通貨膨脹的趨勢
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通貨膨脹的趨勢范文第1篇
[關鍵詞]失業率；通貨膨脹率
[中圖分類號]F012[文獻標識碼]A[文章編號]1005-6432（2014）51-0079-02
1引言
經濟決策者的兩個目標是低通貨膨脹和低失業，但這兩個目標往往是沖突的。例如，假定決策者想用貨幣或者財政政策擴大總需求。這一政策將會使經濟沿著短期總供給曲線變動到更高產出和更高物價水平。較高的產出意味著較低的失業，因為當企業產出更多是，需要的工人也就會增加。較高的物價水平意味著物價增長也就是通貨膨脹。所以降低失業會導致通貨膨脹的增加，即低失業和低通脹不可以共存。
2從總供給曲線函數推導出菲利普斯曲線函數
總供給方程式為P=PE+C（Y-），將等式兩段都減去上期的物價指數P-p=PE+C（Y-）-p，左邊形成了當年的價格指數的上漲，右邊形成了當年的預期通貨膨脹指數+總產出超過當年充分就業產出量乘以系數C。將兩邊同時除以p左邊形成通貨膨脹率N，右邊形成預期通貨膨脹率 NE+C（Y-），N=NE+C（Y-）因為根據奧肯定律總產出的變化和失業率變化是反向的，所以N=NE+C（S-） 其中S表示當期失業率因為預期通貨膨脹率難以獲取數據，所以采用適應性預期將上期通貨膨脹率作為當期在預期通貨膨脹率。
3建立計量模型
建立計量模型時要引入隨即干擾項V，N=NE+C（S-）+V，2001―2010年的CPI計算的通貨膨脹率和失業率如下表：
4模型檢驗
4.1對模型進行經濟意義檢驗
模型估計結果表明，在假定其他變量不變的情況下，當年通貨膨脹增加，失業率減去自然失業率的值就會減少，也就是當年失業率減小。這與經驗判斷和理論分析相一致。
4.2統計檢驗
擬合優度檢驗：由表2中數據R可以得到：R2=0.1433，修正的可決系數為R2=0.036這說明模型對樣本的擬合很不好。
t檢驗：x4的系數的p值為0.28，x4對y的影響不是很顯著，但是較第一次回歸顯著的多。
5模型檢驗
雖然兩次回歸都沒有得到很好的擬合效果，但是根據第二次回歸的結果還是可以看出控制通脹和減少失業這兩個政策目標之間的沖突性的，中國經濟符合西方經濟學的理論推導的結論，并且菲利普斯曲線比較接近于一條凸像x軸的曲線而不是直線。
參考文獻：
[1]古扎拉蒂.計量經濟學基礎[M].5版.北京：中國人民大學出版社，2009.
通貨膨脹的趨勢范文第2篇
關鍵詞：通貨膨脹壓力；P-Star；產出缺口；菲利普斯曲線
基金項目：國家社會科學基金資助項目(08CJY002)；教育部人文社會科學研究項目(07JC790055)；上海市教育發展基金會晨光計劃項目(2007CG71)；上海市教委高水平特色發展項目“金融信用知識創新體系”資助。作者簡介：賈德奎(1978－)，男，寧夏同心人，管理學博士，上海立信會計學院中國立信風險管理研究院副教授，主要從事貨幣理論與政策研究。
中圖分類號：F123.9 文獻標識碼：A 文章編號：i006-1096(2009)04-0021-03 收稿日期：2009-05-04
通貨膨脹壓力IP(Inflation Pressure)是指未來某個給定時期的價格總水平相比較上一期的可能上升程度。通貨膨脹壓力測度即通過數量方法對物價總水平的變動趨勢進行度量，其主要目的在于幫助貨幣當局準確把握宏觀經濟形勢，并進而提高貨幣政策的決策效率及調控效果。近年來，世界上越來越多的國家采用了通貨膨脹目標制的貨幣政策調控框架，這要求貨幣當局有準確判斷未來通貨膨脹發展趨勢的能力。正基于此，對通貨膨脹壓力的研究成為學者們所關注的一個重要理論問題。
一、相關文獻述評
在已有文獻中，有學者運用產出缺口同價格變化率之間的關系來估計通貨膨脹壓力，也有學者運用貨幣流通速度與其趨勢值之間的偏移率來測算通貨膨脹壓力。除此之外，20世紀90年代以來在國際上得到廣泛應用的P－Star模型，也是測度通貨膨脹壓力的一種較好的嘗試。
基于貨幣流通速度偏移率的通貨膨脹壓力測度，假定當經濟增長過程中的貨幣需求量出現變化時，貨幣供給的增長速度能與經濟增長所需要的貨幣需求增長速度保持一致，在此條件下，價格總水平將保持不變，此時的貨幣流通速度可定義為均衡貨幣流通速度。根據費雪的現金交易方程式YP＝MV可以得出，當實際貨幣流通速度與均衡貨幣流通速度出現偏離時，價格水平將存在著調整壓力。其中，如果實際貨幣流通速度低于均衡流通速度，則意味著未來價格水平存在著向上的調整壓力，即可能會發生通貨膨脹。余根錢(1993)利用上述通貨膨脹壓力測度方法，對改革開放以來我國歷年(1979～1992)的通貨膨脹壓力進行測算。結果表明，基于貨幣流通速度偏移率而建立的方程是一種預測物價總水平的理想模型。Miquel Faig和Bel6n Jerez(2005)利用美國的經濟數據(1892～2003)，通過研究貨幣流通速度偏移狀況來間接度量通貨膨脹壓力，并最終得出公眾持有貨幣的動機變化會改變貨幣流通速度并引致通貨膨脹。Lars RisbJerg(2006)利用貨幣流通速度偏移率對丹麥的通貨膨脹壓力進行測度，并通過考察通貨膨脹壓力的周期性變化，來驗證貨幣量增長、通貨膨脹與經濟周期之間的內在聯系。
