體看，中國并沒有完全背離菲利普斯曲線所表明的失業(yè)率和通貨膨脹率之間的基本統(tǒng)計關(guān)系，即相對于低失業(yè)率水平，高失業(yè)率水平的通貨膨脹率相對較低。從圖3看，相對于高失業(yè)率水平，在低失業(yè)率水平，通貨膨脹率增加的幅度高，次數(shù)多。同時，在不同時間段，通貨膨脹率和失業(yè)率之間的變化趨勢也表現(xiàn)出明顯的不同特征。例如，1980年至1984年，在通貨膨脹率逐年下降的同時，失業(yè)率也在逐年下降；在1998年至2003年，通貨膨脹率為負(fù)值的情況下，城鎮(zhèn)失業(yè)率水平呈現(xiàn)上升趨勢。這些都和中國轉(zhuǎn)型時期勞動力市場的復(fù)雜結(jié)構(gòu)吻合。
對中國的菲利普斯曲線研究的文獻(xiàn)眾多（范從來，2000；趙博，雍家勝，2004；曾利飛，徐劍剛，唐國興，2006），但中國經(jīng)濟(jì)處于急劇的轉(zhuǎn)型過程中，并沒有獲得一個一致的中國菲利普斯曲線，這些都實(shí)際上和中國的勞動力市場結(jié)構(gòu)有關(guān)。因此，建立在菲利普斯曲線基礎(chǔ)上的NAIRU在中國不能成為實(shí)施宏觀經(jīng)濟(jì)政策的先行指標(biāo)。
四、中國NAIRU的估計
（一）NAIRU估計的文獻(xiàn)回顧
由于NAIRU在宏觀經(jīng)濟(jì)政策中的重要性，對NAIRU估計成為NAIRU研究中最重要的內(nèi)容，多數(shù)涉及NAIRU的文獻(xiàn)都是關(guān)于NAIRU估計的。已有文獻(xiàn)對NAIRU的估計方法大體可分為三類：依靠勞動力市場結(jié)構(gòu)、勞動生產(chǎn)率等因素估計NAIRU，依據(jù)菲利普斯曲線估計NAIRU，完全依據(jù)失業(yè)率數(shù)據(jù)估計NAIRU。相對而言，第一類估計方法以在勞動力市場上的廠商和失業(yè)者的選擇行為為基礎(chǔ)，建立決定NAIRU的方程，但暗含的假設(shè)條件太多，實(shí)用性較差，應(yīng)用這類方法估計NAIRU的文獻(xiàn)20世紀(jì)90年代中期以后較少，但在分析影響NAIRU變化的因素時都從這個角度出發(fā)。本文對第二種和第二種NAIRU估計方法簡單回顧。
早期研究者M(jìn)odigliani和Papademos（1975）完全從菲利普斯曲線出發(fā)，對NAIRU的值進(jìn)行了估計。基本方程是=C++b(-1)+c,其中表示通貨膨脹率，C為常數(shù)，UA為實(shí)際失業(yè)率，(-1)為通貨膨脹率的滯后項，為勞動生產(chǎn)率。估計C、?琢、b、c值后，給定一個能夠容忍的穩(wěn)定的通貨膨脹率，就可以推導(dǎo)出NAIRU的值。以后的文獻(xiàn)采用了一個附加預(yù)期的菲利普斯曲線方程，最簡單的方程為，=e-?琢(U-U*)+?淄，其中為實(shí)際通貨膨脹率，e為預(yù)期的通貨膨脹率,U為實(shí)際失業(yè)率，U*為NAIRU，?淄為供給方面的沖擊。當(dāng)預(yù)期的通貨膨脹率e等于實(shí)際通貨膨脹率，通貨膨脹率將保持不變，則實(shí)際失業(yè)率U等于非加速型通貨膨脹下的失業(yè)率U*。上述菲利普斯曲線不能直接估計，因為e和U*都是未知變量。對預(yù)期的通貨膨脹率e有各種假定，最簡單的假定為隨機(jī)游走模型為，e等于上期通貨膨脹率，則由=e-?琢(U-U*)+?淄得到P=?琢U*-?琢U+?淄，在關(guān)于?淄假定條件下，使用P、U的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，利用最小二乘法可以估計上式中的常數(shù)項和?琢的值，則U*等于估計方程的常數(shù)項與估計實(shí)際失業(yè)率系數(shù)?琢之比。Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)利用這個方法估計的美國1960年至2000年的NAIRU的值為6.1%。上述關(guān)于菲利普斯曲線和NAIRU的估計有很多暗含的假定，文獻(xiàn)中從這個角度估計NAIRU的方式，可歸結(jié)為一個一般化的菲利普斯曲線方程（Douglas Staiger,James H.Stock,Mark W.Watson,1996；Thomas Laubach,2001）:
?仔t-?仔=?茁(L)(u-)+?啄(L)(?仔-?仔)+?酌(L)X+?著
其中?仔t為通貨膨脹率,?仔為預(yù)期通貨膨脹率，u為實(shí)際失業(yè)率，為NAIRU,X為供給沖擊，?著表示序列不相關(guān)的誤差項，其中?茁(L)、?啄(L)、?酌(L)為滯后算子的多項式。上式中預(yù)期的通貨膨脹率?仔是一個不可直接觀察和統(tǒng)計的變量，必須對其假定，文獻(xiàn)中的假定有?仔=?滋+?琢?仔，或者?仔=?滋+?琢(L)?仔,還有其他形式。NAIRU也是一個不可直接觀察和統(tǒng)計的變量，對的變化也有多種假定，最簡單的情形是假定恒等于。20世90年代初，美國實(shí)際失業(yè)率下降后并沒有出現(xiàn)通貨膨脹率上升的趨勢，由此，從20世紀(jì)90年代估計NAIRU的文獻(xiàn)側(cè)重于假定NAIRU是變化的。變化方式有多種假定，一些文獻(xiàn)假定是離散的，隨環(huán)境的變化在不同時間的值不同；還有一些文獻(xiàn)假定NAIRU依賴于勞動生產(chǎn)率等因素，即=?準(zhǔn)′St；更多文獻(xiàn)認(rèn)為NAIRU隨機(jī)的，通常假定ut=+?濁t(yī)，其中?濁t(yī)~N(0,?姿?滓),并且對所有t、?子的，E?濁t(yī)?著?子=0。對于還可以依據(jù)具體情形有其他假定，例如，Thomas Laubach（2001）假定=+?滋t-1+?濁t(yī)，其中?滋t=?滋t-1+?淄t，?淄t~N(0,?滓)，并估計了七個國家的NAIRU。
估計NAIRU的另外一種常用方式是僅僅依靠實(shí)際失業(yè)率的時間序列數(shù)據(jù)本身進(jìn)行估計，暗含的假定是，實(shí)際失業(yè)率水平必然趨向于其均衡水平。一般化的方程（Douglas Staiger,James H.Stock,Mark W.Watson,1996）為u-=?茁(L)(u-)+?著，其中關(guān)于的選擇仍然如上述的各種假定。Mariam Camarero,Josep Liuis Carrion-I-Silvestre,Cecilio Tamarit（2005）假定=，Tb,i-1≤t≤Tb,i，上式變?yōu)閡=?滋+?茲iDui,t-1+?茁(L)ut-1+?著t,用最小二乘法估計上式，間接得到NAIRU==+。Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)從簡單的菲利普斯曲線Ⅱ=Ⅱ-1-?琢(U-U*)+?淄出發(fā),利用通貨膨脹率和實(shí)際失業(yè)率的數(shù)據(jù)估計了Ⅱ=?琢U*-?琢U+?淄，其中Ⅱ為一般價格水平，Ⅱ為通貨膨脹率，U、U*分別為實(shí)際失業(yè)率和NAIRU,然后得到U*+?淄/?琢=U+Ⅱ/?琢，上式右邊為已知數(shù)據(jù)，上式左邊U*表示一種趨勢變量，?淄/?琢表示供給沖擊，應(yīng)用HP濾波技術(shù)(Hodrick,Prescott,1997)得到NAIRU的值。
（二）對中國NAIRU的初步估計
