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篇1

關(guān)鍵詞:反通貨膨脹;可信度;機(jī)制轉(zhuǎn)換

中圖分類(lèi)號(hào):F123.16;F224文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1001-6260(2009)04-0009-06

當(dāng)經(jīng)濟(jì)主體相信貨幣當(dāng)局將嚴(yán)格執(zhí)行其公布的反通貨膨脹經(jīng)濟(jì)政策時(shí),一國(guó)的反通貨膨脹政策就是可信的。可信的政策能夠更有效地降低經(jīng)濟(jì)主體的通貨膨脹預(yù)期,幫助貨幣當(dāng)局達(dá)到抑制通貨膨脹的目標(biāo)。但是,如果經(jīng)濟(jì)主體認(rèn)為貨幣當(dāng)局的政策是不可信的,那么他們將保持較高的通貨膨脹率和本幣貶值率預(yù)期,進(jìn)而增加對(duì)外幣的持有量以彌補(bǔ)在購(gòu)買(mǎi)力上的損失。即使之后通貨膨脹率下降、匯率保持穩(wěn)定,先前政策的不可信也將使經(jīng)濟(jì)主體依舊持有一定量的外幣,這種做法必將增加貨幣當(dāng)局控制通貨膨脹的難度。

一、文獻(xiàn)綜述

學(xué)術(shù)界對(duì)于反通貨膨脹政策的可信度檢驗(yàn)并沒(méi)有統(tǒng)一的研究方法。理論模型集中分析了經(jīng)濟(jì)主體和貨幣當(dāng)局的策略和不同政策工具產(chǎn)生的影響,而實(shí)證檢驗(yàn)在選取適合的變量方面也存在很大的分歧。這是因?yàn)檎叩目尚哦葯z驗(yàn)涉及經(jīng)濟(jì)主體調(diào)整預(yù)期的過(guò)程,受到經(jīng)濟(jì)狀況、政策制定者態(tài)度和其他經(jīng)濟(jì)政策等因素的影響,是一個(gè)復(fù)雜、綜合的研究。

一種常見(jiàn)的研究方法是變量法。這類(lèi)研究大都通過(guò)檢驗(yàn)回歸模型中系數(shù)的穩(wěn)定性來(lái)衡量政策的可信度。Batchelor等(1991)將政策可信度的檢驗(yàn)指標(biāo)作為一系列獨(dú)立的變量出現(xiàn)在模型中,主要包括石油價(jià)格的變化率、不同利益集團(tuán)對(duì)控制通貨膨脹和其他政策目標(biāo)的偏好程度、收入政策等等。研究結(jié)果認(rèn)為石油價(jià)格和不同利益集團(tuán)政策目標(biāo)的改變都增加了通貨膨脹的不確定性,然而政府通過(guò)穩(wěn)定收入政策而增加經(jīng)濟(jì)政策可信度的措施卻無(wú)法減少通貨膨脹的不確定性。Drazen 等(1994)進(jìn)一步區(qū)分了政策的可信度和政策制定者的可信度。政策可信度的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛷?qiáng)調(diào)政策制定者的偏好,而現(xiàn)實(shí)的經(jīng)濟(jì)情況才是決定政策成敗的關(guān)鍵。比如在失業(yè)率持續(xù)升高的情況下,不管貨幣當(dāng)局如何宣稱(chēng)堅(jiān)持執(zhí)行原定的政策,政策的持續(xù)性最終將被質(zhì)疑。Agénor等(1992、1993)將變量分解為長(zhǎng)期和短期兩種類(lèi)型,其中短期變量的改變可以用政策的不可信來(lái)解釋。利用匯率水平與官方匯率和黑市匯率的差額,他們認(rèn)為巴西1986年的克魯扎多計(jì)劃(Cruzado Plan)雖然一開(kāi)始迅速地得到了經(jīng)濟(jì)主體的信任,但是對(duì)通貨膨脹的影響是非常有限的。

部分研究也將誤差預(yù)測(cè)技術(shù)運(yùn)用到測(cè)算反通貨膨脹政策可信度的檢驗(yàn)上。Christensen(1987)利用菲利普斯曲線(xiàn)分析了1982年10月以來(lái)德國(guó)的反通貨膨脹政策,認(rèn)為反通貨膨脹政策并沒(méi)有隨著不同時(shí)期的工資水平而進(jìn)行調(diào)整,因此該政策是不可信的。Kremers(1990)針對(duì)愛(ài)爾蘭的檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)愛(ài)爾蘭加入EMS的措施增加了其反通貨膨脹政策的可信度。Benjamin(1990)使用一般均衡模型探討了貨幣貶值政策的效果,通過(guò)經(jīng)濟(jì)主體對(duì)貨幣貶值不同預(yù)期的形成情況來(lái)反映政策的可信度。當(dāng)預(yù)期沒(méi)有實(shí)現(xiàn)時(shí),經(jīng)濟(jì)主體自然認(rèn)為政策是不可信的。結(jié)果發(fā)現(xiàn),政策的不可信對(duì)政策持續(xù)性的負(fù)面影響要大于對(duì)匯率政策本身的影響。

在使用Bayesian學(xué)習(xí)過(guò)程來(lái)研究的文獻(xiàn)中,政策的可信度被理解為經(jīng)濟(jì)主體估計(jì)政策成敗和連貫性的比率。Baxter(1985)檢驗(yàn)了阿根廷和智利在20世紀(jì)70年代匯率政策的可信度。在她的分析中,經(jīng)濟(jì)主體利用財(cái)政赤字和貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率來(lái)衡量政策的持續(xù)性,使用Bayesian回歸過(guò)程得到阿根廷政策的可信度在下降而智利的利率、通貨膨脹率和政策的可信度成反向關(guān)系。但是Baxter沒(méi)有考慮到除了財(cái)政赤字和貨幣供應(yīng)量的增長(zhǎng)率以外,其他的經(jīng)濟(jì)指標(biāo)也可以成為經(jīng)濟(jì)主體判斷政策可信度的依據(jù),或者貨幣當(dāng)局也可能隱瞞經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)。因此,Weber(1991)在使用Bayesian學(xué)習(xí)法的改進(jìn)模型中還考慮了貨幣當(dāng)局公布經(jīng)濟(jì)政策和經(jīng)濟(jì)主體形成判斷之間的時(shí)滯因素。他定義了兩種類(lèi)型的可信度,平均可信度(Average Credibility)衡量的是預(yù)期的政策成果和之前公布的政策之間的差異,邊際可信度(Marginal Credibility)則衡量公布的政策對(duì)公眾預(yù)期的影響程度。在Bayesian過(guò)程中,政策的可信度涉及到在不同的假設(shè)前提下對(duì)通貨膨脹的預(yù)測(cè),而這些假設(shè)前提與貨幣當(dāng)局允許通貨膨脹沖擊經(jīng)濟(jì)的持續(xù)程度有關(guān)。

還有一種研究方法是變參數(shù)(Timevarying Parameters)和機(jī)制轉(zhuǎn)換法(Regime Switching Approach),其核心是使用Kalman濾波技術(shù)使參數(shù)可以根據(jù)其他政策變量的變化而變化。Mankiw等(1987)假設(shè)參數(shù)遵循logistic曲線(xiàn)的變化規(guī)律,討論了在機(jī)制轉(zhuǎn)換中利率漸進(jìn)的變化過(guò)程,轉(zhuǎn)換的時(shí)機(jī)和系數(shù)的估計(jì)來(lái)源于模型中最優(yōu)化最大似然函數(shù)的結(jié)果,但是由于只假定了一個(gè)轉(zhuǎn)換點(diǎn),使得估計(jì)只在政策是可信而且在長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)持續(xù)時(shí)才有效。Kaminsky等(1993)使用Markov轉(zhuǎn)換分析了阿根廷、巴西、以色列和墨西哥的事后實(shí)際利率和反通貨膨脹政策不可信之間的關(guān)系。他們假設(shè)通貨膨脹率的變化是一個(gè)機(jī)制轉(zhuǎn)換過(guò)程(包括高通貨膨脹率和低通貨膨脹率兩種機(jī)制),比較事前實(shí)際利率和事后實(shí)際利率可以衡量經(jīng)濟(jì)主體的通貨膨脹預(yù)期。結(jié)果發(fā)現(xiàn)在這些國(guó)家中,當(dāng)反通貨膨脹的經(jīng)濟(jì)政策開(kāi)始實(shí)施時(shí),政策是不可信的;當(dāng)經(jīng)濟(jì)主體對(duì)政策的了解更為深入時(shí),政策的可信度增加。但是,他們的分析忽略了財(cái)政政策等其他可能影響經(jīng)濟(jì)主體通貨膨脹預(yù)期的因素。Ruge-Murcia(1995)綜合考慮了更多的預(yù)期影響因素,假定理性的經(jīng)濟(jì)主體根據(jù)通貨膨脹率、貨幣供應(yīng)量和政府的支出來(lái)調(diào)整自己的貨幣需求。其結(jié)論是,以色列在1982―1987年的反通貨膨脹政策在大部分時(shí)期內(nèi)是不可信的,并且政府通過(guò)控制價(jià)格水平來(lái)影響經(jīng)濟(jì)主體決策的方法是最有效的。

從總體上看,前三種研究方法的缺陷是比較明顯的。眾所周知,增加政策的可信度包含了一個(gè)漸進(jìn)學(xué)習(xí)的過(guò)程并且根據(jù)時(shí)間的變化而變化,因此利用變量衡量政策可信度的主要缺陷是不同變量的選取將在很大程度上影響模型的準(zhǔn)確性。誤差預(yù)測(cè)技術(shù)的模型并沒(méi)有考慮到經(jīng)濟(jì)機(jī)制的變化和其對(duì)經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期的影響,同時(shí)選取的變量可能不足以體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)主體預(yù)期的變化,因此也無(wú)法全面地體現(xiàn)政策的可信度。Bayesian學(xué)習(xí)法沒(méi)有區(qū)分時(shí)間序列模型中改變預(yù)期的變量的變化和政策可信度的變化,也可能忽略了影響預(yù)期的重要變量以及政策可信度對(duì)通貨膨脹持續(xù)性的影響。更為重要的是,前三種方法的運(yùn)用中回歸系數(shù)穩(wěn)定性的檢驗(yàn)是在不同的期間進(jìn)行的,但是在同一期間內(nèi)系數(shù)的不穩(wěn)定性也會(huì)影響模型的準(zhǔn)確性。而如上文所述,第四種模型的Kalman濾波技術(shù)克服了這一問(wèn)題。因此,本文率先使用變參數(shù)和機(jī)制轉(zhuǎn)換法來(lái)分析反通貨膨脹政策的可信度問(wèn)題。

二、理論模型

如果貨幣當(dāng)局的反通貨膨脹政策不可信,那么經(jīng)濟(jì)主體將減少本幣的持有量而增加外幣的持有量。假定貨幣需求(mdt)、名義利率(it)分別表達(dá)為式(1)、式(2):

mdt-pt=yt-αit+εt(1)

it=rt+E(πt+1It)(2)

其中,pt、yt、rt、πt和E(πt+1It)分別表示價(jià)格水平、收入水平、實(shí)際利率、通貨膨脹率和在信息集(It)下經(jīng)濟(jì)主體對(duì)下期通貨膨脹率的預(yù)期。信息集(It)包含利率、通貨膨脹率和政府支出等信息。

將式(2)代入式(1),經(jīng)一階差分后得到式(3):

(mdt-mdt-1)-(pt-pt-1)=(yt-yt-1)-α(rt-rt-1)-α[E(πt+1It])-E(πtIt-1)]+(εt-εt-1)(3)

令名義貨幣需求增長(zhǎng)率dt=mdt-mdt-1, πt=pt-pt-1, n=yt-yt-1, υt=rt-rt-1, et=εt-εt-1,則式(4)成立,即貨幣需求增長(zhǎng)率受到通貨膨脹率、通貨膨脹預(yù)期和實(shí)際利率變化的影響。

dt-πt=n+α[E(πtIt-1)-E(πt+1It)]-αυt+et(4)

與貨幣需求相對(duì)應(yīng),增加貨幣供應(yīng)量是彌補(bǔ)財(cái)政赤字的重要方法,因此貨幣供應(yīng)增長(zhǎng)率(st)可以表示為:

st=a+γ(Gt-Tt)+ζt=a+γDt+ζt(5)

其中,Dt、Gt分別表示財(cái)政赤字、政府支出。

政府收入Tt=τ-φπt-1+ηt(6)

將式(6)代入式(5)得到式(7),即當(dāng)期的貨幣供給受到當(dāng)期政府支出和前一期通貨膨脹率的影響。

st=(a-γτ)+γGt+γφπt-1+ζt-γηt=c+γGt+ψπt-1+ζt(7)