基于產出缺口的通貨膨脹壓力測度，其理論基礎為菲利普斯曲線所描述的價格水平與經濟增長率之間的正相關關系。正是利用實際GDP增長率對其潛在值(或均衡值)的偏離來間接度量經濟中的通貨膨脹壓力。新西蘭儲備銀行從上世紀90年代以來，就以產出缺口作為經濟中通貨膨脹壓力的重要衡量指標，并進而為貨幣當局的政策決策和操作提供依據。Stefan Gerlach等(2006)利用不同方法對中國i982年~2003年間的產出缺口進行估計，并研究了產出缺口與通貨膨脹之間的關系。結果發現，當考慮了價格管制放松、貿易自由化及匯率制度改革等不可觀測變量后，產出缺口變化能夠較好地解釋中國多年以來的通貨膨脹變動趨勢。國內許多學者也進行了類似研究。劉樹成(1997)通過研究改革開放前后中國的“產出－物價”菲利普斯曲線發現，我國隨著市場經濟體制的完善，市場機制開始發揮作用，經濟增長率與物價上漲率之間呈現出基本菲利普斯曲線所表明的同向變動關系。范從來(2000)通過研究中國的“產出－物價”菲利普斯曲線的形狀，發現中國的經濟增長率和價格水平之間存在著基本的菲利普斯曲線所表明的同向變動關系，并據此提出反通貨緊縮應該成為貨幣政策的一個重要目標。石柱鮮、黃紅梅、石慶華(2004)通過對中國產出缺口與通貨膨脹率關系的分析，表明中國的產出缺口與通貨膨脹率具有顯著的正相關關系，并且這種相關關系比較穩定。劉金全、金春雨、鄭挺國(2006)以菲利普斯曲線和“奧肯定律”為理論依據，通過采用具有區制轉移的狀態空間模型，對經濟增長率和通貨膨脹率之間的關系進行經驗分析。研究發現，中國的經濟增長率與通貨膨脹率之間并不存在短期菲利普斯曲線所描述的直接關系，但存在著長期菲利普斯曲線下經濟增長波動性與通貨膨脹波動性之間的緊密聯系。
基于貨幣需求理論中的費雪現金交易方程式，美聯儲的Hallman Jeffrey等三位研究人員(1989)提出了一種估計通貨膨脹壓力的模型，即所謂的P－Star模型。國內外許多學者利用P－Star模型對相應國家或地區的通貨膨脹壓力進行實證研究，得出的結論表明該模型能夠應用于大多數經濟體的通貨膨脹壓力測度。Peter Hoeller和Pierre Poret(1991)通過實證研究以評估P－Star模型的有效性。結果表明，P－Star模型在解釋過去的通貨膨脹變化軌跡時，要比單一依賴產出缺口的模型更為出色；不僅如此，在對樣本中大多數國家的研究中發現，在長期通貨膨脹壓力的預測方面，P―Star模型也優于基于金融市場變量的其他模型。但令人遺憾的是，在預測短期通貨膨脹壓力方面，P-Star模型表現出相應的不足。其主要原因在于，P-Star模型既無法有效識別出事先的貨幣流通速度和潛在產出水平的暫時性沖擊因素，也無法識別出類似的永久性沖擊因素。楊運杰、張永軍(2007)估計了P－Star模型的經驗方程，并且研究表明運用P-Star方程來估算通貨膨脹壓力的變化，可以為國家價格總水平的調控提供參考。
在許多標準模型中，產出缺口是解釋通貨膨脹的主要變量，而在P－Star模型中，貨幣流通速度對均衡趨勢的偏離也是決定通貨膨脹水平的重要因素。P-Star模型基于傳統的古典貨幣數量論，即就長期而言，價格水平取決于貨幣供應量。P-Star模型的貨幣政策含義在于貨幣當局在短期或長期內影響貨幣供應量的能力。
不同的通貨膨脹壓力測度方法既可以互為補充，又能夠彼此驗證，因此各具借鑒意義。但在具體研究中，測度方法
的選擇應該基于現實的經濟特征。基于此，考慮到中國過去所經歷的通貨膨脹上漲的主要引致原因，即主要表現為經濟增長過快下的需求驅動特征，下面將利用菲利普斯曲線所描述的產出與通貨膨脹之間的關系式，通過估計產出缺口，以對中國宏觀經濟中的通貨膨脹壓力進行測度。
二、產出缺口估計及模型建立
利用菲利普斯曲線所描述的產出與通貨膨脹之間的關系對通貨膨脹壓力進行測度，首先需要準確地估計產出缺口，然后通過建立產出缺口和通貨膨脹之間的回歸方程式進行計量分析，最后對通貨膨脹壓力進行測度。
(一)產出缺口估計
在已有的學術文獻中，從理論上估算產出缺口的方法有結構性方法與非結構性方法兩大類。結構性方法的代表是生產函數方法，但通過生產函數法估算潛在產出時必須使用失業率、企業開工率、固定資產使用率等指標，而在中國沒有企業開工率、固定資產使用率的正式統計，對失業率的統計只有城市登記失業率一項，該指標對農村失業及城市中下崗等情況沒有進行統計，因此在中國直接使用生產函數法計算潛在產出有比較大的困難。