由于中國轉(zhuǎn)型時期通貨膨脹率和失業(yè)率之間的關(guān)系復(fù)雜，估計一個在經(jīng)濟(jì)理論和統(tǒng)計關(guān)系兩方面都合理的菲利普斯曲線是一個目前仍沒有完成的工作。例如，王少平、涂正革、李子奈（2001），王少平，張潔（2007）認(rèn)為預(yù)期擴(kuò)展的菲利普斯曲線對我國尚不具有適用性。多數(shù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家承認(rèn)，精確估計NAIRU是一個不可能完成的事情，復(fù)雜的估計技術(shù)并不一定比簡單的估計技術(shù)更有效。例如，Ray C.Fair(2000)認(rèn)為一些文獻(xiàn)中關(guān)于NAIRU的動態(tài)設(shè)定是不精確的，在低的實(shí)際失業(yè)率水平，失業(yè)率和價格之間的關(guān)系是非線性的。這里從菲利普斯曲線和單純城鎮(zhèn)失業(yè)率數(shù)據(jù)兩個角度對城鎮(zhèn)NAIRU給出初步估計。不過，這兩種估計方式都存在較多的假定。
由于附加預(yù)期的菲利普斯曲線不適合中國的情況，并且對它的估計在統(tǒng)計上的效果很不理想，這里首先估計簡單的中國菲利普斯曲線?仔t=c+?琢Ut+?淄t，其中,?仔t為以商品零售價格水平變化表示的通貨膨脹率，Ut為失業(yè)率，?淄t為其他變量的沖擊。估計結(jié)果為?仔t=15.8-3.44Ut，其中，常數(shù)項和失業(yè)率的t統(tǒng)計量、F統(tǒng)計量都能在5%的臨界水平通過檢驗；修正的R2=0.1555,這表明在統(tǒng)計意義上通貨膨脹率變化可歸因于失業(yè)率變化的比例很低；DW統(tǒng)計量為0.8969，在樣本數(shù)為28的情況下，接受殘差項存在正一階自相關(guān)的假設(shè)。一般認(rèn)為通貨膨脹率受供給、需求和通貨膨脹率慣性等的影響，這里先驗地假定通貨膨脹具有慣性，估計方程?仔t=?琢?仔t(-1)+?茁Ut+?淄t，結(jié)果為?仔t=10.37-2.71Ut+0.54?仔t-1，其中，常數(shù)項和失業(yè)率的t統(tǒng)計量、F統(tǒng)計量在5%的臨界水平通過檢驗；修正的R2=0.4761；DW統(tǒng)計量為1.5748，在樣本數(shù)為27的情況下，殘差項不拒絕零自相關(guān)的虛假設(shè)。對?仔t=10.37-2.71Ut+0.54?仔t-1變形有?仔t=-2.71(Ut-3.83)+0.54?仔t-1。盡管假定失業(yè)率變化引起的實(shí)際工資率變化導(dǎo)致通貨膨脹率變化的邏輯不符合中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期的邏輯，如果假定中國存在通常的菲利普斯曲線，并且NAIRU不變，在通貨膨脹率為零時可得到1980年至2007年中國的NAIRU為3.83%。從圖1看出，在城鎮(zhèn)登記失業(yè)率低于3%時，多數(shù)情況下出現(xiàn)了通貨膨脹。
和存在成熟勞動力市場的美國、西歐不同，中國城鎮(zhèn)失業(yè)率不僅和經(jīng)濟(jì)中總需求和總供給變化有關(guān)，也和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中對城鄉(xiāng)勞動力流動約束的變化、國有企業(yè)改革、經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的調(diào)整等因素有關(guān)，由此中國NAIRU是隨時間變化的。不過，影響城鎮(zhèn)失業(yè)率變化的這些變量很難量化，這里利用HP濾波估計城鎮(zhèn)失業(yè)率中的非周期部分，可作為中國城鎮(zhèn)NAIRU的替代，結(jié)果如表1。
五、結(jié)論
在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，中國勞動力市場存在一些摩擦因素，城鄉(xiāng)勞動力市場是二元的，勞動工資率的變化并沒有完全反映勞動力市場上勞動力的供求狀況，勞動工資率的變化也不是影響我國通貨膨脹出現(xiàn)的主要因素。因此，中國不存在通常意義上的菲利普斯曲線，NAIRU概念在中國宏觀經(jīng)濟(jì)政策決策中作為先行指標(biāo)也具有很大的局限性。
由于中國勞動力市場的特殊結(jié)構(gòu)，依靠擴(kuò)張性的宏觀經(jīng)濟(jì)政策提高中國的就業(yè)率的政策措施效率不高，而提高勞動力市場效率、放松勞動力要素的交易成本、提高勞動者的職業(yè)轉(zhuǎn)換能力等微觀政策對于降低中國失業(yè)率將具有事半功倍的效果。
參考文獻(xiàn)：
[1]蔡,都陽,高文書.就業(yè)彈性、自然失業(yè)和宏觀經(jīng)濟(jì)政策―為什么經(jīng)濟(jì)增長沒有帶來顯性就業(yè)[J].經(jīng)濟(jì)研究,2004,(9).
[2]范從來.菲利普斯曲線與我國現(xiàn)階段的貨幣政策目標(biāo)[J].管理世界,2000,(6).
[3]林秀梅,王磊.我國經(jīng)濟(jì)增長與失業(yè)的非線性關(guān)系研究[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2007,(6).
[4]李駿嫻,薛江.中國經(jīng)濟(jì)增長與失業(yè)率的實(shí)證分析及思考[J].榆林學(xué)院學(xué)報,2007,(3).
[5]王少平,涂正革,李子奈.預(yù)期增廣的菲利普斯曲線及其對中國適用性檢驗[J].中國社會科學(xué),2001,(4).
[6]王少平,張潔.預(yù)期擴(kuò)展的菲利普斯曲線對我國的適用性分析[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài),2007,(1).
[7]趙博,雍家勝.菲利普斯曲線研究在中國的實(shí)證分析[J].管理世界,2004,(9).
[8]曾利飛,徐劍剛,唐國興.開放經(jīng)濟(jì)下中國新凱恩斯混合菲利普斯曲線[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究,2006,(6).
[9] Douglas Staiger, James H.Stock,Mark W.Watson,1996,How precise are estimates of the nature rate of unemployment? NBER working paper 5477.
[10] Fiedman, Milton,1968, the Role of Monetary Policy, American Economic Review,58:1-17.
[11]Hildegart Ahumada, Maria Lorena Garegnani,Assesing HP Filter Performance for Argentina and U.S. macro aggregates, Journal of Applied Economics, Vol.III,No.2(Nov 2000),257-284.
[12] James K. Galbraith,1997, Time to Ditch the NAIRU, Journal of Economic Perspectives,Volume 11, Number1-Winter 1997,p93-108.
[13] Joseph Stiglitz，Reflections on the Natural Rate Hypothesis,The Journal of Economic Perspectives, Vol. 11, No. 1. (Winter, 1997), pp. 3-10.