假定貨幣市場(chǎng)均衡時(shí),dt=st,得到:

αE(πt+1It)-αE(πtIt-1)+ψπt-1-πt=n-c-γGt-μt-αυt(8)

其中,μt=ζt-et。

將式(8)進(jìn)行二階差分(計(jì)算過(guò)程略),得到式(9)。通貨膨脹預(yù)期取決于通貨膨脹的滯后值、預(yù)期的加權(quán)未來(lái)政府支出和經(jīng)濟(jì)主體關(guān)于預(yù)期和已經(jīng)實(shí)現(xiàn)政府支出的對(duì)比值,政府減少支出將導(dǎo)致通貨膨脹預(yù)期下降。

E(πtIt-1)=κ+λ1πt-1+γα∑∞j=0λ-(j+1)2E(Gt+jIt-1)-λ1γ[Gt-1-E(Gt-1It-1)〗-λ1μt-1-λ1αυt-1(9)

其中,κ=n-cα(1-λ), λ1+λ2=1+αα, λ1×λ2=ψα。

結(jié)合式(8)和式(9)得到,通貨膨脹是其滯后值、經(jīng)濟(jì)主體在(t-1)期和t期時(shí)對(duì)既定信息集下政府實(shí)際行為與預(yù)期差異、經(jīng)濟(jì)主體對(duì)在現(xiàn)在和過(guò)去信息集下對(duì)未來(lái)政府行為預(yù)期差異這三個(gè)變量的函數(shù)。如果經(jīng)濟(jì)主體發(fā)現(xiàn)政府過(guò)去提高了或者預(yù)期將提高支出水平,那么通貨膨脹率將上升。式(10)中的誤差項(xiàng)表示信息集沒(méi)有包含經(jīng)濟(jì)變量的現(xiàn)值和通貨膨脹的滯后值。

πt=κ+λ1πt-1+γ[Gt-E(GtIt)]+γβ[Gt-1-E(Gt-1It-1)]+μt+αυt+βμt-1+

αβυt-1+γλ2(β+1)∑∞j=0λ-(i+1)2[E(Gt+iIt)-E(Gt+iIt-1)](10)

其中,β=αλ11-αλ1=ψλ2-ψ。

由式(2)得到:

it=it-it-1=(rt-rt-1)+E(πt+1It)-E(πtIt-1)=E(πt+1It)-E(πtIt-1)+υt(11)

由式(9)、(10)和(11)可知,利率的變化受到前期通貨膨脹和政府支出的直接影響,見(jiàn)式(12):

it=λ1κ-λ1(λ1-1)πt-1+γα∑∞i=0λ-(i+1)2[E(Gt+i+1It)-E(Gt+iIt-1)]+υt+βυt-1+

γβα[Gt-1-E(Gt-1It-1)]+βαμt-1+γλ2βα∑∞i=0λ-(i+1)2[E(Gt+iIt)-E(Gt+iIt-1)](12)

三、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)實(shí)證檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

從理論模型中可以看出政府支出遵循自回歸過(guò)程,表示為:

Gt=βst+Gt-1+σstεt(13)

其中,st表示政府支出在t時(shí)刻的機(jī)制(狀態(tài)),假定st=1時(shí)政府支出處于高水平,st=2時(shí)政府支出處于低水平。

假設(shè)變量遵循Markov鏈,則轉(zhuǎn)移概率(transition probability)可以表示為:

P(st=1st-1=1)=p11

P(st=2st-1=1)=p12=1-p11

P(st=1st-1=2)=p21=1-p22

P(st=2st-1=2)=p22

用矩陣的形式表示為:P=p11p12p21p22,其中p12=Pr(st=2st-1=1),即在(t-1)期政府支出為高水平(st-1=1)的情況下,在t期政府支出為低水平(st=2)的概率。

根據(jù)理論模型的推導(dǎo),經(jīng)濟(jì)主體依照通貨膨脹率、利率和前期政府支出的信息集來(lái)評(píng)判政策的可信度。如果轉(zhuǎn)移概率Pr(st-1=2It)>0.5,則政策在t時(shí)是可信的;如果Pr(st-1=2It)

將式(13)和轉(zhuǎn)移概率矩陣代入理論模型可知,通貨膨脹率和利率的差異取決于通貨膨脹滯后值、前期政府支出水平和經(jīng)濟(jì)主體的預(yù)期概率。

πt=κ+λ1πt-1+γβSt+γ(+δ+θ)Gt-1-γδGt-2+γ(Lt-1-Lt-2)HB+γσstεt+μt+αυt+θμt-1+αθυt-1

it=λ1κ-λ1(λ1-1)πt-1+γα(δ+θ)Gt-1-γαδGt-2+γα(Lt-1-Lt-2)HB+υt+θαμt-1+θυt-1

其中,δ=λ+ψ(λ-)(λ-)(λ-ψ)>0, H=(P+λδI)P(λI-P)-1, B=[β1,β2]′, Lt-1=Pr(st-1=1It)Pr(st-1=2It)。(Lt-1-L

(二)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

使用中國(guó)1978―2006年政府支出與GDP的比值(G/GDP)、通貨膨脹率(π)和本外幣存款利差(i-if)的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn),數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

1.單位根檢驗(yàn)

采用ADF檢驗(yàn),滯后期的選擇采用downward search方法,結(jié)合Akaike信息準(zhǔn)則和Schwarz準(zhǔn)則確定。從表1可以看到,各個(gè)變量原序列檢驗(yàn)得到的t統(tǒng)計(jì)量值都比顯著性水平為10%的臨界值小,所以可以拒絕原假設(shè),序列不存在單位根,是平穩(wěn)的,即I(0)。

2.單變量估計(jì)

從表2的估計(jì)結(jié)果可以看出,三個(gè)等式都包含了兩種機(jī)制,所有系數(shù)都顯著不為零。政府支出占

GDP的比值在高支出水平時(shí)期達(dá)到8.2%,在低支出水平時(shí)期達(dá)到5.9%。通貨膨脹率和本外幣存款利差在不同時(shí)期的差額分別高達(dá)18.32%和18.72%。政府支出和利差的方差在高支出水平時(shí)期都比低支出水平時(shí)期大,但是通貨膨脹率的方差卻在低支出水平時(shí)期更大。當(dāng)期機(jī)制與前期保持一致的概率,即pii=Pr(st=ist-1=i),在三個(gè)等式中都很高。如果通貨膨脹率在前期處于高支出水平,那么在當(dāng)期維持高支出水平的概率是94.2%;如果在前期處于低支出水平,那么在當(dāng)期維持低支出水平的概率是98.6%。如果利差在前期處于高支出水平,那么在當(dāng)期維持高支出水平的概率是94.6%;如果在前期處于低支出水平,那么在當(dāng)期維持低支出水平的概率是98.6%。然而,政府支出維持前期高、低支出水平的概率分別是93.5%和91.8%,說(shuō)明與前兩個(gè)政策相比,政府支出的相關(guān)政策可信度較低。

3.二元變量估計(jì)

在理論模型中,政策的可信度檢驗(yàn)必須考慮到經(jīng)濟(jì)變量之間的相互作用,因此使用二元變量估計(jì)得到的政府支出為式(14),括號(hào)中的數(shù)值為標(biāo)準(zhǔn)差,在90%的置信水平下系數(shù)顯著不為零。從高支出水平向低支出水平的轉(zhuǎn)換引起政府支出占GDP的比值下降了(β1-β2)=1.5143%,長(zhǎng)期降幅將達(dá)到(β1-β2)/(1-)=2.064%。轉(zhuǎn)移概率分別為p11=0.9465,p22=0.913。二階差分方程的根分別為λ1=0.157,λ2=32567.3。

Gt=5.8366+0.2663Gt-1+1.42εt (當(dāng)st=1時(shí))

(0.5298)(0.1489)(0.1853)

=4.3223+0.2663Gt-1+1.009εt (當(dāng)st=2時(shí))(14)

(0.7734)(0.1489)(0.1981)

式(1)表示的貨幣需求函數(shù)中α=1.3。式(6)表示的政府支出中φ=0.0169,表明在(t-1)時(shí),通貨膨脹率增加1單位將導(dǎo)致t時(shí)稅收收入增加0.0169單位,而政府支出的減少將使得稅收收入占GDP的比重增加φγ(β1-β2)/(1-)=0.2368%。式(7)表示的貨幣供給函數(shù)中γ=9.254,ψ=0.157,證明理論模型的假設(shè)成立,即高能貨幣是彌補(bǔ)財(cái)政赤字的主要來(lái)源。從高支出水平向低支出水平的轉(zhuǎn)換導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量減少γ(β1-β2)=14.013%,長(zhǎng)期降幅將達(dá)到γ(β1-β2)/(1-)=19.1%。

通貨膨脹率的函數(shù)式可以表示為式(15),其中擾動(dòng)項(xiàng)εt和μt的相關(guān)系數(shù)ρεμ=-0.371。

πt=-49.65+0.157πt-1+9.254βst+2.464Gt-1-0.000032Gt-2+(Lt-1-Lt-2)HB+

(35.352)(0.11)(5.09)

9.254σstεt+μt+1.3υt+0.000005μt-1+0.0000065θυt-1(15)

(5.1)

二元變量估計(jì)的結(jié)果說(shuō)明,反通貨膨脹政策的可信度增加有助于降低通貨膨脹預(yù)期,幫助貨幣當(dāng)局實(shí)現(xiàn)反通貨膨脹的目標(biāo)。在經(jīng)歷較低通貨膨脹率和政府支出水平的期間,政府的政策往往被認(rèn)為是可信的。但是可信度的變化容易受到政府支出增加的影響。即使政府支出沒(méi)有回復(fù)到高水平的同時(shí)通貨膨脹率也很低,政府支出的些許增加也將會(huì)導(dǎo)致政策可信度的降低。如果公眾發(fā)現(xiàn)政策不可信,他們將保持較高的政府支出和通貨膨脹預(yù)期,進(jìn)而減持本幣,這種做法必將增加反通貨膨脹政策實(shí)施的難度。

四、結(jié)論

有效性一直是中央銀行實(shí)施反通貨膨脹政策成功與否的關(guān)鍵,其中不乏政策可信度因素的影響。無(wú)論采用何種反通貨膨脹政策,其政策效果在很大程度上都取決于公眾與中央銀行的配合,即公眾對(duì)政策的理解和信任。從提高反通貨膨脹政策的可信度從而確保政策實(shí)施效果的角度看,我國(guó)央行在反通貨膨脹政策操作中應(yīng)注意以下兩方面:

一方面,借鑒通貨膨脹目標(biāo)制的政策體制,中央銀行事先公開(kāi)宣布年度或者中期通貨膨脹的控制目標(biāo),并且承諾“保持貨幣幣值的穩(wěn)定,并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)”作為政策的最終目標(biāo),通過(guò)運(yùn)用各種貨幣政策工具對(duì)外部沖擊作出反應(yīng),使反通貨膨脹政策的操作與其所承諾的目標(biāo)保持一致。在實(shí)行通貨膨脹目標(biāo)制的國(guó)家,政府或者中央銀行確定出一定時(shí)期內(nèi)所要實(shí)現(xiàn)的通貨膨脹目標(biāo)后,政策的具體操作則由中央銀行自主施行,政府不干預(yù)中央銀行的日常具體政策操作,這種制度使中央銀行在選擇貨幣政策工具方面具有充分的獨(dú)立性,具有了目標(biāo)規(guī)則的約束和相機(jī)抉擇操作的雙重優(yōu)點(diǎn)。第一,它為中央銀行實(shí)施反通貨膨脹政策提供了一個(gè)名義錨,使中央銀行的政策操作不能隨意更改。第二,通貨膨脹控制目標(biāo)的公布和政策實(shí)施的說(shuō)明有利于得到公眾的理解和響應(yīng)。第三,控制通貨膨脹目標(biāo)責(zé)任的制定及政策績(jī)效的社會(huì)評(píng)價(jià),形成了對(duì)中央銀行的有效約束,從而使政策本身更具穩(wěn)定性和可靠性。由于諸多因素的限制,當(dāng)前通貨膨脹目標(biāo)制還不能運(yùn)用于我國(guó),以貨幣供應(yīng)量為中介目標(biāo)的政策框架還有延續(xù)一段時(shí)間的理由。但是,借鑒這一政策體制,對(duì)于提高我國(guó)反通貨膨脹政策的可信度具有深遠(yuǎn)的意義,也是未來(lái)我國(guó)乃至國(guó)際社會(huì)反通貨膨脹政策框架的主流。