非結構性方法也稱為統計方法，是直接根據實際產出估計潛在產出，不需要其他統計指標，其中最具代表性的是HP濾波方法。即如果Y是包含趨勢成分和波動成分的經濟時間序列，Y是其中含有的趨勢成分，Y：是其中含有的波動成分，則利用liP濾波可以將經濟變量序列中長期增長趨勢和短期經濟波動成分T分離出來。下面采用HP濾波法估算潛在產出時，因使用的是年度數據，故采用了OECD的建議，取r=25。估算結果如下表所示。
(二)模型建立
基于菲利普斯曲線所描述的產出與通貨膨脹之間的關系，可建立下述計量模型。
上式中為時期的通貨膨脹率，Gap，為時期的產出缺口，真為擾動項。上式的經濟學含義為，當期的通貨膨脹水平受過去的通貨膨脹水平及產出缺口的影響，即產出缺口是影響通貨膨脹水平的重要因素。其中，在正的產出缺口下，通貨膨脹有上升的壓力；在負的產出缺口下，通貨膨脹則有下降的壓力。下面將利用中國的宏觀經濟數據。通過上述模型，對中國近期的通貨膨脹壓力進行測度。
三、實證及結果分析
計量分析所用的CPI及產出缺口數據均為年度數據。CPI數據來源為GCER中國經濟研究服務中心的宏觀經濟數據庫，產出缺口采用上面利用HP濾波方法的估計值。方程中的CPI和產出缺口分別取一階滯后項，最后使用最小二乘法(OLS)進行回歸分析，結果如下表所示，
從回歸結果看，各變量系數的‘統計量都比較顯著，DW值為1.32，為67.1％，調整后的及R為62％，計量結果比較理想。
根據上述回歸方程，參考張曉晶(2008)關于穩態通貨膨脹率的解釋，可以計算出不同穩態通貨膨脹率水平下的GDP增長率。如果仍然假定社會可承受的通貨膨脹率水平在5％以下，則相對應的GDP增長率為9.41％；并且從下表可以看出，通貨膨脹率為0時，GDP增長率為7.39％。由此根據下表可以得出，穩態通貨膨脹率上升1個百分點與GDP增速提高0.4個百分點是相對應的；并且可以看出，中國如果出現9％以上的GDP增長率，則經濟將面臨較大的通貨膨脹壓力。
四、簡要結論
筆者利用HP濾波方法估計中國近年(1992―2007)的產出缺口狀況，并建立描述中國宏觀經濟中產出缺口與通貨膨脹之間關系的菲利普斯曲線方程式，最后采用計量方法進行實證研究發現，經濟發展過快是中國近年來出現通貨膨脹的主要因素；不僅如此，中國2007年前后曾出現的通貨膨脹上漲也主要由經濟增長偏快所引致。通過考察不同穩態通貨膨脹率水平所對應的GDP增長率可以發現，中國的穩態通貨膨脹率上升1個百分點與GDP增速提高0.4個百分點是相對應的。由此可以得出，中國如果持續出現9％以上的GDP增長率，則宏觀經濟將面臨較大的通貨膨脹壓力，這一結論也為中國過去30年的經濟實踐所證實。
通貨膨脹的趨勢范文第3篇
關鍵詞:通貨膨脹;預期;產出缺口;菲利普斯曲線
中圖分類號:F820.5 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)23-0010-02
在經濟學上,通貨膨脹表現為整體物價水平持續性上升。公認的菲利普斯曲線表示的是通貨膨脹與失業率之間的替代關系,即反映到政策上是可以用通貨膨脹換取失業率。弗里德曼和菲爾普斯在解釋20世紀60年代至70年代西方世界出現的滯脹現象時提出附加預期的菲利普斯曲線,在模型中引入了適應性預期,得出在短期菲利普斯曲線存在、長期不存在的結論;新古典宏觀經濟學派提出理性預期菲利普斯曲線,提出無法以通貨膨脹為代價來降低失業率,菲利普斯曲線始終是垂直于自然失業率的一條直線;新凱恩斯主義菲利普斯曲線是基于理性預期和價格黏性的菲利普斯曲線。
一、基于預期與產出缺口的菲利普斯曲線模型
在西方經濟理論中,預期的概念早已提出,但是,將其引入通貨膨脹的研究是在20世紀60年代之后。正是預期因素的引入,成為現代西方理論和傳統理論的分水嶺。相比之下,中國直到80年代后期,尤其是1988年搶購風之后,通脹的預期理論才逐漸引起學者的重視。預期的假定是“經濟人力圖正確的預期未來,從而減少目前決策的損失。”在現代人們偏向于理性的情況下,預期是一個不可忽視的因素。在菲利普斯曲線的研究中,西方學者也把預期引入其中,從而得出基于預期的菲利普斯曲線。我們知道在菲利普斯曲線中,失業率和通貨膨脹率之間存在替代關系,因此,推測政府有可能在失業率和通脹率之間進行取舍,從而在降低失業率的同時導致了通貨膨脹的發生。在我國,由于失業率的統計數據不完全,只有城鎮失業率登記,在農村還存在著大量的失業無法統計,所以,在我國不能用這種不完整的統計的失業率去找出通脹的原因。但可以用產出缺口來替代,因為按照奧肯定律,實際GDP增長率相對于潛在GDP增長率每下降2到2.5個百分點,失業率就上升一個百分點,所以只要證明了通貨膨脹與產出缺口之間存在正相關關系,就可以說明通貨膨脹率與失業率之間存在負相關關系。所以,本文建立了基于預期和產出缺口的菲利普斯曲線模型。