[14] Laurence Ball,N.Gregory Mankiw,2002,The NAIRU in theory and practice, Journal of Economic Perpectives,Volume16,Number4-Fall,P115-136,36.
[15] Marcoa.Espinosa -Vega,Steven Russell,1997,History and Theory of the NAIRU:a Critical Review, Federal Reserve Bank of Atlanta,Economic Review,Second Quarter,1997.
[16] Modigliani, Franco and Lucas Papademos,1975,Targets for Monetary Policy in the Coming Year, Brookings Papers on Economic Activity,1:141-163.
[17] Mariam Camarero, Josep Liuis Carrion-I-Silvestre,Cecilio Tamarit,2005, Unemployment dynamics and NAIRU estimates for accession countries: a univariate approach, Journal of Comparative Economics 33(2005)584-603.
第8篇：通貨膨脹的趨勢范文
關(guān)鍵詞： 最優(yōu)通貨膨脹率；中央銀行；效用函數(shù)
中圖分類號：F822.5；F832
一、引言
物價穩(wěn)定和經(jīng)濟(jì)增長是經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)、均衡發(fā)展的標(biāo)志，實(shí)現(xiàn)低通貨膨脹率條件下的高經(jīng)濟(jì)增長率是各國貨幣政策的理想目標(biāo)。但是，大量的理論研究和政策實(shí)踐表明，低通貨膨脹率和高經(jīng)濟(jì)增長率的雙重目標(biāo)難以共同實(shí)現(xiàn)，各國中央銀行只能根據(jù)當(dāng)前形勢在二者之間取舍，選擇適度的通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)增長率組合作為貨幣政策的最優(yōu)目標(biāo)。從而，最優(yōu)通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)增長率之間的權(quán)衡和選擇，成為各國中央銀行貨幣政策框架的研究重點(diǎn)和實(shí)踐焦點(diǎn)。
在此方面眾多的研究成果中，最具影響力的是Barro and Gordon（1983）基于中央銀行效用函數(shù)提出的“最優(yōu)通貨膨脹目標(biāo)”理論，他們認(rèn)為各國的中央銀行都具有包括通貨膨脹率、經(jīng)濟(jì)增長率或失業(yè)率等政策規(guī)則參數(shù)的特定效用函數(shù)，并確定能夠最大化效用函數(shù)值的參數(shù)值。其中，能夠?qū)崿F(xiàn)中央銀行效用水平最大化的通貨膨脹率即為“最優(yōu)通貨膨脹目標(biāo)”，貨幣政策的制定和修正便以此為參照目標(biāo)。該理論一經(jīng)提出就引起宏觀經(jīng)濟(jì)理論研究領(lǐng)域的廣泛關(guān)注。
Walsh （1992）利用Lucas （1972）的理性預(yù)期模型，對中央銀行效用函數(shù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)中央銀行對于“最優(yōu)通貨膨脹率”的抉擇具有政策傾向，這在相當(dāng)程度上解釋了發(fā)展中國家通貨膨脹率居高不下的現(xiàn)象，因此也得到了廣泛的理論和實(shí)證支持。Sevnsson （2001）進(jìn)一步提出了最優(yōu)通貨膨脹目標(biāo)制的具體操作標(biāo)準(zhǔn)――“靈活通貨膨脹目標(biāo)制”，極大增強(qiáng)了該理論的實(shí)際操作性。
“最優(yōu)通貨膨脹目標(biāo)”理論也在貨幣政策實(shí)踐領(lǐng)域被廣泛采用。自1990年新西蘭中央銀行引入通貨膨脹目標(biāo)制以來，已經(jīng)有將近30個國家加入這個行列。在長期的政策實(shí)踐中，通貨膨脹目標(biāo)制促成了中央銀行更系統(tǒng)連貫的內(nèi)部決策過程，并且強(qiáng)化了宏觀政策價值取向前所未有的責(zé)任感，以及經(jīng)濟(jì)體系中的各部門間 （公共部門和私人部門）更透明的溝通和交流。正如King （2002）所說，最優(yōu)通貨膨脹目標(biāo)制所實(shí)現(xiàn)的貨幣穩(wěn)定與經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定是歷史上罕見的。
由于實(shí)行最優(yōu)通貨膨脹目標(biāo)制的中央銀行在過去取得巨大成就的示范效應(yīng)，全球經(jīng)濟(jì)學(xué)家和主流規(guī)范的決策者非常關(guān)注該學(xué)術(shù)和政策領(lǐng)域的發(fā)展動向。然而，國內(nèi)學(xué)者卻關(guān)注較少，對中國最優(yōu)通貨膨脹率的研究文獻(xiàn)也主要集中于經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹的相關(guān)性研究，而很少涉及中央銀行效用最大化的通貨膨脹動態(tài)最優(yōu)化分析。本文試圖利用前人提出的中央銀行效用函數(shù)模型，結(jié)合中國的實(shí)際數(shù)據(jù)，采用VAR模型（脈沖響應(yīng)）與動態(tài)最優(yōu)化等分析方法，探究實(shí)現(xiàn)中央銀行效用最大化的最優(yōu)通貨膨脹率。
本文內(nèi)容安排如下：第一部分為引言；第二部分介紹中央銀行效用函數(shù)模型及其參數(shù)構(gòu)成；第三部分采用平穩(wěn)性檢驗、Ganger檢驗、VAR模型等方法分析經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹的相關(guān)關(guān)系及相互作用機(jī)制的路徑；第四部分采用動態(tài)最優(yōu)化方法，研究實(shí)現(xiàn)中央銀行效用最大化條件下的最優(yōu)通貨膨脹率；第五部分為本文研究結(jié)論及政策含義。
二、中央銀行的效用函數(shù)
中央銀行的貨幣政策取舍非常關(guān)注通貨膨脹率穩(wěn)定和實(shí)際經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定。通貨膨脹率穩(wěn)定由通貨膨脹率缺口表示，即實(shí)際通貨膨脹率對目標(biāo)通貨膨脹率的偏離；實(shí)際經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定由實(shí)際產(chǎn)出缺口表示，即實(shí)際產(chǎn)出對潛在產(chǎn)出的偏離。一般而言，中央銀行的效應(yīng)水平由通貨膨脹率缺口和實(shí)際產(chǎn)出 （或失業(yè)率） 缺口決定，由此中央銀行效用函數(shù)可以表示為公式 （1）：
其中，，和分別表示期的實(shí)際產(chǎn)出、通貨膨脹率、中央銀行效用水平；和分別表示潛在產(chǎn)出和最優(yōu)通貨膨脹率目標(biāo)；參數(shù)表示中央銀行在產(chǎn)出擴(kuò)張和通貨膨脹之間的相對權(quán)重。