另一方面,應(yīng)該建立暢通的中央銀行與公眾溝通的機(jī)制,盡量公開(kāi)反通貨膨脹政策決策和操作的有關(guān)信息,及時(shí)讓公眾了解當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)金融環(huán)境,明確政策取向和政策操作的原因,為公眾的經(jīng)濟(jì)行為提供決策依據(jù),引導(dǎo)公眾形成合理預(yù)期。在社會(huì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中,公眾對(duì)中央銀行政策的制定和實(shí)施情況越了解,形成的預(yù)期也就越準(zhǔn)確,從而使得中央銀行的政策操作與公眾對(duì)通貨膨脹預(yù)期之間的差距越小,反通貨膨脹政策的可信度也就越高。近年來(lái),各國(guó)中央銀行對(duì)政策透明度問(wèn)題日益重視也說(shuō)明了這一點(diǎn)。正是因?yàn)橹醒脬y行在政策實(shí)踐中發(fā)現(xiàn),提高政策透明度有助于穩(wěn)定公眾的通貨膨脹預(yù)期,降低金融市場(chǎng)的波動(dòng)。如果把信息不對(duì)稱(chēng)理論引入反通貨膨脹政策的分析就會(huì)發(fā)現(xiàn),中央銀行在掌握當(dāng)前的經(jīng)濟(jì)金融運(yùn)行狀況、影響物價(jià)穩(wěn)定的各類(lèi)因素和未來(lái)通貨膨脹走勢(shì)等方面都比公眾更具有信息優(yōu)勢(shì),這種非對(duì)稱(chēng)信息給公眾帶來(lái)了很多不確定性,這會(huì)使調(diào)控主體與被調(diào)控對(duì)象處于非合作博弈的狀態(tài),從而影響到政策的有效性。為了降低公眾面臨的不確定性,作為政策決策部門(mén)的中央銀行及時(shí)有效地披露反通貨膨脹政策決策和實(shí)施信息,會(huì)減少因信息不對(duì)稱(chēng)所導(dǎo)致的公眾的疑慮和預(yù)測(cè)誤差,使雙方走向合作博弈,使社會(huì)整體福利得以改進(jìn)。

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Test for Credibility of Counterinflation Policy

YAN Jiajia

(Management School, Fuzhou University, Fujian 350001)

篇2

關(guān)鍵詞：菲利普斯曲線(xiàn)；通貨膨脹；滯漲

中圖分類(lèi)號(hào)：F20　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A　文章編號(hào)：1006-4311(2012)02-0315-02

0　引言

2010年以來(lái)中國(guó)物價(jià)總水平持續(xù)上揚(yáng)，2011年從3月份起中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI連續(xù)幾個(gè)月突破5％，通貨膨脹的發(fā)展引發(fā)了廣泛關(guān)注，而近期隨著中國(guó)人民銀行一系列緊縮政策的實(shí)施。關(guān)于中國(guó)經(jīng)濟(jì)是否會(huì)陷入滯漲狀態(tài)的討論越來(lái)越激烈。本文以菲利普斯曲線(xiàn)為原理，結(jié)合中國(guó)的實(shí)際國(guó)情，分析得出中國(guó)經(jīng)濟(jì)短期內(nèi)脹的壓力較大而滯的風(fēng)險(xiǎn)較小，中國(guó)政府應(yīng)借助治理通貨膨脹的時(shí)機(jī)加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整。

1　基本菲利普斯曲線(xiàn)及其變換

1958年英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家菲利普斯在研究了1861至1957年的英國(guó)失業(yè)率和貨幣工資增長(zhǎng)率后，發(fā)現(xiàn)名義工資增長(zhǎng)率和失業(yè)率之間存在穩(wěn)定的反向關(guān)系：失業(yè)率越高，名義工資增長(zhǎng)率就越低：失業(yè)率越低，名義工資增長(zhǎng)率就越高。這就是最初的菲利普斯曲線(xiàn)關(guān)系。

1960年著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家保羅?薩繆爾森和羅伯特?索洛在菲利普斯研究的基礎(chǔ)上，用通貨膨脹率代替了菲利普斯曲線(xiàn)中的名義工資增長(zhǎng)率，并用美國(guó)的數(shù)據(jù)驗(yàn)證了通貨膨脹和失業(yè)之間類(lèi)似的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

1967年和1968年米爾頓?弗里德曼和愛(ài)德蒙?費(fèi)爾普斯相繼提出了自然失業(yè)率理論，使得菲利普斯曲線(xiàn)發(fā)展到一個(gè)新的階段。該理論認(rèn)為短期菲利普斯曲線(xiàn)是不穩(wěn)定的，會(huì)由于宏觀政策的作用會(huì)發(fā)生移動(dòng)。長(zhǎng)期而言，宏觀經(jīng)濟(jì)政策尤其是貨幣政策是不能通過(guò)提高通貨膨脹率來(lái)降低失業(yè)率，否定了通貨膨脹和失業(yè)率之間存在長(zhǎng)期負(fù)相關(guān)關(guān)系，也就是說(shuō)，長(zhǎng)期菲利普斯曲線(xiàn)應(yīng)該是垂直的。

顯然自然失業(yè)率理論與菲利普斯曲線(xiàn)結(jié)論相背，為了解決這一矛盾，米爾頓?弗里德曼和愛(ài)德蒙?費(fèi)爾普斯引入了預(yù)期通貨膨脹概念。短期通脹預(yù)期是既定的，政策制定者面臨向下傾斜的菲利普斯曲線(xiàn)：長(zhǎng)期來(lái)看通脹預(yù)期會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)環(huán)境的改變而改變，導(dǎo)致短期菲利普斯曲線(xiàn)發(fā)生位移。加入自然失業(yè)率和通脹預(yù)期后，就有了附加預(yù)期的菲利普斯曲線(xiàn)，它使政策制定者認(rèn)識(shí)到，低失業(yè)的后果并不是高通貨膨脹，而是不斷上升的通貨膨脹。

1972年至1973年，以盧卡斯和薩金特為代表的理性預(yù)期學(xué)派進(jìn)一步提出菲利普斯益線(xiàn)無(wú)論短期還是長(zhǎng)期都是一條垂直線(xiàn)，宏觀經(jīng)濟(jì)政策始終是無(wú)效的。

2　符合中國(guó)實(shí)際情況的菲利普斯曲線(xiàn)

附加預(yù)期的菲利普斯曲線(xiàn)認(rèn)為政府為治理通貨膨脹而采取一些未預(yù)期的擴(kuò)張性政策，短期內(nèi)會(huì)使得通貨膨脹率上升和失業(yè)率下降，但是長(zhǎng)期而言菲利普斯曲線(xiàn)應(yīng)該是一條垂直的直線(xiàn)。如圖2所示，短期菲利普斯曲線(xiàn)與長(zhǎng)期菲利普斯曲線(xiàn)的交匯處A點(diǎn)為經(jīng)濟(jì)的初始均衡狀態(tài)，此時(shí)失業(yè)率等于自然率水平，通貨膨脹預(yù)期等于實(shí)際通貨膨脹率。如果政府實(shí)行了未預(yù)期的擴(kuò)張政策，這使得均衡點(diǎn)沿著短期菲利普斯曲線(xiàn)1上移移動(dòng)到B點(diǎn)(路徑①)，此時(shí)失業(yè)率低于自然率水平，通貨膨脹預(yù)期低于實(shí)際通貨膨脹。政府采取的擴(kuò)張性政策使得居民提高了對(duì)通貨膨脹的預(yù)期，這使得短期菲利普斯曲線(xiàn)發(fā)生位移，經(jīng)濟(jì)均衡點(diǎn)移動(dòng)到C點(diǎn)(路徑②)，此時(shí)失業(yè)率回到自然率水平，擴(kuò)張政策只得到了更高的通貨膨脹。高漲的通貨膨脹使得政府不得不采取緊縮性政策，這使得均衡點(diǎn)沿著菲利普斯曲線(xiàn)2移動(dòng)到D點(diǎn)(路徑③)，此時(shí)失業(yè)率高于自然率水平，實(shí)際通貨膨脹低于通貨膨脹預(yù)期。政府的緊縮性政策使得居民下調(diào)通貨膨脹預(yù)期，這又使短期菲利普斯曲線(xiàn)回到原來(lái)的位置，經(jīng)濟(jì)又回到了原來(lái)的均衡點(diǎn)A(路徑④)。顯然，治理通貨膨脹需要忍受短期的失業(yè)率上升和產(chǎn)出下降，產(chǎn)出下降和通脹率下降的比率被稱(chēng)為“犧牲率”。

2010年以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)保持平穩(wěn)較快發(fā)展，但受?chē)?guó)內(nèi)外多種因素影響，2011年中國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)CPI一直處于高位運(yùn)行，2011年3月至8月份CPI指數(shù)同比增長(zhǎng)都超過(guò)5％，通脹壓力成為當(dāng)前影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的突出問(wèn)題。2011年前兩個(gè)季度中國(guó)GDP同比增長(zhǎng)9.6％，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)仍然保持了強(qiáng)勁勢(shì)頭。結(jié)合中國(guó)目前的實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況，筆者提出了另外一種菲利普斯曲線(xiàn)走勢(shì)圖。

如圖3所示，起初中國(guó)經(jīng)濟(jì)的初始均衡狀態(tài)在A點(diǎn)，2007年美國(guó)的次債危機(jī)引發(fā)了全球性的金融危機(jī)，中國(guó)政府為了刺激經(jīng)濟(jì)采取擴(kuò)張性的政策，這使得均衡點(diǎn)沿著短期菲利普斯曲線(xiàn)1上移移動(dòng)到B點(diǎn)(路徑①)。居民通貨膨脹預(yù)期的調(diào)整使短期菲利普斯曲線(xiàn)發(fā)生位移，經(jīng)濟(jì)移動(dòng)到C點(diǎn)(路徑②)。此時(shí)失業(yè)率并未回到自然率水平，擴(kuò)張政策得到了更高的通貨膨脹的同時(shí)降低了失業(yè)率。高漲的通貨膨脹使得政府不得不采取緊縮性政策，2010年1月至2011年7月中國(guó)人民銀行連續(xù)12次上調(diào)存款金率，4次上調(diào)基準(zhǔn)利率。政府采取的這些緊縮性政策使得均衡點(diǎn)沿著菲利普斯曲線(xiàn)2由C點(diǎn)移動(dòng)到D點(diǎn)(路徑③)。隨著政府緊縮性政策效應(yīng)的逐漸顯現(xiàn)居民慢慢下調(diào)了通貨膨脹預(yù)期，這又使短期菲利普斯曲線(xiàn)回到原來(lái)的位置，經(jīng)濟(jì)又回到了原來(lái)的均衡點(diǎn)A(路徑④)。

通過(guò)比較我們可以看出，基于中國(guó)國(guó)情的菲利普斯曲線(xiàn)與與傳統(tǒng)的菲利普斯曲線(xiàn)的差別在于cD兩點(diǎn)。圖3中的路徑③與路徑④表明中國(guó)政府在治理通貨膨脹的過(guò)程中避免了“犧牲率”。2010年全年中國(guó)GDP增速為10.3％，2011年上半年中國(guó)GDP增速為9.60％，這些數(shù)據(jù)都印證了這一點(diǎn)。

3　中國(guó)滯漲風(fēng)險(xiǎn)分析

3.1通脹現(xiàn)象仍將持續(xù)，但已得到有效控制從圖4中可以看出2009年年底CPI與PPI由負(fù)轉(zhuǎn)為正并持續(xù)走高。2011年3月至8月份CPI指數(shù)同比增長(zhǎng)都超過(guò)5％，通脹壓力成為影響中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要問(wèn)題，中國(guó)政府為此采取了一系列緊縮政策。2011年6月中國(guó)人民銀行上調(diào)存款準(zhǔn)備金率后大型金融機(jī)構(gòu)的準(zhǔn)備金率達(dá)到了21.5％，2011年7月中國(guó)人民銀行上調(diào)存款基準(zhǔn)利率至3.5％，這一系列措施的出臺(tái)有效的控制了通貨膨脹上漲的趨勢(shì)，使得中國(guó)經(jīng)濟(jì)由圖3中的C點(diǎn)移動(dòng)到D點(diǎn)。D點(diǎn)的通脹率仍然處于高位，隨著緊縮政策效果的慢慢體現(xiàn)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)的通脹率將慢慢下調(diào)。

3.2本輪通脹主要是因?yàn)樾枨罄瓌?dòng)，全球總供給并未出現(xiàn)大的問(wèn)題近期雖然中東北非動(dòng)蕩不安，使得短期內(nèi)石油供給有所減少，但是從全球看，糧食生產(chǎn)、石油供應(yīng)基本正常，全球糧價(jià)油價(jià)的上升主要是需求面因素帶動(dòng)的，這和危機(jī)后全球經(jīng)濟(jì)復(fù)蘇特別是新興經(jīng)濟(jì)體的強(qiáng)勁增長(zhǎng)有很大關(guān)系。