二、數據來源與實證分析
(一)變量的說明
在該模型中涉及到通貨膨脹預期及產出缺口,通貨膨脹預期是指對于通貨膨脹的估計值,其數值大小會直接地影響人們的行為。實際產出與潛在產出的差值就是產出缺口。潛在產出一般是指,在非加速通貨膨脹的情況下,現有的勞動力、資本和技術所能實現的生產水平。
(二)變量的計算
至于預期的通貨膨脹∏te如何確定,經濟學家提出預期機制,大致可以分成四種:首先是靜態預期,這種預期簡單地把上一期的實際通脹率作為現期的預期通貨膨脹,即∏te=∏t-1;其次是外推型預期,設定預期通貨膨脹率等于上期通脹率加上通脹變化趨勢的一個修正值:∏te-∏t-1=a(∏t-1-∏t-2);第三種是適用性預期,這種預期假設人們在形成對現期的預期通貨膨脹時,考慮到上一期的預期誤差,即∏te-∏t-1e= a(∏t-1-∏t-1e);最后是理性預期,即經濟當事人會利用一切可得的信息對未來的經濟變量做出準確的判斷:∏te=∏t。由于靜態預期過于趨于簡單化,理性預期又缺乏現實性,所以普遍使用的是外推型或適用性預期機制。本文采用外推型預期。
潛在產出的估計方法大致分為兩類:一是統計分解趨勢法,另一類是經濟結構關系估計法。前者試圖把時間序列分解為永久性成分和周期性成分;而后者則試圖用經濟理論分離出結構性和周期性因素對產出的影響。本文通過計量方法,用一條光滑的指數曲線來擬合潛在GDP的增長趨勢。因為Gt=(Yt-Yt*)/Yt*約等于lnYt-lnYt*,所以用公式lnYt-lnYt*來計算產出缺口。
3.模型構建與實證分析
選擇1980―2009年的數據,利用EViews進行分析,可以看出Yt與t之間存在對數關系。所以可以建立擬合潛在產出模型
lnYt*=a+bt+e
Yt為年度國民內生產總值,t為時間變量,以年為單位,它在 1980年的取值為1,得出的函數為
lnYt*=8.227+0.1541t+e
(0.0531) (0.0030)
t=(154.83)(51.47)
R2=0.9895F=2649.666S.E=0.1419
擬合優度R2為0.9895,說明模型較好地擬合了實際GDP,國內生產總值的變化中98.95%可以用回歸模型來解釋。t值和F值都顯著,說明變量具有顯著性,模型也具有顯著性。這個結果表明潛在產出存在一種趨勢,潛在產出對時間的慣性為0.1541。
利用以上結果,計算出我國的產出缺口,選擇1979―2008年的居民消費物價指數代表1980―2009年的通貨膨脹預期的其中一部分,用1978―2008年的數據計算出通貨膨脹趨勢,與產出缺口一起得到,在大樣本的情況下并且剔除個別異常的數據后可以大概認為通貨膨脹∏t與∏t,∏t-1-∏t-2 ,Gt存在線性關系,因此可以設立線性模型:
∏t =a+b∏t-1+ c(∏t-1-∏t-2)+Gt+e
∏t代表通貨膨脹,∏t-1表示上期通貨膨脹,∏t-1-∏t-2表示通脹膨脹變化趨勢,Gt表示產出缺口,e表示隨機誤差。
應用EViews軟件進行回歸分析,由此得到的通脹與預期及產出缺口的模型為:
∏t=3.352003+0.390435∏t-1+0.493252(∏t-1-∏t-2)+11.19414Gt+et
(1.1975) (0.1634)(0.175)(7.041)
t= (2.799)(2.389) (2.812) (1.589)
R2=0.584F=12.176 S.E=4.411
模型表示的經濟含義為自發性的通貨膨脹率為3.35%,這是經濟增長引起的;上期的通貨膨脹對本期的通貨膨脹的影響慣性為39.04%,即人們有理由相信本期的通貨膨脹會在上期的基礎上保持一定的比例;通貨膨脹變化趨勢的影響程度為49.3%,即人們還會根據前兩期的通貨膨脹差額來預測本期的通脹;產出缺口的影響程度為11.194,即若實際GDP比潛在GDP增加1%,將會導致通貨膨脹增加11.194%。
模型的擬合優度為0.584,定量地描述了∏t的變化中可以用回歸模型來說明的部分為58.4%,也就是說模型具有0.584的解釋程度。F值為12.176,由于n=30,k=3,n-k-1=26,取顯著性水平為a=0.05,查表得F0.05(3,13)=3.41,表明只要F值大于3.41,就能以95%的置信度認為模型的線性關系是顯著的。
三、主要結論
1.菲利普斯曲線在中國還是存在的,只是在一些體制方面與西方國家有差別,導致不是很明顯,因而有些學者否認它在中國的存在。在這個模型中產出缺口與通貨膨脹之間呈現出正相關的關系。