Barro and Gordon （1983） 認(rèn)為實(shí)際產(chǎn)出對潛在產(chǎn)出的正向偏離 （）能夠增加中央銀行效用，表現(xiàn)為經(jīng)濟(jì)超預(yù)期增長，所以；而任何水平的通貨膨脹率缺口都會降低中央銀行效用，表現(xiàn)為實(shí)際通貨膨脹率對目標(biāo)通貨膨脹率的偏離 （正向或負(fù)向），所以 （） 以負(fù)平方的形式進(jìn)入效用函數(shù)。①
獲得具體的效用函數(shù)模型之后，中央銀行仍然面臨一系列影響政策方向的問題：比如對通貨膨脹變量與實(shí)際產(chǎn)出變量的權(quán)衡缺乏統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)、政策目標(biāo)的不明確和不透明，以及政策目標(biāo)之間跨期替代不一致等問題。這些問題最直接的解決方式，是以明確的跨期動態(tài)效用函數(shù)作為中央銀行的操作目標(biāo)，明晰目標(biāo)變量及其權(quán)重，解決目標(biāo)變量的穩(wěn)定性與跨期替代問題，并為目標(biāo)變量提供明確的順序設(shè)計。具體而言， 期的跨期效用函數(shù)等于現(xiàn)期效用函數(shù)與未來各期效用函數(shù)的現(xiàn)值之和，即公式 （2）：
其中， 表示以期為基期，未來期的跨期效用函數(shù)； 表示貼現(xiàn)率。
另外，和分別是基于期的信息對未來期通貨膨脹率和實(shí)際產(chǎn)出設(shè)計，和 分別表示通貨膨脹率和實(shí)際產(chǎn)出的設(shè)計路徑。以和為自變量的期跨期效用函數(shù)可以表示為公式 （3）：
對于公式 （3），只要能將和表示為的函數(shù)，并確定和的數(shù)值，跨期效用函數(shù)將提供通貨膨脹率與實(shí)際產(chǎn)出缺口排序的便利方法。而對于中央銀行的貨幣政策選擇，決策者只要選擇跨期效用函數(shù)值最大的通貨膨脹率與實(shí)際產(chǎn)出組合，就可作為貨幣政策目標(biāo)。
一般而言，無論通過哪些中間目標(biāo)，貨幣政策最終目標(biāo)都著眼于 “充分就業(yè)、穩(wěn)定物價、經(jīng)濟(jì)增長和國際收支平衡”。然而在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中，貨幣政策要同時滿足四項目標(biāo)的要求，事實(shí)上是不可能的，所以各國都以其中一項作為主要目標(biāo)。②中國的貨幣政策實(shí)踐一直把“維持幣值穩(wěn)定，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”的雙重目標(biāo)作為最終目標(biāo)。因此，以上中央銀行效用函數(shù)的分析框架適合用作中國情況的實(shí)證研究。
三、通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)形成路徑設(shè)計
在以上中央銀行效用函數(shù)的分析框架基礎(chǔ)上，本文擬結(jié)合中國的情況，從通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長的實(shí)證路徑入手，探索中國最優(yōu)通貨膨脹率的分析方法。
本文擬采用向量自回歸 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型研究中國通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長的相關(guān)形成路徑，并利用脈沖響應(yīng)函數(shù) （Impulse Response Function）分析二之間的相關(guān)關(guān)系。
經(jīng)濟(jì)增長的度量可以選取實(shí)際GDP增長率（y）；通貨膨脹率的度量可以選取消費(fèi)價格指數(shù)（CPI）的變化率（π）。樣本數(shù)據(jù)取自1978-2010年中國實(shí)際GDP增長率和消費(fèi)價格指數(shù)的年度數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《2010年中國統(tǒng)計年鑒》 和國家統(tǒng)計局官方網(wǎng)站。
（一） 數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗
在建立通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長的路徑模型之前，為了避免模型的 “偽回歸”現(xiàn)象，首先要求兩組變量都通過平穩(wěn)性檢驗、Granger因果關(guān)系檢驗，然后才能建立VAR模型，分析它們的形成路徑和相關(guān)關(guān)系。利用Eviews6.0軟件，采用ADF檢驗法對y和π進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗，結(jié)果如表1所示：
平穩(wěn)性檢驗結(jié)果表明y和π都是平穩(wěn)序列，二者之間可能存在長期均衡關(guān)系；另外，為了證實(shí)變量之間是否存在因果關(guān)系，還需要進(jìn)行Ganger因果關(guān)系檢驗，檢驗結(jié)果見表2。④
Ganger檢驗結(jié)果表明，在滯后階數(shù)為1-3階，顯著水平為5％的條件下，可以拒絕“π不是y的Ganger原因”和“y不是π的Ganger原因”的原假設(shè)，y和π之間存在雙向的因果關(guān)系，即通貨膨脹率和GDP增長率相互影響、互為因果。
（二） VAR模型建立和估計
通過平穩(wěn)性檢驗和Ganger檢驗證實(shí)了GDP增長率 （y） 和通貨膨脹率 （π）之間存在的均衡關(guān)系和因果關(guān)系，可以建立以y和π為變量的VAR模型。見公式 （4）：
VAR模型的估計結(jié)果見表3：
估計結(jié)果表明模型中和截距項的回歸系數(shù)，以及模型中項的回歸系數(shù)未能通過檢驗；剔除VAR模型中未通過檢驗的變量，并重新估計，得到關(guān)于和π相關(guān)形成路徑的具體形式。見公式 （5）：
基于公式 （5） 所揭示的y和π相關(guān)形成路徑，可以得出以下實(shí)證分析結(jié)論：
（1） 與正相關(guān)，與正相關(guān)，說明經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹都具有慣性增長效應(yīng)；
（2） 與 負(fù)相關(guān)，反映了宏觀經(jīng)濟(jì)政策的反周期作用；
（3） 和對的回歸系數(shù)偏低 （分別為-0.26和0.17），說明通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長的影響并不顯著；
（4） 與正相關(guān)，反映了經(jīng)濟(jì)增長從社會總需求方面對價格水平的推動作用；
（5） 與負(fù)相關(guān)，反映了經(jīng)濟(jì)增長從社會總供給方面對價格水平的制約作用；
（6） 和對的回歸系數(shù)較大 （分別為1.263和-1.095），說明經(jīng)濟(jì)增長對通貨膨脹的影響非常顯著。
從以上結(jié)論可看出，在短期內(nèi)（1年），一年前的GDP增長率對當(dāng)年的通脹率回歸系數(shù)是1.2 （大于1），很可能說明去年的GDP增長通過增加社會總需求的方式推動了當(dāng)年物價的上漲；在長期 （1年以上），二年前的GDP增長率對當(dāng)年的通脹率回歸系數(shù)是-1.05 （絕對值大于1），說明二年前的投資產(chǎn)能經(jīng)過一年釋放出來，從社會供給方面制約了物價的上漲。
(三) 脈沖-響應(yīng)分析
基于VAR模型的脈沖響應(yīng)分析圖，能夠直觀反映通過因變量對于自變量沖擊的響應(yīng)程度，進(jìn)而揭示變量間的相互作用機(jī)制。由于通貨膨脹率與GDP增長率互為因果，所以存在兩個脈沖響應(yīng)分析圖⑥，見圖1：