3.3中國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)滯的概率較小2008年的國(guó)際金融危機(jī)沖擊使得中國(guó)經(jīng)濟(jì)從2007年13％的高速增長(zhǎng)回落到10％以?xún)?nèi)，但是中國(guó)經(jīng)濟(jì)仍保持了9％以上的增長(zhǎng)率，仍在合理的潛在增長(zhǎng)區(qū)間內(nèi)。

3.4通脹預(yù)期的下調(diào)減少了中國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)滯漲的概率在上世紀(jì)70年代面對(duì)石油危機(jī)帶來(lái)的油價(jià)飆升，西方主要工業(yè)國(guó)家的貨幣

當(dāng)局未能正確采取有效措施控制住通脹從而導(dǎo)致了各種商品價(jià)格的輪番上漲，通脹的蔓延導(dǎo)致居民的通脹預(yù)期不斷提升，從而使得經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)滯漲現(xiàn)象。

如圖5中所示，如果當(dāng)局在出現(xiàn)通貨膨脹后并未正確采取有效措施從而導(dǎo)致居民預(yù)期通脹率會(huì)繼續(xù)增長(zhǎng)，菲利普斯曲線(xiàn)并未在曲線(xiàn)2處停止右移而是繼續(xù)移動(dòng)至曲線(xiàn)3的位置，C點(diǎn)也移動(dòng)至C’點(diǎn)。此時(shí)政府在提高通貨膨脹率的同時(shí)并未降低失業(yè)率，所以經(jīng)濟(jì)陷入滯漲。

中國(guó)政府在經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)通脹的趨勢(shì)后及時(shí)采取政策，一系列的緊縮政策及時(shí)降低了民眾的通脹預(yù)期，經(jīng)濟(jì)并未移動(dòng)至C’點(diǎn)而是沿著曲線(xiàn)2移動(dòng)至D點(diǎn)，通脹預(yù)期的下調(diào)減少了中國(guó)經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)滯漲的概率。

4　宏觀調(diào)控的政策建議

4.1短期治漲為主，防滯為輔當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)的主要問(wèn)題在于有效控制通貨膨脹同時(shí)又要防范緊縮性政策的過(guò)度使用導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)下滑速度過(guò)快。①把控制通貨膨脹、保持幣值穩(wěn)定作為貨幣政策的首要目標(biāo)，保持貨幣政策的連續(xù)性、穩(wěn)定性。②加強(qiáng)流動(dòng)性管理并正確引導(dǎo)流動(dòng)性進(jìn)入實(shí)體經(jīng)濟(jì)。為了抑制通貨膨脹，必須有效抑制貨幣信貸的快速增長(zhǎng)，切實(shí)管理好流動(dòng)性和貨幣信貸總量。③加強(qiáng)供需管理。從供給管理和需求管理兩方面“雙管齊下”，實(shí)現(xiàn)保障市場(chǎng)有效供給與抑制不合理需求的同步推進(jìn)，維持物價(jià)總水平基本穩(wěn)定。④加強(qiáng)市場(chǎng)監(jiān)管，嚴(yán)密防范市場(chǎng)投機(jī)炒作行為的發(fā)生。政府應(yīng)采用各種方法加強(qiáng)市場(chǎng)監(jiān)管，特別是對(duì)基礎(chǔ)農(nóng)產(chǎn)品和生活必需品價(jià)格的管理，嚴(yán)厲打擊囤積居奇、哄抬價(jià)格等炒作行為，穩(wěn)定市場(chǎng)物價(jià)，防范突發(fā)事件對(duì)民眾通脹預(yù)期的沖擊。

4.2中長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增速下滑與通脹壓力并存，抓住機(jī)遇加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整08年的經(jīng)濟(jì)危機(jī)也暴露了中國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)中的一些缺陷，為中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式敲響警鐘。投資、消費(fèi)和出口拉動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)的“三駕馬車(chē)”并未齊頭并進(jìn)，中國(guó)高投資的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式并具有不可持續(xù)性，切實(shí)降低投資率并提高國(guó)內(nèi)消費(fèi)率是當(dāng)前加快經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整的重點(diǎn)。政府應(yīng)主動(dòng)淘汰落后高耗能產(chǎn)業(yè)和抑制盲目發(fā)展過(guò)剩的一些新興行業(yè)，引導(dǎo)資源流向，逐步完成經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型。

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篇3

關(guān)鍵詞：輸入型通貨膨脹；國(guó)際大宗商品價(jià)格；居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)

一、 關(guān)于輸入型通貨膨脹

輸入型通貨膨脹（Imported Inflation），又稱(chēng)斯勘的納維亞小國(guó)型通貨膨脹，是我國(guó)理論界和實(shí)際部門(mén)對(duì)當(dāng)前通貨膨脹的基本定性。是指由于國(guó)外商品或生產(chǎn)要素價(jià)格的上漲，引起國(guó)內(nèi)物價(jià)的持續(xù)上漲現(xiàn)象。其理論依據(jù)是價(jià)格上漲后的國(guó)際大宗商品通過(guò)商品的進(jìn)口輸入到國(guó)內(nèi)，引起國(guó)內(nèi)通貨膨脹的產(chǎn)生。輸入型通貨膨脹與開(kāi)放經(jīng)濟(jì)有密切的關(guān)系，開(kāi)放的程度越大，發(fā)生的概率越大。

當(dāng)前，主流的觀點(diǎn)認(rèn)為輸入型通貨膨脹的傳導(dǎo)有兩個(gè)渠道，國(guó)際貿(mào)易渠道和資本流入渠道。國(guó)際上將輸入型通貨膨脹分為兩大類(lèi)：國(guó)際通貨膨脹結(jié)構(gòu)論和國(guó)際通貨膨脹貨幣論。

在國(guó)際貿(mào)易渠道中，輸入型通貨膨脹的傳導(dǎo)機(jī)制為：1、國(guó)際市場(chǎng)上原材料等大宗商品價(jià)格上漲，導(dǎo)致國(guó)內(nèi)的進(jìn)口價(jià)格上升， 各部門(mén)生產(chǎn)成本和產(chǎn)品定價(jià)也隨之上升， 進(jìn)而帶動(dòng)整體物價(jià)水平的上升， 形成成本推動(dòng)型通貨膨脹。2、當(dāng)國(guó)外存在通貨膨脹時(shí)， 國(guó)外商品價(jià)格上漲使得我國(guó)的對(duì)外貿(mào)易順差加大， 使我國(guó)的外匯儲(chǔ)備增加。從而我國(guó)國(guó)內(nèi)貨幣供給增加， 導(dǎo)致需求拉上型通貨膨脹。3、國(guó)外出現(xiàn)通貨膨脹，造成外幣相對(duì)于人民幣的貶值， 人民幣的升值會(huì)造成對(duì)國(guó)外商品需求的增加， 這種需求也會(huì)增加本國(guó)商品的消費(fèi)需求， 最終引起社會(huì)總需求的增加， 從而導(dǎo)致需求拉上型通貨膨脹。

在資本流入角度下，我國(guó)出口的長(zhǎng)期過(guò)快增長(zhǎng)， 外國(guó)資本的過(guò)多輸入和過(guò)多的國(guó)內(nèi)投機(jī)活動(dòng)， 使我國(guó)的外匯儲(chǔ)備大幅增加，直接造成我國(guó)貨幣量的大幅增加， 貨幣的供給增加造成了通貨膨脹。隨著國(guó)際經(jīng)濟(jì)的不斷開(kāi)放和全球經(jīng)濟(jì)一體化，我國(guó)國(guó)際收支持續(xù)保持雙順差， 外匯儲(chǔ)備過(guò)多， 人民幣面臨升值壓力， 而我國(guó)實(shí)施的是以市場(chǎng)為基礎(chǔ)的，單一的、有管理的浮動(dòng)匯率制，所以，為了維持匯率穩(wěn)定， 央行必須買(mǎi)進(jìn)外匯， 拋出人民幣， 貨幣的供給進(jìn)一步增加，導(dǎo)致了通貨膨脹的持續(xù)存在。

二、輸入型通貨膨脹假說(shuō)質(zhì)疑

“通貨膨脹在任何時(shí)間、任何地點(diǎn)都是一種貨幣現(xiàn)象。”1976年諾貝爾經(jīng)濟(jì)學(xué)獎(jiǎng)獲得者，著名的經(jīng)濟(jì)學(xué)家米爾頓.弗里德曼這樣寫(xiě)到。貨幣數(shù)量論使得我們同意，貨幣量的增長(zhǎng)是通貨膨脹率的主要決定因素。因此，造成通貨膨脹的直接原因是國(guó)家貨幣發(fā)行量的增加。所以，從貨幣主義角度上看，輸入型通貨膨脹是個(gè)假說(shuō)。

首先，從理論上看，輸入型通貨膨脹屬于成本推動(dòng)型通貨膨脹。我國(guó)的輸入型通貨膨脹的最直接原因是國(guó)際商品價(jià)格的升高，即進(jìn)口商品價(jià)格上漲，直接引起了成本推動(dòng)型型通貨膨脹。但是根據(jù)理論，進(jìn)口成本推進(jìn)通貨膨脹的前提是一個(gè)國(guó)家生產(chǎn)所需要的原材料主要依賴(lài)于進(jìn)口，而我國(guó)雖然進(jìn)口量很大，但是相比于我國(guó)的生產(chǎn)總量，依然達(dá)不到這個(gè)前提假設(shè)。因此，即便國(guó)外商品價(jià)格上漲導(dǎo)致我國(guó)進(jìn)口成本增加，也不可能引起我國(guó)的通貨膨脹率的升高。

其次，根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)原理，成本推動(dòng)型通貨膨脹是基于成本因素螺旋性上漲而形成的。而市場(chǎng)上商品和服務(wù)的需求供給是不變的，不存供大于求或供小于求。在這種情況下，為了不傷害國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展并且控制通貨膨脹，只能使用財(cái)政政策進(jìn)行調(diào)節(jié)，完全不需要國(guó)家的貨幣政策。就我國(guó)而言，如果輸入型通貨膨脹假說(shuō)能夠成立，那么完全不需中央銀行實(shí)施緊縮性貨幣政策，只需通過(guò)財(cái)政性補(bǔ)貼政策，對(duì)關(guān)系到國(guó)計(jì)民生的重要產(chǎn)品進(jìn)行價(jià)格管理，就能避免偶然的國(guó)際價(jià)格上漲對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的沖擊。然而，自2010年以來(lái)，管理層沒(méi)有采用財(cái)政性政策，而采用緊縮性貨幣政策，說(shuō)明輸入型通貨膨脹假說(shuō)是完全站不住腳的。

再次，通貨膨脹是指一般物價(jià)水平持續(xù)上漲的現(xiàn)象。但國(guó)際商品的價(jià)格變化是波動(dòng)的，有漲有跌，因此它并不是推動(dòng)我國(guó)通貨膨脹的持續(xù)因素。衡量通貨膨脹的最重要指標(biāo)：消費(fèi)價(jià)格指數(shù)，是個(gè)拉氏指數(shù)，即用一籃子固定產(chǎn)品計(jì)算的價(jià)格指數(shù)。因此，國(guó)際商品偶然的價(jià)格變化通過(guò)市場(chǎng)傳導(dǎo)機(jī)制使我國(guó)部分產(chǎn)品價(jià)格升高，通過(guò)一籃子產(chǎn)品的價(jià)格加權(quán)平均，也不會(huì)引起我國(guó)消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)的大幅升高。以國(guó)際油價(jià)為例，浙江大學(xué)巫金、章華在《中國(guó)輸入型通貨膨脹來(lái)自何方》一文中，從美元本位制這一貨幣體系出發(fā)，研究其對(duì)國(guó)內(nèi)物價(jià)的影響。引入相對(duì)貨幣供應(yīng)量、相對(duì)利率、美元名義匯率、國(guó)際油價(jià)和國(guó)內(nèi)消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)五個(gè)變量，建立VAR模型，得出了以下結(jié)論：美元貨幣供應(yīng)量和美元利率都對(duì)我國(guó)通貨膨脹造成了影響。匯率和國(guó)際油價(jià)對(duì)國(guó)內(nèi)通貨膨脹雖有一定影響，但不明顯。

三、實(shí)證分析

選取2008年1月至2010年12月36個(gè)月的我國(guó)居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)和國(guó)際平均原油價(jià)格進(jìn)行多元回歸分析。數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)與社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)和世界銀行數(shù)據(jù)庫(kù)。

回歸方程：Y=B+B1X1+B2X2+B3X3+E

因變量Y：月居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。自變量X1：國(guó)際月平均原油價(jià)格。 X2：滯后一期的國(guó)際月平均原油價(jià)格。X3：滯后兩期的國(guó)際月平均原油價(jià)格。 B為常數(shù)項(xiàng)，B1、B2、B3分別是X1、X2、X3的系數(shù)，E為誤差項(xiàng)。

從表中我們可以看出，各變量的系數(shù)B1、B2、B3的T值都不大，說(shuō)明各解釋變量對(duì)被解釋變量的影響因素都不大。而且該回歸模型的F值只有0.771，數(shù)值太小，說(shuō)明模型的擬合優(yōu)度不高。所以，我們可以得出結(jié)論：以國(guó)際原油價(jià)格為代表的國(guó)際大宗商品價(jià)格的升高對(duì)我國(guó)通貨膨脹率的影響不大，證明了輸入型通貨膨脹假說(shuō)不是我國(guó)近期通貨膨脹率升高的主要原因，也說(shuō)明了輸入型通貨膨脹假說(shuō)是不成立的。（作者單位：西南民族大學(xué)）

注：本項(xiàng)目得到西南民族大學(xué)研究生創(chuàng)新型科研項(xiàng)目資助

參考文獻(xiàn)：

[1]蘇明政， 張慶君.國(guó)際大宗商品價(jià)格、有效匯率與輸入型通貨膨脹――基于國(guó)際貿(mào)易視閾下的狀態(tài)空間模型研究.[J]《統(tǒng)計(jì)與信息論壇》，2011（3）.