2.產出缺口在統計上顯著影響我國的通貨膨脹率。應該說,我國經濟發展史上存在的經濟過熱現象是通貨膨脹的一個重要原因;或者說,實際產出超過潛在產出水平是通貨膨脹產生的主要實體經濟面因素。如果實際經濟當中實際GDP超過潛在GDP,其反映在通貨膨脹中將被放大十倍。
3.上期通貨膨脹以及通貨膨脹趨勢在一定程度上影響著我國的通貨膨脹。
4.雖然在擬合優度不是很高,但從F值我們知道整個模型的影響是顯著的,所以在沒有引入其他影響因素的情況下,我們有理由相信這個模型是符合實際的。
四、治理我國通貨膨脹的政策建議
首先,經濟過熱的不僅是某些地方政府不惜代價追求發展速度的慣的結果,也是中國特定政治周期在經濟領域的一個反映:在某個政策規劃剛出臺的前兩年。各地都想把攤子鋪大,把基礎打好。各級地方政府應該樹立全局觀念,確保政令暢通;中央政府各有關部門也應管好土地,管好稅收。在宏觀的幾個指標中不能只顧經濟增長,在有矛盾的指標之間要注意協調。應該采用穩健的政策防止經濟過熱,要根據實際情況來制定政策,不應該一味地追求GDP的增長速度。
其次,作為調控者的政府要把好預期這一關,不要盲目地讓物價太高,只有讓人們擁有一個比較穩定的預期,才能保證經濟不會過分波動。一方面,要適度控制貨幣投放的規模和節奏,讓貨幣供給量平穩回落至適度水平;另一方面,要合理引導信貸投放的規模和結構,既要防止信貸過度膨脹,又要通過窗口指導推動貸款投放的結構調整。此外,保持國內農產品價格的基本穩定,合理控制水電油氣等資源類產品價格,在積極推進資源價格形成機制改革的同時,充分考慮到居民的承受能力和適應能力,以免成為推升物價的疊加因素。最后,加強對國際熱錢的監管,防止資產價格,尤其是房價的過快膨脹。
參考文獻:
[1] 張平,王宏淼.“雙膨脹”的挑戰與宏觀政策選擇[J].宏觀經濟研究,2008,(6).
[2] 劉偉.供求失衡的特點與通貨膨脹的治理[J].宏觀經濟,2008,(5).
通貨膨脹的趨勢范文第4篇
雖然二維var模型的BQ分解是充分可識別的，但這并不表明多維BQ分解也一定是充分可解的。設形如(1)式的n維var模型，其Xt=(ytπtz3t…znt)''''n×1，ytπt的含義不變，z3t…znt代表其余的n-2個變量。殘差et=(e1t…ent)''''。那么var模型的移動平均式其中，εt=(ε1tε2tε3t…εnt)''''，ε1tε2t的含義與前文相同，ε3t…εnt分別代表各種沖擊，如政府購買、國外需求沖擊、金融風暴、旱災、地震、豬肉價格暴漲、太陽黑子等等。且方差標準化為1。其對各個變量的長期影響效應需根據相應的經濟理論一一判斷。其中d(0)和d(k)皆為n階方陣，且有n2個未知元素待解。然而n維var模型殘差的∑由于對稱性只能提供n(n+1)/2個有效方程，因此至少需要BQ分解為其提供n(n-1)/2個條件，例如，根據經濟理論得：所以，對于n2個未知數，恰好有n(n+1)/2+n(n-1)/2=n2個方程。然而這不能保證一定可解，且存在有意義的實數解。因為對于n個未知數，n個含未知數的方程并不是其有解的充分條件。當然若n個含未知數的方程都是一次線性的，其必然有解，要么為0解，要么唯一解，要么有無窮多解。但是由方差協方差矩陣所提供n(n+1)/2個方程都是二次的，而BQ分解所提供n(n-1)/2個卻是一次的，顯然我們不能絕對地說其一定無解，但也不能說其一定有解。若能恰好解出實數解的，那一定非常幸運。文章后面實證部分所用的四維var模型的BQ分解，16個未知數，有10個二次方程和6個一次方程，然而，即便采用MATLAB軟件也無法求解的。這正是多維BQ分解的困難所在，乃是由其自身的結構性矛盾所決定的。對于多維BQ分解的困難，在以往的文獻研究中很少有關注。但吳錦順(2013)的研究明確表明，其在BQ分解的基礎上引用了Cholesky分解來求解其中的各元素。這很可能是其在實際的研究中遇到了多維BQ分解的困難，所以才增加Cholesky分解來輔助求解。但關鍵問題是可不可以在BQ分解的基礎上引用Cholesky分解呢？
二、BQ分解與Cholesky分解的矛盾