脈沖響應(yīng)分析圖表明：
（1） 對于GDP增長率一個Cholesky標(biāo)準(zhǔn)差信息沖擊，通貨膨脹率的響應(yīng)在第三年達(dá)到最大值2.4556，隨后逐漸減小，到第五年變?yōu)樨?fù)影響，并逐漸消失。這說明，經(jīng)濟(jì)增長通過增加社會總需求的途徑，對價格水平上漲具有長期、穩(wěn)定的推動作用。
（2） 對于通貨膨脹率一個Cholesky標(biāo)準(zhǔn)差信息沖擊，GDP增長率的響應(yīng)在第一年達(dá)到最大值0.4843，隨后迅速變?yōu)樨?fù)影響，到第三年變?yōu)樽钚≈?0.8085，并迅速減弱，到第七年以后影響逐漸消失。這說明，由于經(jīng)濟(jì)增長的慣性作用，當(dāng)通貨膨脹發(fā)生時，經(jīng)濟(jì)增長能夠保持原有趨勢，但是隨之而來的反周期性宏觀緊縮政策將徹底扭轉(zhuǎn)經(jīng)濟(jì)增長的原有趨勢，由于宏觀經(jīng)濟(jì)政策存在種種時滯，各種因素將交織在一起相互作用，從而通脹對經(jīng)濟(jì)增長的影響也更加持久和復(fù)雜。因此，在短期或長期，通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長的影響效果都不顯著，通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制仍然需要進(jìn)一步研究。
四、最優(yōu)通貨膨脹率的測算及其實(shí)證解析
(一) 最優(yōu)通貨膨脹率的測算
在以上通貨膨脹和經(jīng)濟(jì)增長相關(guān)形成路徑的解析基礎(chǔ)上，結(jié)合中央銀行的效用函數(shù)分析，就可以進(jìn)一步測算最優(yōu)通貨膨脹率。最優(yōu)通貨膨脹率的測算方法和測算結(jié)果，將為貨幣政策的中介目標(biāo)和最終目標(biāo)的路徑設(shè)定，提供非常重要的理論參數(shù)參照系。
如本文第二部分所述，如果將公式3中的通貨膨脹率和GDP增長率的路徑表示為時間變量的函數(shù)，并確定和的數(shù)值，通過求解期跨期效用函數(shù)最大值，進(jìn)而就可以確定最優(yōu)通貨膨脹率和GDP增長率目標(biāo)。根據(jù)本文第三部分的分析結(jié)果，通貨膨脹率和GDP增長率路徑對時間變量的函數(shù)表示為公式 （6）（詳細(xì)過程及各參數(shù)值請參見附錄1）。
公式 （6）表明，GDP增長率和通貨膨脹率都具有穩(wěn)態(tài)值：；；說明GDP增長率和通貨膨脹率隨時間變動，將最終分別趨于10.12%和5.08%。⑦
將公式（6）中的各變量帶入公式（3），可得期跨期效用函數(shù)穩(wěn)態(tài)解的表達(dá)式（詳見附錄2）。通過求解等式：；得到實(shí)現(xiàn)期的最優(yōu)通貨膨脹率 ，見公式（7）：
引入本文附錄1、3中各參數(shù)值，測算出基于t期信息，中央銀行實(shí)現(xiàn)跨期效用最大化的最優(yōu)通貨膨脹率為4.29%，這一最優(yōu)值水平低于穩(wěn)態(tài)值水平。
（二） 最優(yōu)通貨膨脹率的實(shí)證解析
基于1978-2010年中國GDP增長率與通貨膨脹率的VAR模型分析，以及中央銀行跨期效用函數(shù)的動態(tài)最優(yōu)化分析，本文的實(shí)證分析顯示：
1.經(jīng)濟(jì)增長率和通貨膨脹率的穩(wěn)態(tài)解分別為10.12%和5.08%。在長期中，通貨膨脹率的動態(tài)最優(yōu)解為4.29%；
2.通貨膨脹率的最優(yōu)值低于穩(wěn)態(tài)值，說明中央銀行如果堅持奉行“低通貨膨脹目標(biāo)”的貨幣政策，將能夠在長期中獲得更大的效用水平；
3.中國最優(yōu)通貨膨脹率的解析值，高于國際 （主要工業(yè)化發(fā)達(dá)國家）所認(rèn)同的2%最優(yōu)通貨膨脹目標(biāo)，這一偏差的產(chǎn)生原因可能來自于兩方面因素：一是中國和其他國家對中央銀行職能的不同定位導(dǎo)致對貨幣政策目標(biāo)的定位差異。中國人民銀行的貨幣政策具有“維持幣值穩(wěn)定，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”的雙重目標(biāo)，從而在對經(jīng)濟(jì)增長和通貨膨脹的權(quán)衡中相比其他發(fā)達(dá)國家有更高的通脹容忍水平；二是實(shí)證數(shù)據(jù)周期內(nèi)中國實(shí)際GDP增長率顯著高于其他國家，因此在GDP增長率和通貨膨脹率的相關(guān)路徑中，所匹配的最優(yōu)通貨膨脹率水平也可相應(yīng)較高。
需要特別說明的是，由于GDP增長率和通貨膨脹率的路徑設(shè)計都是基于本文實(shí)證數(shù)據(jù)周期的歷史數(shù)據(jù)，這一時期恰好是中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌、分工發(fā)展、模仿性技術(shù)進(jìn)步、工業(yè)化及城鎮(zhèn)化起步至加速過程。然而在更長周期的視角中，GDP增長率由資源稟賦決定。隨著中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段進(jìn)入工業(yè)化后期，資源利用將突破劉易斯拐點(diǎn)，閑置資源逐步減少，GDP增長率具有逐步降低的趨勢。因此，本文利用歷史數(shù)據(jù)計算GDP增長率的穩(wěn)態(tài)解為10.12% （最優(yōu)通貨膨脹率的穩(wěn)態(tài)解5.08%和最優(yōu)解4.29%），此結(jié)論可能僅適用于本文實(shí)證數(shù)據(jù)周期，對未來也許沒有趨勢性可信度。
五、結(jié)論及政策含義
本文的實(shí)證研究結(jié)果表明⑧：
經(jīng)濟(jì)增長對通貨膨脹具有顯著的助推作用。“低通脹、高增長”的雙重目標(biāo)難以實(shí)現(xiàn)。長期以來，在追求經(jīng)濟(jì)高增長的激勵機(jī)制作用下，貨幣政策也主要呈現(xiàn)出“高增長、高通脹”的政策效果。
雖然貨幣政策定位于 “維持幣值穩(wěn)定，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”的雙重目標(biāo)，但是實(shí)證觀察到的最終效果偏向于優(yōu)先促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。由于GDP核算的是以貨幣計量的國民收入流量，伴隨著本文實(shí)證數(shù)據(jù)周期的高GDP增長率過程，同時也是中國國民收入和國民財富的貨幣金融化過程。這一過程中，出于對宏觀經(jīng)濟(jì) （總量和結(jié)構(gòu)）的存量和流量均衡維持的需求，貨幣政策的貨幣供應(yīng)量參數(shù)一直維持在大大高于GDP增長率的水平，由此貨幣化的GDP增長流量和金融化的國民財富存量之間還存在著更為微妙而重要的均衡關(guān)聯(lián)。
因此，以上結(jié)論對貨幣政策的認(rèn)識還有更加深刻的政策含義：不僅需要就本文所揭示的流量層面的“經(jīng)濟(jì)增長對通貨膨脹具有顯著的助推作用”實(shí)證結(jié)論，進(jìn)行貨幣政策的定位反思，以確定是否要延續(xù)“高增長、高通脹”的貨幣政策效果；而且，還有必要在存量層面深入解析，在時間周期內(nèi)累積的貨幣存量，是通過什么樣的作用機(jī)制和時間路徑，對下一期的通貨膨脹產(chǎn)生了什么樣的實(shí)質(zhì)性影響？也就是說，通貨膨脹的貨幣政策存量累積效應(yīng)，也是貨幣政策再認(rèn)識的一個非常重要問題。⑨