[2]崔丹，崔正強(qiáng).開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體的輸入型通貨膨脹問(wèn)題――從資本流入角度研究.[J]《東北財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)》，2008（9）.

篇4

關(guān)鍵詞：財(cái)險(xiǎn)；通貨膨脹；需求模式；心理物理學(xué)

中圖分類(lèi)號(hào)：F224 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào):1003－9031(2011)11－0045－03DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.11.12

一、引言

財(cái)險(xiǎn)是保險(xiǎn)市場(chǎng)的重要組成部分。2010年，國(guó)內(nèi)財(cái)險(xiǎn)保費(fèi)收入占所有險(xiǎn)種保費(fèi)收入的近三成。財(cái)險(xiǎn)在保持快速發(fā)展的同時(shí)也出現(xiàn)了隱患。一方面，繳納保費(fèi)與給付保險(xiǎn)金之間存在一定的時(shí)間差，通貨膨脹導(dǎo)致貨幣實(shí)際購(gòu)買(mǎi)力下降，不僅削弱了保險(xiǎn)經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償?shù)穆毮埽疫€會(huì)通過(guò)價(jià)格效應(yīng)、收入效應(yīng)和替代效應(yīng)等減少投保人的保險(xiǎn)需求，通貨膨脹與保險(xiǎn)需求負(fù)相關(guān)。另一方面，通貨膨脹導(dǎo)致企業(yè)及個(gè)人面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)增大，從而增強(qiáng)投保人的保險(xiǎn)意愿，通貨膨脹與保險(xiǎn)需求正相關(guān)。物價(jià)波動(dòng)對(duì)保費(fèi)收入的影響取決于以上兩種效應(yīng)在不同市場(chǎng)環(huán)境當(dāng)中的強(qiáng)弱對(duì)比。未來(lái)的物價(jià)趨勢(shì)和通脹預(yù)期將如何影響財(cái)險(xiǎn)行業(yè)發(fā)展已成為人們關(guān)注的課題之一。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于通貨膨脹是否沖擊保費(fèi)收入的爭(zhēng)論由來(lái)已久。Houston（1960）、Neumann（1969）等人認(rèn)為，雖然不能絕對(duì)地?cái)嘌酝ㄘ浥蛎泴?duì)壽險(xiǎn)的儲(chǔ)蓄功能毫無(wú)影響，但是戰(zhàn)后美國(guó)1946―1964年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明這種影響確實(shí)很小[1-2]。楊舸等（2005）使用自回歸分布滯后模型對(duì)中國(guó)壽險(xiǎn)需求進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的增長(zhǎng)和壽險(xiǎn)業(yè)自身發(fā)展是壽險(xiǎn)需求增長(zhǎng)的根本原因，預(yù)期通貨膨脹率、社會(huì)老齡化和不斷提高的教育水平對(duì)壽險(xiǎn)需求的作用并不顯著[3]。葉明華（2010）著重從極值、波動(dòng)性及相關(guān)性等三個(gè)方面研究通貨膨脹與商業(yè)保險(xiǎn)保費(fèi)收入之間的關(guān)系，并認(rèn)為1980―2008年間通貨膨脹對(duì)商業(yè)保險(xiǎn)需求的促進(jìn)作用與抑制效果大致相當(dāng)，結(jié)果通貨膨脹的影響不十分明顯[4]。蔡華和葛仁良（2010）在分析了1985―2008年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)之后發(fā)現(xiàn)，我國(guó)CPI指數(shù)與保費(fèi)增速之間存在協(xié)整關(guān)系。雖然物價(jià)波動(dòng)會(huì)對(duì)保費(fèi)增長(zhǎng)產(chǎn)生負(fù)向沖擊，但是影響程度不大[5]。

相反地，F(xiàn)ortune（1972）則反駁了Neumann的觀點(diǎn)，并指出Neumann（1969）在實(shí)證分析當(dāng)中混淆了預(yù)期的物價(jià)水平和通貨膨脹率，特別是持續(xù)的物價(jià)水平上漲預(yù)期將會(huì)改變包括壽險(xiǎn)在內(nèi)的各層次金融資產(chǎn)的最優(yōu)配置[6]。Babbel（1981）發(fā)現(xiàn)，在利率管制以及利率調(diào)整缺乏通貨膨脹彈性（inflation elasticity）的情況下，即使20世紀(jì)60年代末實(shí)施了壽險(xiǎn)指數(shù)化，預(yù)期通貨膨脹率的快速上升仍然使得巴西人均壽險(xiǎn)支出減少[7]。Browne和Kim（1993）研究了歐美和亞非拉45個(gè)國(guó)家的壽險(xiǎn)發(fā)展情況，其結(jié)論進(jìn)一步支持Fortune（1972）、Babbel（1981）等人的觀點(diǎn)[8]。徐東煒（2005）發(fā)現(xiàn)，在GDP、人口和通貨膨脹率這三個(gè)影響因素當(dāng)中，湖南、山東、天津、浙江四省財(cái)產(chǎn)保險(xiǎn)需求對(duì)通貨膨脹率的敏感性最高[9]。張承惠等（2008）認(rèn)為，受全球流動(dòng)性過(guò)剩、通貨膨脹率上升等多種因素的影響，國(guó)際保險(xiǎn)業(yè)在產(chǎn)品定價(jià)、經(jīng)營(yíng)成本、保險(xiǎn)資金運(yùn)用等方面都面臨新的壓力。從總體上看，通貨膨脹對(duì)保險(xiǎn)業(yè)的負(fù)面影響將大于正面影響[10]。

盡管觀點(diǎn)對(duì)立的各方都有足夠的證據(jù)支撐，但是各自研究的對(duì)象和樣本卻不盡相同。不同國(guó)家或地區(qū)在經(jīng)濟(jì)環(huán)境和發(fā)展階段方面存在較大差異，保險(xiǎn)需求對(duì)通貨膨脹的反應(yīng)當(dāng)然會(huì)有所區(qū)別。更加重要的是，以上文獻(xiàn)并沒(méi)有區(qū)分物價(jià)波動(dòng)的方向和幅度。現(xiàn)實(shí)市場(chǎng)需求對(duì)于物價(jià)上漲、下跌以及漲跌幅度的反應(yīng)卻可能存在著差異。使用線(xiàn)性回歸分析保費(fèi)收入增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的關(guān)系，僅僅使用一個(gè)待估參數(shù)來(lái)反映兩種不同的沖擊，就有可能將弱效應(yīng)與強(qiáng)效應(yīng)混淆在一起，高估弱效應(yīng)而低估強(qiáng)效應(yīng)。所以，實(shí)證研究需要針對(duì)通貨膨脹率設(shè)定門(mén)限值，不同區(qū)制（regime）對(duì)應(yīng)著不同的保險(xiǎn)需求函數(shù)。

三、財(cái)險(xiǎn)需求模型及實(shí)證分析

根據(jù)Guo et al（2009）的總結(jié)，財(cái)險(xiǎn)保費(fèi)收入增長(zhǎng)率（CX）可能會(huì)受到通貨膨脹率（P）、實(shí)際利率（R）、收入增長(zhǎng)率（Y）等多個(gè)宏觀經(jīng)濟(jì)因素的沖擊[11]，并可以簡(jiǎn)記為式1。假設(shè)財(cái)險(xiǎn)保費(fèi)收入增長(zhǎng)率對(duì)較低的通貨膨脹率（低區(qū)制）或者較高通貨膨脹率（高區(qū)制）的反應(yīng)存在差異，那么三區(qū)制門(mén)限回歸模型就如式2所示。

筆者根據(jù)中國(guó)經(jīng)濟(jì)信息網(wǎng)和保監(jiān)會(huì)的中國(guó)2000-2010年各季度財(cái)險(xiǎn)市場(chǎng)相關(guān)數(shù)據(jù)資料繪制圖1。為了剔除季節(jié)因素的影響，統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)基本上采用同比增長(zhǎng)率。其中，CX是季度末財(cái)險(xiǎn)保費(fèi)收入的同比增長(zhǎng)率。Y是季度國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的同比增速。由于統(tǒng)計(jì)資料只顯示月度物價(jià)指數(shù)而沒(méi)有季度數(shù)據(jù)，所以令P等于每個(gè)季度內(nèi)三個(gè)月的同比居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)（上年=100）的幾何平均數(shù)減100。R等于一年期定期存款的名義利率減去P。

根據(jù)Chan（1993）提出的門(mén)限值確定方法，如果通貨膨脹率的樣本數(shù)值越接近真實(shí)的門(mén)限水平P*，那么門(mén)限模型的殘差平方和（SSR）、赤池信息準(zhǔn)則（AIC）和施瓦茨準(zhǔn)則（SC）就應(yīng)該越小，同時(shí)可決系數(shù)R2越大[12]。

為此，首先將YWXt、Yt、Rt和Pt等多個(gè)時(shí)間序列全部按照Pt數(shù)值大小進(jìn)行升序排列，得到一組新的非時(shí)間序列YWX's、Y's、R's和P's（s=1,2,…,44），其中P'1≤P'2≤…≤P'44。為了保證門(mén)限選取有意義，我們還將P'1、P'2、P'3等3個(gè)最小數(shù)值與P'44、P'43、P'42、P'41等4個(gè)最大數(shù)值排除在候選門(mén)限值之外，它們約占全部樣本的16%。結(jié)果，候選的門(mén)限值P's（s=4,5,…,40）只有37個(gè)數(shù)值。

其次，在確保τ1≤τ2的前提下令P'4、P'5、…、P'40等37個(gè)數(shù)值分別等于門(mén)限值τ1和τ2，并依照不同的門(mén)限值組合（P’m,P’n）對(duì)模型式3進(jìn)行多次回歸分析，其中P'm≤P'n。如圖2所示，由于門(mén)限值τ1≤τ2、P'm≤P'n，所以搜尋范圍實(shí)際上僅限于通過(guò)坐標(biāo)軸原點(diǎn)的45度直線(xiàn)以上的網(wǎng)格，最終得到若干個(gè)SSR、AIC、SC、R2值。

第三，在計(jì)算得到的若干個(gè)SSR、AIC、SC和R2值當(dāng)中，升序排列第18和29位的通貨膨脹率組合（即P'18和P'29）所對(duì)應(yīng)的SSR（18,29）=634.3324、AIC（18,29）=6.051715和SC（18,29）=6.538312為最小，且R2（18,29）=0.806673為最大，所以P'18=-0.9%和P'29=2.7%分別最接近于模型式3的真實(shí)門(mén)限水平τ1和τ2。

如表1所示，為了判斷系數(shù)是否存在顯著差異，對(duì)既定門(mén)限值（τ1=0.9%）所對(duì)應(yīng)的回歸模型施加約束條件k5=k9、k6=k10、k7=k11、k8=k12，Wald統(tǒng)計(jì)量（服從F分布）的置信概率等于0.0053。在1%顯著水平條件下，拒絕原假設(shè)。類(lèi)似地，對(duì)既定門(mén)限值（τ2=2.7%）所對(duì)應(yīng)的回歸模型施加約束條件k1=k5、k2=k6、k3=k7、k4=k8，然后進(jìn)行Wald檢驗(yàn)。結(jié)果，Wald統(tǒng)計(jì)量（服從F分布）的置信概率等于0.0000。在1%顯著水平條件下，拒絕原假設(shè)。這些都說(shuō)明模型的系數(shù)之間確實(shí)存在著顯著差異。因此，可以斷定三區(qū)制門(mén)限回歸模型能夠被用來(lái)研究中國(guó)2000―2010年通貨膨脹率對(duì)于財(cái)險(xiǎn)市場(chǎng)宏觀需求的影響。