Cholesky分解與BQ分解的作用一樣，是用于識別(1)式var模型的結構式模型而假設的識別條件。只是Cholesky分解與BQ分解的具體含義不同而已。這個假設表明ε1t在當期對yt有一個影響效應，同時又通過b21的間接效應對πt也有一個當期的影響效應。而ε2t對πt有一個當期的影響效應，但yt對卻沒有間接的影響效應，因為Cholesky分解假設：b12=0。這實質上是不同于BQ分解的。BQ分解所假設的是ε2t對yt的長期影響效應為0，而不是假設ε2t對yt的當期效應為0。所以兩者有本質上的區別。以上是用最簡單的二維模型的情況來證明的。將其推廣至多維模型需要一些技巧。證明的關鍵在于把Cholesky分解與BQ分解條件聯系起來，表明它們的矛盾沖突。上面證明的思路是在BQ分解的基礎上引入Cholesky分解，但是在n維模型的情況下，由于B-1矩陣不能像二維時可以很容易的求解出來，所以要把思路轉變為在Cholesky分解的基礎上引入BQ分解。因為Cholesky分解條件最終所形成的B矩陣是一個上三角矩陣，所以B-1也是一個上三角矩陣。然后把貨幣供給沖擊ε2t排列到εt最后的位置，再進行(12)到(14)式的步驟即可證明。既然Cholesky分解不能被用于解決多維BQ分解無法求解的困難，那么，當我們在實踐中遇到這個困難時，當如何解決呢？之所以在BQ分解的基礎上要引入Cholesky分解，這很可能是由于在核心通貨膨脹的研究中遇到了多維BQ分解無法求解的困難，所以才盲目地引入Cholesky分解來輔助求解。只是不知兩者是沖突的，不能同時使用。而人們之所以一定要采用BQ分解而不是采用Cholesky分解，就是因為BQ分解是根據經濟理論而假設的。菲利普斯曲線認為貨幣對產出的長期效應是呈中性的，而對通貨膨脹卻是主要的動因。因此，當把核心通貨膨脹的概念定義為產出中性的通貨膨脹時，(5)式所代表的BQ分解的條件就是這種趨勢分解方法關鍵的核心。所以引入Cholesky分解而造成的BQ分解的失效是完全不可接受的。
三、校準：一個簡便而有效的方法
并不是所有的多維BQ分解都能幸運的解出實數解，那么當遇到多維BQ分解無法求解的困難時，應該怎么解決呢？校準是一個簡便而有效的方法。校準本是為DSGE模型結構性參數估值的通用方法。文章破例將其用于多維BQ分解的應用中來解決其無法正常求解的難題。當然所校準的未知數個數不宜太多，主要是由于：一是并非所有的求知數都可以被近似地校準為某個彈性；二是用所校準的估值畢竟存在著一定的誤差，因此應當盡量減少校準的個數，在必要的幾個校準估值的基礎上，結合BQ分解條件和其余的有效方程，能順利地解出d(0)有意義的實數解即可。綜合上述分析可知，其研究選用的仿值，既可以查閱各種有關彈性的文獻研究，比較并選擇一個最合理的結果作為校準的估值；也可以采用文獻研究所使用的方法，親自用更新的數據重新估計而得。這種方法雖然繁瑣，但比較精確。最終采用哪個方法可以根據個人的研究與目的而定。
四、實證分析與檢驗
文章采用四維var模型來驗證多維BQ分解的困難，并檢驗校準的方法在求解這個難題以及在核心通貨膨脹的研究中的可行性。模型所用的數據皆來自中國國家統計局數據庫和中國人民銀行網站。其中yt是2002年1季度~2014年2季度的GDP的數據經對數、除季節性趨勢和時間趨勢調整后的序列（產出序列與CPI指數，利率和匯率序列存在著協整關系。而構成的var模型的變量之間要求不能存在著協整關系，否則模型不平穩，估值不準。簡單的處理序列是不能除去他們之間的協整關系的。），再差分并擴大100倍的序列。πt是同期CPI的月度同比數據，經季度調整后，再對數、差分并擴大100倍的數據。rt是同期全國銀行間同業拆借3個月（或90天）加權平均利率的月度數據，經季度調整、再經CPI調整并差分后的序列。ext是一美元折合人民幣（平均數）的月度數據經季度、CPI調整后再差分并擴大10倍后的序列。假設它們均受到來自四個方面的隨機沖擊的影響，即分別是來自供給方面全要素生產率或相對勞力生產力沖擊ε1，來自需求方面的貨幣供給或實際貨幣余額沖擊ε2，以及來自國際的進出口貿易沖擊ε3和某種隨機沖擊ε4。經檢驗，yt、πt、rt、ext皆平穩，構建形如(1)式的四維var模型。經過AIC和SBIC檢驗表明，其最佳滯后除數為1階。用Stata軟件估計，穩定性檢驗表明所有單位根皆在單位圓內，因此所構建的四維var模型穩定，存在唯一移動平均表達式。實踐表明，采用文章的數據所構建的四維var模型的BQ分解，MATLAB軟件也是無法求解的。因此我們采用校準的方法來輔助求解。通過查閱相關的文獻，我國M2的貨幣需求的收入彈性在1.139（王亞琦，2012）到1.66（汪紅駒，2002）之間，研究取易行鍵(2006)的研究結果為1.3，所以d12(0)＝0.77。對于全要素生產率所代表的技術進步對產出的貢獻，文獻研究存在著巨大的差異，肖志興(2012)認為技術進步對產出的彈性僅為0.038。而龔曙明(2010)認為，2001－2007年技術進步的平均貢獻率為58.04%，權衡各個方面，我們采用苗敬毅(2008)的結果，其用半參數模型測得技術進步的貢獻率為0.1739。所以文章將校準定為0.17。馬樹才等(2009)以現代實際匯率決定模型實證分析了我國人民幣實際匯率的決定。