由此，對最優(yōu)通貨膨脹率的把握，才有其針對性的貨幣政策含義。即便是在本文實(shí)證數(shù)據(jù)周期的高GDP增長過程中，中央銀行的 “低通貨膨脹目標(biāo)”貨幣政策也將能夠在長期中獲得更大的效用水平。從而，在可展望的十二五期間經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式轉(zhuǎn)型和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整過程中，中國宏觀經(jīng)濟(jì)將更加注重質(zhì)量提升從而要求趨勢性的平穩(wěn)增長 （增長水平小于上一階段），“低通貨膨脹目標(biāo)”的貨幣政策定位將更加符合中央銀行效用函數(shù)特征和宏觀調(diào)控的要求。這一政策趨勢已然從現(xiàn)有的貨幣政策價值取向中有所反映。
在最優(yōu)通貨膨脹率的國際貨幣政策實(shí)踐中，相比較而言其他主要發(fā)達(dá)工業(yè)化國家追求價格水平和經(jīng)濟(jì)增長雙穩(wěn)定，尤其注重控制通貨膨脹，其中央銀行的政策目標(biāo)相對單一，而且獨(dú)立性也相應(yīng)較強(qiáng)，因此能夠?qū)⑼ㄘ浥蛎涢L期控制在較低水平 （比如2%）。這些中央銀行獨(dú)立性和貨幣政策穩(wěn)健性經(jīng)驗，對于中國十二五期間國民經(jīng)濟(jì)總體發(fā)展規(guī)劃所要求的貨幣政策職能定位，在貨幣政策實(shí)踐方面有明確的借鑒價值。
此外，本文的分析還指出，由于實(shí)證揭示的通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長的影響也更加持久和復(fù)雜，貨幣政策很難根據(jù)觀察到的通貨膨脹率做相機(jī)抉擇的反周期調(diào)控。在考慮了GDP增長和貨幣政策對通貨膨脹的累積效應(yīng)后，當(dāng)期的通貨膨脹率很可能只是一個表象，相機(jī)抉擇的宏觀反周期貨幣政策又將成為下一期通貨膨脹的累積性因素。因此，在最優(yōu)通貨膨脹率的政策邏輯下，動態(tài)的最優(yōu)貨幣政策取向，就是重新回到跨期的通貨膨脹率和經(jīng)濟(jì)增長的最優(yōu)權(quán)衡路徑中。
附錄：
1.通貨膨脹率與GDP增長率對時間的函數(shù)設(shè)定
正文公式（5）表示了通貨膨脹率（）與GDP增長率（）的形成路徑，其中路徑中的解釋變量雖然包括和，但是通貨膨脹對經(jīng)濟(jì)增長是否構(gòu)成影響仍然值得商榷。因為，對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生實(shí)際影響的，很可能是根據(jù)通貨膨脹制定的反周期宏觀調(diào)控政策，而非通貨膨脹本身。而且模型中和偏低的回歸系數(shù)（-0.26和0.17）說明，即使通貨膨脹能對經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生實(shí)際影響，影響效果也非常有限。因此，保持π的路徑不變，剔除路徑中的和，并重新估計，可得的新路徑，公式（5）轉(zhuǎn)化為附錄公式1.1：
關(guān)于貼現(xiàn)率 （）的設(shè)定，可以基于“中央銀行以五年經(jīng)濟(jì)規(guī)劃周期作為制定貨幣政策的時間跨度”的假設(shè)。如果該假設(shè)成立，則意味著下一個五年規(guī)劃中任意一年的效用現(xiàn)值將趨近于0，即有：，⑩ 當(dāng)前效用（）與五年后效用現(xiàn)值（）的自相關(guān)函數(shù)為公式3.2：
其中表示與的相關(guān)系數(shù)，由于與之間的時間跨度為一個完整的經(jīng)濟(jì)規(guī)劃周期 （5年），經(jīng)濟(jì)發(fā)展處于相似的經(jīng)濟(jì)周期狀態(tài)，!則與應(yīng)該具有極高的相關(guān)性，設(shè)定，則。Bartlett（1978）曾證明，如果 則近似存在，其中 表示樣本數(shù)。那么在5%顯著水平下， 的置信區(qū)間為：[-0.341,0.341]，由于存在，則所在區(qū)間為[0，0.806]，選取區(qū)間右側(cè)臨界值0.806作為貼現(xiàn)率 （）。
由于1978-2010年中國的通貨膨脹率（π）與GDP增長率（y）都是平穩(wěn)序列，但是其波動性較大。選取各序列的中位數(shù)作為公式3.1中和的初始值，即：； 。將表1.1中各參數(shù)值代入公式3.1，得到中國最優(yōu)通貨膨脹率（）等于4.29%。
注釋：
①Barro認(rèn)為發(fā)展中國家的貨幣政策兼顧 “穩(wěn)定物價、促進(jìn)增長”兩大目標(biāo)，所以正向產(chǎn)出缺口能夠增加中央銀行效用；發(fā)達(dá)國家的貨幣政策注重“產(chǎn)出和物價雙穩(wěn)定”，任何方向的產(chǎn)出或通貨膨脹率缺口都會降低中央銀行效用，因此，中央銀行具有損失函數(shù)：。由于中國屬于發(fā)展中國家，中國人民銀行的職能明確定位于“穩(wěn)定物價，并促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長”，因此本文認(rèn)為中國人民銀行具有效應(yīng)函數(shù) ，即公式 （1）。
②經(jīng)濟(jì)發(fā)展比較快速穩(wěn)健的國家，都把穩(wěn)定物價作為貨幣政策的首要目標(biāo)或唯一目標(biāo)。1990年，新西蘭率先提出，貨幣政策應(yīng)當(dāng)以控制通貨膨脹為唯一目標(biāo)。其后，有美國、英國、加拿大、澳大利亞等十幾個國家接受了反通貨膨脹的貨幣政策。
③檢驗?zāi)Ｐ桶鼐囗棧缓瑫r間項，差分滯后項階數(shù)依據(jù)SIC準(zhǔn)則確定。
④由于VAR模型并不反映變量之間的因果關(guān)系，所以需要進(jìn)行Ganger因果關(guān)系檢驗。
⑤采用滯后長度標(biāo)準(zhǔn) （Lag Length Criteria） 確定VAR模型的滯后階數(shù)。
⑥分別是π對y的脈沖響應(yīng)函數(shù)，以及y對π的脈沖響應(yīng)函數(shù)。
⑦此結(jié)論可能僅適用于本文實(shí)證數(shù)據(jù)周期，對未來階段也許并沒有趨勢性可信度。
⑧該實(shí)證結(jié)果在本文實(shí)證檢驗的數(shù)據(jù)周期內(nèi)，該數(shù)據(jù)周期對應(yīng)著經(jīng)濟(jì)周期和政策周期。
⑨這也是本文分析邏輯中，需要進(jìn)一步延伸的研究問題。
⑩由于，如果 則， 。
!一個完整經(jīng)濟(jì)周期具有的繁榮、衰退、蕭條和復(fù)蘇4種狀態(tài)，本文認(rèn)為中國的一個經(jīng)濟(jì)周期為5年。
參考文獻(xiàn)：
[1] [美] 卡爾?瓦什. 貨幣理論與政策[M]. 北京：人民大學(xué)出版社，2001.
[2] 謝平，劉錫良．從通貨膨脹到通貨緊縮[M]．四川：西南財經(jīng)大學(xué)出版社，2001．
[3] King.M.A.“The Inflation Target Ten Years On”[J]. Bank of England Quarterly Bulletin, 2002，(4).
[4] 李子奈，潘文卿．計量經(jīng)濟(jì)學(xué)[M]．北京：高等教育出版社，2005．
[5] [美] 多恩布什，費(fèi)希爾，斯塔茲．宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)[M]．北京：人民大學(xué)出版社，2007．
[6] 鐘正生. 通貨膨脹的慣性特征及其貨幣政策啟示[J]. 上海金融：2008 ，（7）.
[7] 高鐵梅．計量經(jīng)濟(jì)分析方法與建模[M]．北京：清華大學(xué)出版社，2009．
[8] 樂山. 歐洲:尋找最優(yōu)通貨膨脹率[J]. 國際金融：2010，（3）.