四、結(jié)論及建議

1.通貨膨脹率對(duì)財(cái)險(xiǎn)保費(fèi)收入增長(zhǎng)率的影響存在著顯著的非對(duì)稱(chēng)性。財(cái)險(xiǎn)市場(chǎng)能夠依據(jù)通貨膨脹率的數(shù)值高低大致地劃分為三種需求模式（demand pattern），并且這三種需求模式的斜率均不相等地。當(dāng)Pn≤0.9%或者0.9%2.7%時(shí)反應(yīng)系數(shù)則變成-1.383853，財(cái)險(xiǎn)需求增長(zhǎng)率與通貨膨脹率負(fù)相關(guān)。如圖3所示，需求模式2具有最大的傾斜程度。換言之，當(dāng)通貨膨脹率介于0.9%和2.7%之間時(shí)投保人的反應(yīng)最強(qiáng)烈。

2.需求模式在門(mén)限值附近的改變可能會(huì)沖擊財(cái)險(xiǎn)市場(chǎng)。存在多個(gè)門(mén)限值且不等于零，說(shuō)明即使收入增長(zhǎng)率和實(shí)際利率等因素都沒(méi)有發(fā)生變化，人們也不會(huì)簡(jiǎn)單地依據(jù)物價(jià)上漲（Pn>0）或者物價(jià)下跌（Pn

綜上所述，基于中國(guó)財(cái)險(xiǎn)市場(chǎng)2000―2010年季度數(shù)據(jù)的實(shí)證分析表明，門(mén)限模型能夠比線(xiàn)性回歸模型更加準(zhǔn)確地描述財(cái)險(xiǎn)保費(fèi)收入增長(zhǎng)率與通貨膨脹率之間的關(guān)系。通貨膨脹率對(duì)財(cái)險(xiǎn)保費(fèi)收入增長(zhǎng)率的影響存在著顯著的非對(duì)稱(chēng)性，當(dāng)通貨膨脹率介于0.9%和2.7%之間時(shí)投保人的反應(yīng)最強(qiáng)烈。由于市場(chǎng)需求模式在門(mén)限值附近出現(xiàn)較大改變而有可能沖擊財(cái)險(xiǎn)行業(yè)，所以當(dāng)通貨膨脹率接近門(mén)限值時(shí)財(cái)險(xiǎn)行業(yè)應(yīng)該及時(shí)地調(diào)整營(yíng)銷(xiāo)策略。

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篇5

關(guān)鍵詞：通貨膨脹；財(cái)政赤字；格蘭杰因果檢驗(yàn)

1理論回顧

有多種理論來(lái)解釋通貨膨脹和赤字之間關(guān)系的傳導(dǎo)機(jī)制，主要包括以下幾種：

一是Barro(1976)在討論李嘉圖理論體系中持續(xù)赤字是否導(dǎo)致通貨膨脹的問(wèn)題時(shí)認(rèn)為，一旦政府債務(wù)存量的增長(zhǎng)率超過(guò)了產(chǎn)出增長(zhǎng)率，持續(xù)赤字就會(huì)通過(guò)貨幣化的形式引起通貨膨脹。

二是Sargent和Wallce(1981)就時(shí)間、利率對(duì)財(cái)政赤字的影響進(jìn)行了詳實(shí)的論證，指出對(duì)于給定現(xiàn)值的財(cái)政赤字，如果現(xiàn)在較少地采用鑄幣稅（也即貨幣發(fā)行）彌補(bǔ)，即一部分財(cái)政赤字由國(guó)債發(fā)行彌補(bǔ)，則將來(lái)勢(shì)必要用比原本更多的鑄幣去彌補(bǔ)。

三是Dornbusch(1998)等提出的分析框架，認(rèn)為通貨膨脹對(duì)債務(wù)存量的實(shí)際價(jià)值和實(shí)際利息率具有顯著影響。

四是Wray(1997)等提出的成本效應(yīng)理論，認(rèn)為赤字影響總供給。

五是閻坤（2000）認(rèn)為由于中國(guó)中央銀行可以在公開(kāi)業(yè)務(wù)中收購(gòu)國(guó)債，加之過(guò)大的外匯儲(chǔ)備，從而形成巨大的貨幣擴(kuò)張壓力。

這些理論研究表明了通貨膨脹和財(cái)政赤字之間的理論關(guān)系，并為實(shí)證檢驗(yàn)提供了理論根據(jù)。當(dāng)然不同的學(xué)者在不同的國(guó)家背景進(jìn)行的不同時(shí)期的觀察與研究，在運(yùn)用不同的研究方法后，得出的結(jié)果必然有差異。但是至少能說(shuō)明的一點(diǎn)便是通貨膨脹與財(cái)政赤字之間的相關(guān)性值得研究與探討。

2財(cái)政赤字與通貨膨脹的實(shí)證分析

2.1研究方法

2.1.1單位根檢驗(yàn)法

單位根檢驗(yàn)是檢驗(yàn)時(shí)間序列平穩(wěn)性的一種正式方法，在序列存在單位根的零假設(shè)下，對(duì)參數(shù)估計(jì)值進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)的t統(tǒng)計(jì)量不服從常規(guī)的t分布，Dickey和Fuller于1979年給出了檢驗(yàn)用的模擬的臨界值，所以稱(chēng)該檢驗(yàn)為Dickey-Fuller檢驗(yàn)，簡(jiǎn)稱(chēng)DF檢驗(yàn)。后MacKinnon又改進(jìn)了單位根臨界值。但在DF檢驗(yàn)中，常常因?yàn)樾蛄写嬖诟唠A滯后相關(guān)而破壞是誤差值的假設(shè)。AugmentedDickey-Fuller(ADF)檢驗(yàn)對(duì)此做了改進(jìn)。

（1）無(wú)漂浮項(xiàng)且無(wú)趨勢(shì)項(xiàng)：

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)，得到一組穩(wěn)定的時(shí)間序列資料。假設(shè)數(shù)據(jù)是一組非穩(wěn)定的時(shí)間序列資料，如果序列的ADF檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量大于使用者要求的顯著性水平下的臨界值，則不能拒絕原假設(shè)，表明序列存在單位根，是一非平穩(wěn)序列。反之，如果檢驗(yàn)t統(tǒng)計(jì)量小于使用者要求的顯著性水平下的臨界值，則拒絕原假設(shè)，序列是穩(wěn)定的。最終的數(shù)據(jù)資料需要具有穩(wěn)定性，以符合Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)的要求。

2.1.2Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)法

Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)是考察序列x是否是序列y產(chǎn)生的原因的一種方法。先估計(jì)當(dāng)前的y值被其自身滯后期取值所能解釋的程度，然后驗(yàn)證通過(guò)引入序列x的滯后值是否可以提高y的被解釋程度。如果是，則稱(chēng)為序列x是y的GrangerCause,此時(shí)x的滯后期系數(shù)具有統(tǒng)計(jì)顯著性。通常還要考慮序列y是否是x的GrangerCause。其檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蜑椋邯?/p>

檢驗(yàn)零假設(shè)為：X是Y的非Granger因，即H0∶β1=β2=^=βα=0。由于Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)滯后的階數(shù)非常敏感，通常可以依次多滯后幾階，看結(jié)果是否具有同一性。Granger因果檢驗(yàn)同時(shí)要求數(shù)據(jù)資料具有穩(wěn)定性，非穩(wěn)定的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行Granger因果檢驗(yàn)會(huì)出現(xiàn)“偽相關(guān)”問(wèn)題。所以本文要對(duì)數(shù)據(jù)二階差分，以確保數(shù)據(jù)資料具有穩(wěn)定性。

2.2數(shù)據(jù)搜集與整理

本文以各年的國(guó)家統(tǒng)計(jì)年鑒為依據(jù)，收集了1990年到2006年17年間的數(shù)據(jù)，我們選取以各年的零售物價(jià)指數(shù)減去100代表通貨膨脹率變量(GRTI),以各年的財(cái)政赤字占GDP的比重代表財(cái)政赤字變量(DDEF)。全部數(shù)據(jù)均來(lái)源于有關(guān)各年的《中國(guó)財(cái)政年鑒》和《中國(guó)金融年鑒》(見(jiàn)表1)。

本文對(duì)這兩部分?jǐn)?shù)據(jù)取自然對(duì)數(shù)后進(jìn)行單位根檢驗(yàn),說(shuō)明數(shù)據(jù)是非穩(wěn)定的。在對(duì)其二階差分的數(shù)據(jù)再次檢驗(yàn),則拒絕假設(shè),顯示二階差分?jǐn)?shù)據(jù)是穩(wěn)定的,符合GrangerCausality檢驗(yàn)的要求。表1為ADF檢驗(yàn)結(jié)果。表1的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,經(jīng)過(guò)二階差分的數(shù)據(jù)是穩(wěn)定的數(shù)據(jù)資料,符合Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)的要求。

2.31990-2006年財(cái)政赤字與通貨膨脹的格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)

（1）模型設(shè)定及樣本數(shù)據(jù)選擇。財(cái)政赤字引起貨幣供給量的增加只是導(dǎo)致通貨膨脹的一個(gè)必要條件,只有當(dāng)財(cái)政赤字引起的貨幣供給增加量超過(guò)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)要求的貨幣需求量時(shí),超過(guò)的部分才會(huì)引起貨幣的非經(jīng)濟(jì)發(fā)行,即成為沒(méi)有物質(zhì)保證的空頭票子。財(cái)政用這部分借款安排支出,無(wú)疑會(huì)造成社會(huì)需求總量的膨脹導(dǎo)致通貨膨脹,物價(jià)上漲。為此,本文擬通過(guò)格蘭杰(Granger)因果關(guān)系檢驗(yàn),對(duì)1990-2006年財(cái)政赤字與通貨膨脹之間是否存在因果關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析。相應(yīng)構(gòu)建的向量自回歸(VAR)模型有:



由表3可見(jiàn),對(duì)于財(cái)政赤字不是通貨膨脹的格蘭杰成因的原假設(shè),拒絕它犯第一類(lèi)錯(cuò)誤的概率是0.61205,不能拒絕原假設(shè),表明財(cái)政赤字不是通貨膨脹的格蘭杰成因。第二個(gè)檢驗(yàn)的相伴概率為0.39958,說(shuō)明通貨膨脹也不是財(cái)政赤字的格蘭杰成因。可見(jiàn),財(cái)政赤字與通貨膨脹不存在緊密的因果關(guān)系。通過(guò)對(duì)表1的觀察,我們也可進(jìn)一步證實(shí)上述結(jié)論,例如,1996年和1997年財(cái)政赤字率為這一時(shí)期最低,但1996年通貨膨脹率卻達(dá)到6.1%;而2002年財(cái)政赤字率為這一期間最高,為2.64%,但1991年的通貨膨脹率卻僅為-1.3%。筆者認(rèn)為,雖然這期間財(cái)政赤字在一定程度上導(dǎo)致了貨幣供給量的增加,但并沒(méi)有導(dǎo)致通貨膨脹的原因主要在于:財(cái)政赤字引起的貨幣供給量增加幅度還遠(yuǎn)沒(méi)有超過(guò)由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所要求的貨幣需求的增加幅度。根據(jù)我國(guó)在此期間的實(shí)際經(jīng)濟(jì)情況,我們可以進(jìn)行一個(gè)簡(jiǎn)單的測(cè)算:(1)1990-2006年我國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率平均在10%左右,而貨幣流通速度(GDP/M)由1990年的1.224下降到2006年的0.6129,即平均每年下降4%左右,因此,在此期間,我國(guó)由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及經(jīng)濟(jì)貨幣化所要求的貨幣需求量的平均增加幅度為ΔY/Y-ΔV/V=10%+4%=14%。(2)1990-2006年我國(guó)的貨幣乘數(shù)平均為2左右,而財(cái)政赤字占貨幣供給量的比重平均在1%左右,因此由財(cái)政赤字所引起的貨幣供給量的增加幅度為M(Dgc-Dgc-1)/M=2*1%=2%。(3)綜上所述,財(cái)政赤字所引起的貨幣供給量的增加幅度2%遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)所要求的貨幣需求量的增加幅度14%,因此,在此期間財(cái)政赤字并不會(huì)導(dǎo)致通貨膨脹的發(fā)生。