其結果表明，相對勞動生產率進步對人民幣匯率的即期效應為-1.65，貨幣實際余額對實際匯率的即期效應為0.75。所以文章的校準d41(0)＝-1.65，d42(0)＝0.75。曹陽(2004)實證研究了我國實際匯率波動對進口貿易的影響效應為-1.478，因此文章的校準d43(0)＝-0.68。文中的分析一共校準了5個參數，在此基礎上，其余的未知數皆可順利地解得。所以d(0)可知，εt和d(k)也既可求得。因此，核心通貨膨脹可得。表1比較了通貨膨脹πt與按校準方法獲得的核心通貨膨脹πtcore的數字特征。核心通貨膨脹的均值和標準差小于實際通貨膨脹的均值和標準差，這說明了核心通貨膨脹的波動性比較小。直觀上符合實踐對它的要求。并且兩者的相關系數為0.86，高度相關，其p值為0，非常顯著。
從圖1可知，從2002年（172期）以來，我國通貨膨脹一直都處于可控制的范圍之內。在上個十年的初期，核心通貨膨脹基本上反映了對應時期的通貨膨脹的特征，在低位波動。到了2007年（188期），為了應對受國外的輸入性通脹和國內房地產等行業的價格上漲所形成的新一輪的通貨膨脹壓力，央行連續6次提高存款準備金率，所以在2008年后，我國核心通貨膨脹開始大幅下降，后來受國際金融風暴的影響，我國實施了“4萬億”的刺激計劃，所以在2009年（196期）后核心通貨膨脹又開始大幅的上升，之后則在一個合理的區間內波動。在這個劇烈波動的時期，我國的核心通貨膨脹總是保持著與通貨膨脹一致的波動趨勢，并且小于其波動。由下面的檢驗可知，核心通貨膨脹是CPI的格蘭杰原因，因此該核心通貨膨脹是實際通貨膨脹的前導，是它的核心趨勢。所得到的核心通貨膨脹πtcore是平穩序列，將其轉化為與CPI指數相似的核心通貨膨脹指數（Core指數）并檢驗Core指數與CPI指數、貨幣供給之間的協整關系。表2的檢驗表明，Core指數與CPI指數存在一階協整，因此它們具有相同的趨勢。然而，Core指數與貨幣供給m2沒有協整關系，其trace值小于臨界值，不能拒絕沒有協整關系的原假設。但是Core指數卻與m0一階協整。其trace值6.61小于臨界值6.65，不能拒絕存在一階協整的假設。因此所得到的Core指數與CPI指數、貨幣供給分別具有相同的趨勢。表3的格蘭杰因果檢驗表明，貨幣供給m2是Core指數的格蘭杰因果原因。這說明了以往的貨幣供給能夠解釋Core指數的后來走勢，因此我們可以通過現行的貨幣政策大致上推斷出今后的通貨膨脹的主要的核心趨勢。檢驗也表明了CPI指數不是Core指數的格蘭杰原因，相反Core指數卻是CPI的格蘭杰原因。這恰好符合了理論對核心通貨膨脹的基本要求。因為其本身就是作為對實際通貨膨脹主要趨勢的預測而被提出來的。所以Core指數應該能預測和解釋未來通貨膨脹的趨勢，而不是CPI能預測Core指數的未來趨勢。這樣沒有實際的意義。所以，Core指數必須是CPI指數的格蘭杰原因，而不能相反。而驅動Core指數的應該是由貨幣政策所造成的。因此貨幣供給是核心通貨膨脹的格蘭杰原因。以上的計量檢驗恰好證實了Core指數所應該具有的理論特征。所以通過校準BQ分解的方法所得到的Core指數本質上符合理論對它的要求，是一條合理的核心通貨膨脹。因此，校準作為多維BQ分解無法正常求解時的備擇方法，具備一定的合理性和有效性。
五、結論
通貨膨脹的趨勢范文第5篇
（北京信息科技大學經濟管理學院，北京 100192）
（School of Economics and Management，Beijing Information science & Technology University，Beijing 100192，China）
摘要： 本文首先分析了我國近年來貨幣供給和居民消費價格指數的變動趨勢，然后選取近20年的統計數據，建立一元回歸模型，就居民消費價格指數與貨幣供應量的相關關系進行了實證檢驗。根據實證分析結果，提出了相關建議。
Abstract: Firstly, this paper analyzes the changing trend of money supply and consumer price index in recent years in China, then builds a regression model by choosing the statistics of nearly 20 years, empirically tests the relationship between consumer price index and money supply, and puts forward relevant proposals based on the empirical results.