第9篇：通貨膨脹的趨勢范文
一、改革開放以來我國經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹的基本情況
眾所周知，反映經(jīng)濟(jì)增長情況的基本指標(biāo)是經(jīng)濟(jì)增長率，反映通貨膨脹情況的基本指標(biāo)是通貨膨脹率。經(jīng)濟(jì)增長率就是不變價GDP增長率，通貨膨脹率則可以用兩個指標(biāo)來表示，一個是居民消費(fèi)價格指數(shù)，即CPI，另一個是GDP縮減指數(shù)。前一個指標(biāo)反映的是一定時期內(nèi)用于居民消費(fèi)的貨物和服務(wù)的價格變動，后一個指標(biāo)反映的是一定時期內(nèi)全部最終產(chǎn)品的價格變動。這里的最終產(chǎn)品包括用于居民消費(fèi)的貨物和服務(wù)，用于政府消費(fèi)的貨物和服務(wù)，用于投資的貨物和服務(wù)，以及用于出口和進(jìn)口的貨物和服務(wù)。顯然，前一個指標(biāo)所涉及的貨物和服務(wù)的范圍窄，后一個指標(biāo)所涉及的貨物和服務(wù)的范圍寬。這兩個指標(biāo)側(cè)重點(diǎn)不同，但都被認(rèn)為是反映通貨膨脹情況最重要的指標(biāo)。
(一)年均和累積經(jīng)濟(jì)增長率與通貨膨脹率
表1給出了改革開放以來我國年均和累計經(jīng)濟(jì)增長率以及分別用CPI和GDP縮減指數(shù)表示的年均和累計通貨膨脹率數(shù)據(jù)。
本表根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2008》中的GDP和CPI歷史數(shù)據(jù)，以及國家統(tǒng)計局2009年1月22日的2008年GDP和CPI數(shù)據(jù)計算。
從表中可以看出，1979-2008年，我國年均經(jīng)濟(jì)增長率為9.8％，年均CPI上漲率和年均GDP縮減指數(shù)上漲率分別為5.7％和5.5％，前者比后者分別高4.1和4.3個百分點(diǎn)；經(jīng)濟(jì)累積增長15.5倍，CPI和GDP縮減指數(shù)累計分別上漲4.2和4.0倍?？梢?，改革開放以來，用CPI和用GDP縮減指數(shù)衡量的年均和累計通貨膨脹率比較接近，年均和累計經(jīng)濟(jì)增長率遠(yuǎn)高于年均和累計通貨膨脹率。
(二)經(jīng)濟(jì)增長率和通貨膨脹率的國際比較
表2給出了中國等4個新興經(jīng)濟(jì)大國和美國等6個發(fā)達(dá)國家1979-2007年年均經(jīng)濟(jì)增長率以及分別用CPI和GDP縮減指數(shù)表示的年均通貨膨脹率?？梢钥闯?，中國在實(shí)現(xiàn)年均9.8％的高速經(jīng)濟(jì)增長的情況下，通貨膨脹率遠(yuǎn)低于經(jīng)濟(jì)增長率；日本在實(shí)現(xiàn)2.4％的年均經(jīng)濟(jì)增長率的情況下，通貨膨脹率低于經(jīng)濟(jì)增長率；德國在實(shí)現(xiàn)2.0％的年均經(jīng)濟(jì)增長率的情況下，通貨膨脹率與經(jīng)濟(jì)增長率基本持平；其他國家的年均經(jīng)濟(jì)增長率都低于年均通貨膨脹率。其中，英國和巴西的年均經(jīng)濟(jì)增長率不足通貨膨脹率的一半，意大利不足1/3、俄羅斯更加突出年均經(jīng)濟(jì)增長率只有0.1％，年均通貨表2
CPI上漲率為1992-2007年平均數(shù)；巴西和俄羅斯的年均
CPI上漲率和年均CDP縮減指數(shù)上漲率為1996-2007年平均數(shù)；俄羅斯的年均經(jīng)濟(jì)增長率為1990--2007年平均數(shù)。膨脹率高達(dá)20％以上。顯然，與上述國家相比。中國的經(jīng)濟(jì)增長與通貨膨脹之間的關(guān)系處于比較好的狀態(tài)。
(三)改革開放以我國CPI上漲率與GDP縮減指數(shù)上漲率之間的關(guān)系
從歷史數(shù)據(jù)可以看出(圖1)，改革開放以來我國的CPI和GDP縮減指數(shù)之間的關(guān)系具有以下特點(diǎn)：1、GDP縮減指數(shù)上漲率與CPI上漲率的變動趨勢相同：CPI上漲率上升，GDP縮減指數(shù)上漲率也上升，EPI上漲率回落，GDP縮減指數(shù)上漲率也回落。2、GDP縮減指數(shù)上漲率與CPI上漲率的變動幅度有所不同，相對來說，CPI上漲率波動性更大些：1979-2008年，CPI上漲率最大值為24.1％，最小值為-1.4％，兩者之間相差25.5個百分點(diǎn)；同期GDP縮減指數(shù)上漲率的最大值為20.6％，最小值為-1.3％，兩者之間相差21.9個百分點(diǎn)。
二、改革開放以來我國的經(jīng)濟(jì)增長周期與通貨膨脹周期
下面，我們用經(jīng)濟(jì)增長率數(shù)據(jù)和用CPI表示的通貨膨脹率數(shù)據(jù)分析改革開放以來我國的經(jīng)濟(jì)增長周期和通貨膨脹周期。
表3和圖1給出了1979-2008年經(jīng)濟(jì)增長率和通貨膨脹率數(shù)據(jù)。
(一)改革開放以來我國的經(jīng)濟(jì)增長周期
從歷史數(shù)據(jù)看，改革開放以來我國的經(jīng)濟(jì)增長明顯地表現(xiàn)為三個周期。1981-1990年為第一輪周期：1981年經(jīng)濟(jì)增長處于周期的波谷，谷值為5.2％；1984年達(dá)到周期的波峰，峰值為15.2％，是改革開放以來經(jīng)濟(jì)增長率的最大值；1990年回落到周期的波谷，谷值為3.8％，是改革開放以來經(jīng)濟(jì)增長率的最小值。1990-1999年為第二輪周期：這輪周期從1990年經(jīng)濟(jì)增長處于波谷開始，1992年達(dá)到周期的波峰，峰值為14.2％，是改革開放以來經(jīng)濟(jì)增長率的次最大值；1999年回落到周期的波谷，谷值為7.6％。1999年進(jìn)入第三輪周期，這輪周期從1999年經(jīng)濟(jì)增長處于波谷開始，2007年達(dá)到周期的波峰，峰值為13.0％，2008年進(jìn)入回落期，當(dāng)年回落到9％，回落的幅度十分明顯。到目前為止，這輪周期還沒有結(jié)束。
第一輪周期經(jīng)濟(jì)增長從波谷到波峰只用了3年時間，從波峰回落到波谷用了6年時間；第二輪周期從波谷到波峰只用了2年時間，從波峰回落到波谷用了7年時間。這兩個周期的經(jīng)濟(jì)增長都表現(xiàn)出陡起平落的特點(diǎn)。兩輪周期的時間長度相同，都是9年。
與前兩輪周期不同，第三個周期經(jīng)濟(jì)增長從波谷達(dá)到波峰用了8年時間，從波峰回落到谷底，估計所用時間不會太長，這輪周期表現(xiàn)出平起陡落的特點(diǎn)。估計這輪周期的時間長度為10年，比前兩個周期多一年。