3結(jié)論與政策建議



本文在構(gòu)建財(cái)政赤字與通貨膨脹聯(lián)系機(jī)制的理論框架基礎(chǔ)上,對(duì)我國(guó)財(cái)政赤字的通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行了實(shí)證分析。根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果,至少可以得出如下結(jié)論:第一,利用VAR模型,我們進(jìn)一步對(duì)財(cái)政赤字與通貨膨脹的格蘭杰因果關(guān)系進(jìn)行了檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)這個(gè)時(shí)期財(cái)政赤字雖然對(duì)貨幣供給量都有一定的擴(kuò)張性作用,但由于無(wú)論從財(cái)政赤字率或是財(cái)政赤字占貨幣供給量的比重來(lái)看,我國(guó)財(cái)政赤字的規(guī)模仍然被控制在適度的范圍內(nèi),財(cái)政赤字所引起的貨幣供給量增加的幅度還遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所要求的貨幣需求量增加的幅度,因此,這個(gè)時(shí)期中財(cái)政赤字沒(méi)有導(dǎo)致通貨膨脹的發(fā)生。

雖然從現(xiàn)階段看,我國(guó)財(cái)政赤字與通貨膨脹之間似乎并不存在緊密的聯(lián)系機(jī)制。但隨著今后我國(guó)利率市場(chǎng)化改革的深入以及國(guó)債市場(chǎng)的逐步成熟,財(cái)政赤字規(guī)模的增長(zhǎng)有可能與利率上升建立必然聯(lián)系。如果此時(shí)政府仍然任由赤字與國(guó)債規(guī)模的進(jìn)一步擴(kuò)大,那么由此引起的利率的持續(xù)上升必將迫使央行通過(guò)公開(kāi)市場(chǎng)業(yè)務(wù)買(mǎi)進(jìn)國(guó)債以維持利率水平,而這種做法的最終結(jié)果將使貨幣供給量不斷增加,最終導(dǎo)致通貨膨脹的發(fā)生。此外,當(dāng)財(cái)政赤字與國(guó)債規(guī)模累積到一定的程度后,政府信用的可持續(xù)條件將會(huì)被打破,一旦政府通過(guò)國(guó)債實(shí)現(xiàn)不了預(yù)期的結(jié)果,那么就只有靠鑄幣稅來(lái)彌補(bǔ)所有的財(cái)政赤字,那么同樣最終會(huì)導(dǎo)致惡性通貨膨脹的發(fā)生。因此,今后我國(guó)政府至少應(yīng)從以下兩方面做好對(duì)財(cái)政赤字通貨膨脹風(fēng)險(xiǎn)的防范工作:第一,加強(qiáng)中央銀行的獨(dú)立性,明確中央銀行的貨幣政策目標(biāo)。對(duì)中央銀行獨(dú)立性給予法律的保證將有利于割斷財(cái)政赤字與貨幣供給量的內(nèi)在聯(lián)系,從而限制政府直接通過(guò)向央行透支來(lái)彌補(bǔ)赤字的可能性。同時(shí),中央銀行將“幣值穩(wěn)定”作為首要的貨幣政策目標(biāo)將可以有效控制財(cái)政赤字所引起的貨幣間接發(fā)行。第二,加強(qiáng)財(cái)政收支管理,以有效控制財(cái)政赤字規(guī)模作為今后我國(guó)財(cái)政政策的一個(gè)基本目標(biāo)。即使有財(cái)政赤字化的情況出現(xiàn),如果財(cái)政赤字能夠控制在較小的規(guī)模內(nèi),其對(duì)通貨膨脹的影響也非常小。因此,我國(guó)政府應(yīng)以目前實(shí)行的穩(wěn)健的財(cái)政政策為契機(jī),通過(guò)建立健全現(xiàn)代稅收征管體制、優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)以及加快預(yù)算管理制度改革等手段,為逐步縮減財(cái)政赤字創(chuàng)造條件。



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篇6

關(guān)鍵詞：現(xiàn)金流量；貼現(xiàn)率；通貨膨脹；調(diào)整方法

中圖分類(lèi)號(hào)：F275 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-828X（2012）10-0-01

一、前言

資本投資是為了獲得未來(lái)利益的支出，資本預(yù)算就是選擇資本投資項(xiàng)目的過(guò)程。現(xiàn)代資本預(yù)算評(píng)價(jià)方法是以DCF（即現(xiàn)金流量折現(xiàn)）方法為核心，采用不同方法對(duì)時(shí)間價(jià)值和風(fēng)險(xiǎn)價(jià)值進(jìn)行調(diào)整，以期客觀真實(shí)地評(píng)價(jià)投資項(xiàng)目。常用的資本預(yù)算方法包括：非貼現(xiàn)法和貼現(xiàn)法。其中非貼現(xiàn)法主要有回收期法、會(huì)計(jì)報(bào)酬率法；貼現(xiàn)法主要有凈現(xiàn)值法（NPV）、內(nèi)部收益率法（IRR）、現(xiàn)值指數(shù)法（PI）等。凈現(xiàn)值作為經(jīng)濟(jì)利潤(rùn)的現(xiàn)值，衡量了投資帶來(lái)的股東財(cái)富的增長(zhǎng)量，是資本投資決策中關(guān)鍵的指導(dǎo)性指標(biāo)，在各種項(xiàng)目評(píng)估方法的首位。

二、凈現(xiàn)值法常用風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整方法

（一）調(diào)整現(xiàn)金流量法

通過(guò)現(xiàn)金流量調(diào)險(xiǎn)的方法是把不確定的現(xiàn)金流量調(diào)整為確定的現(xiàn)金流量，再使用無(wú)風(fēng)險(xiǎn)利率進(jìn)行貼現(xiàn)。現(xiàn)金流量調(diào)險(xiǎn)的方法通過(guò)無(wú)風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬率對(duì)時(shí)間價(jià)值進(jìn)行調(diào)整，通過(guò)調(diào)整現(xiàn)金流量對(duì)風(fēng)險(xiǎn)價(jià)值進(jìn)行調(diào)整，從而對(duì)時(shí)間價(jià)值和風(fēng)險(xiǎn)價(jià)值分別進(jìn)行調(diào)整。一般的做法是，將項(xiàng)目可能面對(duì)的風(fēng)險(xiǎn)情況進(jìn)行分類(lèi)，確定各種類(lèi)型出現(xiàn)的概率，再考慮到在各種風(fēng)險(xiǎn)下的現(xiàn)金流量，進(jìn)行加權(quán)平均得出該項(xiàng)目的經(jīng)過(guò)調(diào)整后的、兼顧各種風(fēng)險(xiǎn)因素的現(xiàn)值。其計(jì)算公式為：

確定的現(xiàn)金流量=不確定的現(xiàn)金流量×肯定當(dāng)量系數(shù)

調(diào)整現(xiàn)金流量法的關(guān)鍵是確定合理的肯定當(dāng)量系數(shù)。肯定當(dāng)量系數(shù)既可以由經(jīng)驗(yàn)豐富的分析人員憑主觀判斷確定，也可以根據(jù)反映不同現(xiàn)金流量不確定程度的變化系數(shù)得出相應(yīng)的肯定當(dāng)量系數(shù)。

（二）調(diào)整貼現(xiàn)率法

通過(guò)貼現(xiàn)率調(diào)險(xiǎn)的方法是采用包括風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬的投資期望的報(bào)酬率作為貼現(xiàn)率對(duì)不確定的現(xiàn)金流量進(jìn)行貼現(xiàn)，通過(guò)單一的貼現(xiàn)率同時(shí)完成對(duì)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整和時(shí)間調(diào)整，進(jìn)而客觀評(píng)價(jià)項(xiàng)目，降低項(xiàng)目投資決策風(fēng)險(xiǎn)。調(diào)整貼現(xiàn)率法是依據(jù)“風(fēng)險(xiǎn)越高，投資者要求的風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬越高”這一基本思想，在對(duì)投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)程度進(jìn)行衡量比較的基礎(chǔ)上，根據(jù)風(fēng)險(xiǎn)的高低計(jì)算出投資者需得到的風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬率，并將該風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬率加入貼現(xiàn)率，再用調(diào)高后的貼現(xiàn)率來(lái)計(jì)算凈現(xiàn)值，使投資項(xiàng)目的凈現(xiàn)值因貼現(xiàn)率的提高而降低，從而達(dá)到考慮風(fēng)險(xiǎn)，謹(jǐn)慎決策的目的。

在投資項(xiàng)目資本預(yù)算凈現(xiàn)值法實(shí)際運(yùn)用中，貼現(xiàn)率的選擇沒(méi)有確定的方法。企業(yè)在投資決策時(shí)，必須綜合考慮企業(yè)自身實(shí)際情況與外部環(huán)境因素，確定合理的貼現(xiàn)率。即使在同一企業(yè)中，在不同時(shí)期，對(duì)于不同投資項(xiàng)目，也需要分層次地采用不同的貼現(xiàn)率。一般地，企業(yè)在投資決策時(shí)采用的貼現(xiàn)率，可以根據(jù)不同情況，通常確定貼現(xiàn)率的方法有：選擇市場(chǎng)利率作為貼現(xiàn)率；風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬模型法確定貼現(xiàn)率；加權(quán)平均資本成本法確定貼現(xiàn)率；選擇企業(yè)自身（總資產(chǎn)）投資回報(bào)率作為貼現(xiàn)率；以行業(yè)平均的收益率作為折現(xiàn)率。其中以行業(yè)平均收益率作為折現(xiàn)率在我國(guó)應(yīng)用最為廣泛。

那么，究竟應(yīng)當(dāng)選擇什么指標(biāo)作為貼現(xiàn)率呢？從投資是社會(huì)資源配置手段這一角度看，凡是能獲得超過(guò)社會(huì)平均資金利潤(rùn)率的投資都是對(duì)資源配置的優(yōu)化，反之獲得低于社會(huì)平均資金利潤(rùn)率的投資則會(huì)惡化資源配置，社會(huì)的平均資金利潤(rùn)率是衡量投資是否合理的至關(guān)重要的依據(jù)，因而在凈現(xiàn)值法中選用的貼現(xiàn)率應(yīng)當(dāng)以社會(huì)平均利潤(rùn)率為基礎(chǔ)，同時(shí)根據(jù)項(xiàng)目計(jì)算期選用未來(lái)一定時(shí)期的長(zhǎng)期的社會(huì)平均利潤(rùn)率。

調(diào)整貼現(xiàn)率法的優(yōu)點(diǎn)是簡(jiǎn)單易行，缺點(diǎn)是無(wú)法區(qū)別項(xiàng)目期內(nèi)不同時(shí)期風(fēng)險(xiǎn)程度的高低。調(diào)整貼現(xiàn)率法是目前國(guó)內(nèi)較多采用的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整方法。

（三）考慮通貨膨脹影響時(shí)的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整方法

一般地，在投資項(xiàng)目資本預(yù)算評(píng)價(jià)中，為了簡(jiǎn)化計(jì)算，當(dāng)通貨膨脹率較小時(shí)，一般在2%-4%時(shí)，可以不予考慮，因?yàn)轫?xiàng)目的產(chǎn)品價(jià)格、投入物價(jià)格都存在通貨膨脹，各種因素相互抵消后即使有差異，其計(jì)算結(jié)果也不致使項(xiàng)目的可行與否發(fā)生逆轉(zhuǎn)。但當(dāng)通貨膨脹率較大時(shí)，項(xiàng)目現(xiàn)金流入量比現(xiàn)金流出量變化更快，采用固定價(jià)格的評(píng)價(jià)方法，其結(jié)果和實(shí)際情況會(huì)有很大的出入，進(jìn)而影響作出正確的投資決策。

1.通貨膨脹率預(yù)測(cè)。預(yù)測(cè)通貨膨脹是一個(gè)經(jīng)濟(jì)問(wèn)題，有許多經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)機(jī)構(gòu)會(huì)預(yù)報(bào)通貨膨脹率。因?yàn)橥ㄘ浥蛎浡手苯邮苤醒脬y行系統(tǒng)的影響，而該系統(tǒng)反過(guò)來(lái)又對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境、政治壓力、人口統(tǒng)計(jì)和國(guó)際事件作出反應(yīng)，要預(yù)測(cè)這些不同因素以及中央銀行系統(tǒng)的反應(yīng)是極其困難的，因而要準(zhǔn)確預(yù)測(cè)通貨膨脹率是難乎其難的。在通貨膨脹率條件下進(jìn)行投資決策分析，應(yīng)該注意：如果項(xiàng)目的現(xiàn)金流量是名義現(xiàn)金流量，那么，用于凈現(xiàn)值分析的貼現(xiàn)率應(yīng)該是名義貼現(xiàn)率；如果項(xiàng)目的現(xiàn)金流量是實(shí)際現(xiàn)金流量，那么，用于凈現(xiàn)值分析的貼現(xiàn)率應(yīng)該是實(shí)際貼現(xiàn)率。建議按照最近幾年的平均年通貨膨脹率作為項(xiàng)目計(jì)算期的通貨膨脹率。在通貨膨脹條件下，可以采取調(diào)整現(xiàn)金流量法或調(diào)整貼現(xiàn)率法進(jìn)行校正。