關鍵詞 ： 貨幣政策；貨幣供應量；通貨膨脹
Key words: monetary policy；money supply；inflation
中圖分類號：F820.5 文獻標識碼：A
文章編號：1006-4311（2015）06-0012-02
0 引言
盡管從2011年以來，居民消費價格指數一直處于溫和區間，其增長率一直呈下滑的趨勢，但人們日益普遍感受到通貨膨脹對生活的壓力。這是否與我國自2008下半年開始，就不斷通過金融機構向市場擴大資金投放以拉動經濟增長有關，這種迅速擴張的貨幣供應量又對國民經濟產生哪些不利影響，我國貨幣政策是否應該做相應調整？這些問題成為學術界和實務界普遍關注的焦點。
本文選取代表貨幣供應量的M2（貨幣和準貨幣）和CPI指標，利用近20年來的統計數據，建立一元回歸分析模型，實證檢驗貨幣供給量與通貨膨脹的關系。
1 我國貨幣供應量與通貨膨脹的現狀
1.1 我國貨幣供應量的變動趨勢
由圖1可知：M0、M1、M2的增長率整體變動趨勢趨于一致。其中：M0增長率的變動幅度較為靈活，M1基本與M0的變動情況重合，但是M2的增長率從1993年-2000年是一直呈現下降趨勢的，這與M0、M1略有不同，2000年-2008年M2增長率略有上升，但幅度不大，增長率一直維持在20%以內，2008年以后，M2的增長率出現大幅度上升，至2009年，達到27.7%，隨后便有所下降，截至2013年，M2增長率為13.6%。
1.2 我國近年來CPI的變動趨勢
世界各國基本上均用消費者價格指數（我國稱居民消費價格指數），也即CPI來反映通貨膨脹的程度。
我國居民消費者價格指數從93年到95年間呈現快速增長趨勢，但是自95年后又迅速回落，99年前后甚至出現負增長率。2000-2008年以后居民消費者價格指數增長率呈現平穩增長趨，2008-2009年有回落趨勢。2011年我國通脹壓力持續增加，居民消費者價格指數增長率達到階段高點5%。2012年至今，我國繼續保持穩健貨幣政策，居民消費價格指數呈現溫和波動態勢，截至到2013年底，居民消費者價格指數增長率為2.6%，具體見圖2。
對比圖1和圖2，發現貨幣供應量的變化趨勢和居民消費價格指數的變動趨勢有一定相關性，但貨幣供應量的增減變動對居民消費價格指數變動的影響有一定時滯。比如93-94年間，貨幣供應量增長率顯著下降，而居民消費價格指數的明顯回落滯后一年，發生在94-95年間，這一階段，M0，M1和M2的變動規律是一致的，此后，M2增長率的變動與居民消費價格指數變動的相關性比M0，M1更明顯。
這也與我國的貨幣政策導向有關。比如2009-2014年期，我國一方面通脹壓力持續增加，體現在居民消費價格指數持續上漲，5年間上漲了13%；另一方面受全球經濟不景氣和金融危機的影響，我國經濟增長也放緩，仍需要通過消費拉動需求來使經濟進一步復蘇。
因此，我國采取逐步降低M1增長率來控制通脹水平，同時保持M0和M2增長率水平小幅波動來維持消費水平不受影響。
下文的回歸模型構建中，將選取M2為貨幣供應量的典型代表。
2 貨幣供應與通貨膨脹關系的實證檢驗
2.1 模型構建和數據采集
貨幣供應量增加，即貨幣發行的過多，就會導致貨幣貶值，進而物價水平上漲，引發通貨膨脹。本文通過建立一元回歸分析模型，來驗證這一結論。以居民消費價格指數P為被解釋變量，上一期廣義貨幣M2為自變量，建立一元線性回歸模型：P=λ0+λ1×M2
筆者從國家統計局的統計年鑒中收集并整理了1993年至2013年的相關數據，包括：貨幣和準貨幣供應量、居民消費價格指數等，并將這些數據帶入建立的模型中進行計算分析。
2.2 實證分析
①貨幣供應量與物價水平的關系檢驗。
下面以居民消費價格指數P為被解釋變量，解釋變量則為上一期廣義貨幣M2，建立線性回歸模型，模型的自變量為“廣義貨幣M2”，而因變量為“居民消費價格指數P”。
通過廣義貨幣M2與物價指數P的散點圖，進行擬合性分析，知二者具有線性相關性。也就是說，貨幣供應量在一定程度上會對通貨膨脹產生一定的影響。使用eviews軟件進行模型擬合，擬合結果如表1和表2所示。
②模型回歸結果分析。
從表2中可以看出，R=0.945333，說明自變量與因變量之間的相關性較強；因變量與自變量的線性關系是顯著的，能建立線性模型。而F統計量的觀測值為151.2622，顯著性概率為0.000，即檢驗假設：“H0：回歸系數λ1=0”成立的概率為0.000，從而應拒絕原假設，即λ1不等于0，可建立線性模型。
因此，可以得出回歸方程：居民消費價格指數P=404.2834+0.000217×廣義貨幣M2
3 結論及建議
根據以上分析得出：廣義貨幣M2與居民消費價格指數P之間存在線性關系。也就是說：通貨膨脹率在一定程度上是廣義貨幣供給量的增函數，從歷史數據來看，在沒有政策干擾和其他突發事件的影響條件下，貨幣供應的變動會提前通貨膨脹1-2年，在短期內不會影響通貨膨脹CPI指數，但是，近年來，貨幣當局已充分認識到M2的變動對通貨膨脹的影響。當然，在制定以控制通貨膨脹為目的的貨幣政策時，要做到政策工具之間相互協調、避免政策之間相互沖突，影響調控效果，如為抑制通貨膨脹率的過快增長應降低基礎貨幣供給量的增長率、提高法定存款準備金率、提高名義利率。
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