三輪經(jīng)濟(jì)增長周期，第一輪周期經(jīng)濟(jì)增長的波動性最大，最大值與最小值之間相差11.4個百分點(diǎn)；第二輪周期次之，最大值與最小值之間相差10.4個百分點(diǎn)；到目前為止，第三輪周期經(jīng)濟(jì)增長的穩(wěn)定性最好，最大值與最小值之間只相差5.4個百分點(diǎn)。
從季度來看，在第二輪周期中，經(jīng)濟(jì)增長率在1992年第四季度達(dá)到波峰，峰值為16.5％；隨后連續(xù)6個季度回落，1994年第二季度回落到12％，回落了4.5個百分點(diǎn)，平均每個季度回落0.75個百分點(diǎn)；從1994年第三季度開始在波動中回落，到1999年第四季度回落到6.6％。從這輪周期的季度波峰到波谷，經(jīng)濟(jì)增長率回落了接近10個百分點(diǎn)。
在本輪周期中，經(jīng)濟(jì)增長率在2007年第二季度達(dá)到波峰，峰值為13.8％，隨后連續(xù)六個季度回落，2008年第四季度回落到6.8％，回落了7個百分點(diǎn)，平均每個季度回落近1.2個百分點(diǎn)。從近六個季度數(shù)據(jù)看，顯然，本輪周期經(jīng)濟(jì)增長率從峰降回落的幅度遠(yuǎn)大于前一輪周期。
本輪周期經(jīng)濟(jì)增長率從峰值回落是多重因素共同作用的結(jié)果，其中既包括美國次貸危機(jī)引發(fā)的國際金融危機(jī)因素，也包括我國經(jīng)濟(jì)增長的周期性因素。但是，經(jīng)濟(jì)增長率回落的如此之快，國際金融危機(jī)是最主要的影響因素。
(二)改革開放以來我國的通貨膨脹周期
從歷史數(shù)據(jù)看，改革開放以來我國的通貨膨脹也明顯地表現(xiàn)為三個周期。1982-1990年為第一輪周期：1982年通貨膨脹率處于周期的波谷，谷值為2.0％；1988年通貨膨張率處于周期的波峰，峰值為18.8％；1990年通貨膨脹率回落到周期的波谷，谷值為3.1％。1990-1999年為第二輪周期：這輪周期從1990年通貨膨脹率處于波谷開始，1994年達(dá)到周期的波峰，峰值為24.1％，是改革開放以來通貨膨脹率的最大值；1999年通貨膨張率回落到周期的波谷，谷值方-1.4％，是改革開放以來通貨膨脹率的最小值。1999年開始進(jìn)入第三輪周期，這輪周期從1999年通貨膨脹率處于波谷開始，根據(jù)目前的變動趨勢，2008年已經(jīng)達(dá)到周期的波峰，峰值為5.9％，2009年進(jìn)入回落期，到目前為止，這輪周期還沒有結(jié)束。
第一輪周期通貨膨脹率從波谷到波峰用了6年時間，從波峰回落到波谷用了2年時間，通貨膨脹率呈現(xiàn)出在波動中上升，快速回落的特點(diǎn)；第二輪周期從波谷到波峰用了4年時間，從波峰回落到波谷用了5年時間，通貨膨脹率呈現(xiàn)出從波谷緩慢上升然后加速上升，從峰值快速下降然后緩慢下降的特點(diǎn)；第三輪周期從波谷到波峰用了9年時間，通貨膨脹率呈現(xiàn)出在波動中小幅上升的特點(diǎn)。三個周期中，第二輪周期通貨膨脹的波動最大，最大值與最小值之間相差25.5個百分點(diǎn)；第一輪周期次之，最大值與最小值之間相差16.8個百分點(diǎn)；到目前為止，第三輪周期通貨膨脹的穩(wěn)定性最好，最大值與最小值之間只相差7.3個百分點(diǎn)。
從季度來看，在第二輪周期中，通貨膨脹率在1994年第四季度達(dá)到波峰，峰值為26.9％；隨后連續(xù)15個季度下降，1998年第三季度下降到-1.4％，下降了28.3個百分點(diǎn)，平均每個季度下降1.9個百分點(diǎn)；然后在小幅波動中下降，1999年第二季度下降到周期的波谷，谷值為-2.2％；從這輪周期的季度波峰到波谷，通貨膨脹率下降了29.1個百分點(diǎn)。
在本輪周期中，通貨膨脹率在2008年第一季度達(dá)到波峰，峰值為8.0％，隨后連續(xù)3個季度回落，2008年第四季度回落到2.5％，回落了5.5個百分點(diǎn)，平均每個季度回落近1.8個百分點(diǎn)。
顯然，從季度數(shù)據(jù)看，到目前為止，本輪周期通貨膨脹率變動幅度也遠(yuǎn)小于前一輪周期。
本輪周期通貨膨脹率從峰值回落也是多重因素共同作用的結(jié)果，其中既包括國際金融危機(jī)因素導(dǎo)致世界經(jīng)濟(jì)增速減緩，從而導(dǎo)致需求下降，進(jìn)而導(dǎo)致我國進(jìn)出口產(chǎn)品價格下跌，也包括我國經(jīng)濟(jì)增長率周期性回落因素導(dǎo)致國內(nèi)需求下降，從而導(dǎo)致國內(nèi)產(chǎn)品價格下降。其中，國際金融危機(jī)是主要影響因素。
(三)經(jīng)濟(jì)增長周期與通貨膨脹周期之間的關(guān)系
通過對通貨膨脹周期與經(jīng)濟(jì)增長周期進(jìn)行比較可以看出以下特點(diǎn)：1、通貨膨脹峰值滯后于經(jīng)濟(jì)增長峰值。在第一輪周期，經(jīng)濟(jì)增長率在1984年達(dá)到周期峰值，通貨膨脹率在1988年達(dá)到周期峰值，后者比前者滯后四年；在第二輪周期，經(jīng)濟(jì)增長率在1992年達(dá)到周期峰值，通貨膨脹率在1994年達(dá)到周期峰值，后者比前者滯后兩年；在第三輪周期，經(jīng)濟(jì)增長率在2007年達(dá)到周期峰值，根據(jù)目前CPI上漲率的變動趨勢，通貨膨脹率在2008年已經(jīng)達(dá)到周期的峰值，后者比前者滯后一年?？梢?，在三個周期中，通貨膨脹峰值都滯后于經(jīng)濟(jì)增長峰值。2、通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長同時回落到周期的谷底。第一輪周期經(jīng)濟(jì)增長在1990年回落到谷底，通貨膨脹也在1990年下降到谷底；第二輪周期經(jīng)濟(jì)增長在1999年回落到谷底，通貨膨脹也在1999年下降到谷底。到目前為止。第三輪周期，通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長都已進(jìn)入回落期，很有可能兩者在同一年到達(dá)谷底。
上述特點(diǎn)表明：經(jīng)濟(jì)增長率上升時，往往帶動通貨膨脹率上升；經(jīng)濟(jì)增長率回落時，往往帶動通貨膨脹率回落。但是，經(jīng)濟(jì)增長率上升到達(dá)峰值時，通貨膨脹率往往滯后一定時期到達(dá)峰值；經(jīng)濟(jì)增長率回落到谷底時，通貨膨脹率往往同時回落到谷底。這說明，經(jīng)濟(jì)增長率回落時對通貨膨脹率的影響力度大于經(jīng)濟(jì)增長率上升時對通貨膨脹率的影響力度。上述特點(diǎn)揭示了通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長之間的內(nèi)在聯(lián)系。