2.考慮通貨膨脹影響的調(diào)整現(xiàn)金流量法。以當(dāng)期的貨幣（現(xiàn)行價(jià)格）來(lái)表示的現(xiàn)金流量稱(chēng)為名義現(xiàn)金流量，而以基期的貨幣（不變價(jià)格）來(lái)表示的現(xiàn)金流量稱(chēng)為實(shí)際現(xiàn)金流量。名義現(xiàn)金流量和實(shí)際現(xiàn)金流量可以通過(guò)以下公式換算：

其中：RCFt——第t期的實(shí)際現(xiàn)金流量

NCFt——第t期的名義現(xiàn)金流量 K——通貨膨脹率

3.考慮通貨膨脹影響的調(diào)整貼現(xiàn)率法。一般而言，如果預(yù)期通貨膨脹率升高，則利率和要求的收益率也會(huì)上升。實(shí)際貼現(xiàn)率又稱(chēng)為最低期望收益率，是指按基期的價(jià)格水平計(jì)算的資金成本或投資報(bào)酬率，即沒(méi)有考慮未來(lái)各年通貨膨脹因素時(shí)確定的貼現(xiàn)率；而名義貼現(xiàn)率是包含了最低期望收益率又考慮通貨膨脹因素影響時(shí)的必要報(bào)酬率。其換算公式是：

Nr=（1+ar）（1+k）-1 其中 ：nr ——名義折現(xiàn)率

ar ——實(shí)際折現(xiàn)率

三、結(jié)論

（1）通過(guò)調(diào)整現(xiàn)金流量法和調(diào)整貼現(xiàn)率法對(duì)時(shí)間價(jià)值和風(fēng)險(xiǎn)價(jià)值進(jìn)行調(diào)整，然后根據(jù)凈現(xiàn)值法的規(guī)則來(lái)進(jìn)行投資決策，可以保證決策正確有效。（2）當(dāng)通貨膨脹率較小時(shí)，一般在2%-4%時(shí)，可以不考慮其對(duì)凈現(xiàn)值法的影響；但當(dāng)通貨膨脹率較大時(shí)，應(yīng)該采用調(diào)整現(xiàn)金流量法或調(diào)整貼現(xiàn)率法對(duì)凈現(xiàn)值進(jìn)行調(diào)整。

參考文獻(xiàn)：

[1]許仁青.對(duì)凈現(xiàn)值法中折現(xiàn)率的一點(diǎn)思考.經(jīng)濟(jì)問(wèn)題探索，2003（5）.

篇7

關(guān)鍵詞：北京市 CPI CPI漲跌幅度 馬爾柯夫分析法

一、引言

消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI）是世界各國(guó)普遍編制的一種指數(shù)，指的是衡量所選定的一籃子商品購(gòu)買(mǎi)價(jià)格的指數(shù)，它是反映與居民生活有關(guān)的產(chǎn)品及勞務(wù)價(jià)格統(tǒng)計(jì)出來(lái)的物價(jià)變動(dòng)指標(biāo)，也是觀察通貨膨脹的重要指標(biāo)，我國(guó)稱(chēng)之為居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)。CPI可用于分析市場(chǎng)價(jià)格的基本動(dòng)態(tài)，也是政府制定物價(jià)政策和工資政策的重要依據(jù)，若CPI升幅過(guò)大，表明通貨膨脹已經(jīng)成為經(jīng)濟(jì)不穩(wěn)定因素，央行就會(huì)有緊縮貨幣政策和財(cái)政政策的風(fēng)險(xiǎn)，從而造成經(jīng)濟(jì)前景不明朗，因此，CPI過(guò)高的升幅往往不被市場(chǎng)歡迎。

2007年以來(lái)，我國(guó)物價(jià)開(kāi)始猛漲，一步步增加的生活成本已經(jīng)深深地影響了居民的幸福水平。近幾年來(lái)歐美國(guó)家GDP增長(zhǎng)一直在2%左右波動(dòng)，CPI也同樣在0%～3%的范圍內(nèi)變化，而中國(guó)的情況則完全不同。一般情況下，除非經(jīng)濟(jì)生活中有重大的突發(fā)事件（如1997年的亞洲金融危機(jī)），CPI是不可能大起大落的，所以2004年中國(guó)的CPI大幅波動(dòng)有些異常。隨著CPI大幅波動(dòng)，國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)一時(shí)間通貨膨脹率過(guò)高，民眾儲(chǔ)蓄負(fù)利率嚴(yán)重，一時(shí)間居民儲(chǔ)蓄又告別負(fù)收益，通貨緊縮陰影重現(xiàn)。

CPI的波動(dòng)引起居民緊張，但我國(guó)的經(jīng)濟(jì)狀況總體上是穩(wěn)定發(fā)展的，本文僅研究北京市近年來(lái)的CPI，并預(yù)測(cè)未來(lái)五年內(nèi)的CPI狀態(tài)，雖然不能完全概括全國(guó)的狀況，但也極具有代表性。

二、馬爾柯夫分析法

馬爾柯夫利用狀態(tài)之間轉(zhuǎn)移概率矩陣預(yù)測(cè)事件發(fā)生的狀態(tài)及其發(fā)展變化趨勢(shì)，也是一種時(shí)間序列分析法。它基于馬爾柯夫鏈，根據(jù)事件目前的狀況預(yù)測(cè)將來(lái)各個(gè)時(shí)刻（或時(shí)期）的變動(dòng)狀況。

（一）馬爾柯夫鏈1

事件的發(fā)展，從一種狀態(tài)轉(zhuǎn)移到另一種狀態(tài)，稱(chēng)為狀態(tài)轉(zhuǎn)移。在事件的發(fā)展過(guò)程中，若每次狀態(tài)轉(zhuǎn)移都僅與前一時(shí)刻的狀態(tài)有關(guān)，而與過(guò)去的狀態(tài)無(wú)關(guān)，或者說(shuō)狀態(tài)轉(zhuǎn)移過(guò)程是無(wú)后效性的，則這樣的狀態(tài)轉(zhuǎn)移過(guò)程就稱(chēng)為馬爾柯夫過(guò)程。馬爾柯夫鏈?zhǔn)菂?shù)t只取離散值的馬爾柯夫過(guò)程。在事件發(fā)展變化的過(guò)程中，從某一種狀態(tài)出發(fā)，下一時(shí)刻轉(zhuǎn)移到其他狀態(tài)的可能性，稱(chēng)為狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率。若事物有n種狀態(tài)，則從一種狀態(tài)開(kāi)始相應(yīng)就有n個(gè)狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率，將事物n個(gè)狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率一次排開(kāi)，可以得到一個(gè)n行n列的矩陣。

假設(shè){X（t），tT}的狀態(tài)空間是離散的，則{X（t），tT}就是一個(gè)馬爾柯夫鏈，我們把所有可能的狀態(tài)分別記為N1，N2...Nn，用Pij表示系統(tǒng)由狀態(tài)Ni經(jīng)過(guò)一次轉(zhuǎn)移后到達(dá)狀態(tài)Nj的概率，那么轉(zhuǎn)移概率矩陣為

P11 P12 … P1n

P21 P22 … P2n

P= … … … …

Pn1 Pn2 … Pnn

如果已知初始狀態(tài)S0和轉(zhuǎn)移概率矩陣P，則經(jīng)過(guò)n步轉(zhuǎn)移之后的狀態(tài)Sn可確定為：

Sn=S0Pn

馬爾柯夫分析理論建立了轉(zhuǎn)移概率矩陣模型的概念，認(rèn)為系統(tǒng)的現(xiàn)實(shí)狀態(tài)僅取決于系統(tǒng)的初始狀態(tài)和狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率，它主要是應(yīng)用隨機(jī)狀態(tài)事件的各狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率矩陣進(jìn)行推算，只需要近期資料，不需要大量的歷史數(shù)據(jù)，因此既可用于短期預(yù)測(cè)，也可用于長(zhǎng)期趨勢(shì)研究，避免了深?yuàn)W的數(shù)學(xué)推導(dǎo)。

（二）基于馬爾柯夫分析法的經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)

馬爾柯夫分析法考慮了各種不同形式的機(jī)制轉(zhuǎn)換行為，屬于機(jī)制轉(zhuǎn)換模型的一個(gè)組成部分。馬爾柯夫機(jī)制轉(zhuǎn)換模型將這種機(jī)制的轉(zhuǎn)換作為一個(gè)內(nèi)生變量，認(rèn)為機(jī)制轉(zhuǎn)換是隨機(jī)的， 而且在對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)時(shí)用一個(gè)統(tǒng)一的模型來(lái)擬合，不僅符合實(shí)際情況，而且有利于運(yùn)用模型對(duì)未來(lái)進(jìn)行預(yù)測(cè)。在馬爾柯夫機(jī)制轉(zhuǎn)換模型中，一種狀態(tài)可以對(duì)應(yīng)時(shí)間序列變化的一個(gè)均值和方差，根據(jù)模型設(shè)定狀態(tài)的多少，可以認(rèn)為時(shí)間序列遵循幾個(gè)均值和方差變化。在對(duì)模型進(jìn)行回歸之前，要先確定狀態(tài)的個(gè)數(shù)和滯后的階數(shù)，然后進(jìn)行回歸，模型可以預(yù)測(cè)未來(lái)時(shí)刻時(shí)間序列所處各個(gè)狀態(tài)的概率，據(jù)此可推定變量所處的具體狀態(tài)。

CPI是衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人民生活水平的重要指標(biāo)，根據(jù)馬爾科夫鏈的定義和性質(zhì)，考察特定年份的一組CPI數(shù)據(jù)，它是一個(gè)封閉的系統(tǒng)，其變化也是隨機(jī)的過(guò)程，而且具備無(wú)后效性，因此本文認(rèn)為馬爾柯夫模型符合我國(guó)CPI的時(shí)間序列特點(diǎn)，可以利用它來(lái)對(duì)北京市CPI進(jìn)行分析。

三、歷史數(shù)據(jù)分析

（一）CPI狀態(tài)劃分

CPI指數(shù)的上升和下降分別代表一地區(qū)經(jīng)濟(jì)的衰退和高漲，若CPI升幅過(guò)大，表明該地區(qū)已出現(xiàn)通貨膨脹。CPI的漲跌幅度與GDP密切相關(guān)，由于近年來(lái)我國(guó)GDP保持高速增長(zhǎng)，CPI也呈現(xiàn)出大起大落的異常狀態(tài)。一般來(lái)說(shuō)，當(dāng)CPI的增幅大于3%時(shí)，就意味著經(jīng)濟(jì)中存在通貨膨脹；而當(dāng)CPI的增幅大于5%時(shí)，就意味著經(jīng)濟(jì)中出現(xiàn)了嚴(yán)重的通貨膨脹。據(jù)此可以將北京市各年度的CPI增幅劃分為以下四種種狀態(tài)2：

N1——衰退（CPI增幅

N2——增長(zhǎng)（0

N3——通脹（3%

N4——嚴(yán)重通脹（CPI增幅>5%）

（二）北京市CPI狀態(tài)劃分

由于從1991年到1996年，北京市CPI增長(zhǎng)幅度均超過(guò)10%，這與過(guò)度時(shí)期的不穩(wěn)定性有很大關(guān)系，因此參考價(jià)值不大，本文選取北京市1997～2010年十四年間的CPI漲跌幅度數(shù)據(jù)，如表1所示：

表1 北京市1997～2010年CPI漲跌幅度3

圖1 北京市1997～2010年CPI漲跌幅度

十年間北京市CPI漲跌呈波動(dòng)趨勢(shì)，很不穩(wěn)定，根據(jù)衰退（N1）、增長(zhǎng)（N2）、通脹（N3）、嚴(yán)重通脹（N4）四種狀態(tài)的劃分，將北京市的十四年數(shù)據(jù)進(jìn)行分類(lèi)，如表2所示：

表2 北京市1997～2010年CPI漲跌幅度狀態(tài)劃分

（三）狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣

根據(jù)上面的狀態(tài)分類(lèi)，可以分別計(jì)算出四個(gè)狀態(tài)之間的轉(zhuǎn)移概率，然后綜合得到狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣。

1. 計(jì)算狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率

從表2中可以看到，2個(gè)由N1轉(zhuǎn)移出去的狀態(tài)，都是從N1轉(zhuǎn)移到N2（即67和1314），所以：

P11=P（N1N1）=P（N1|N1）=0

P12=P（N1N2）=P（N1|N2）=1

P13=P（N1N3）=P（N1|N3）=0

P14=P（N1N4）=P（N1|N4）=0

同樣的，在7個(gè)由N2轉(zhuǎn)移出去的狀態(tài)中，有5個(gè)從N2轉(zhuǎn)移到N2（即23，78，89，910和1011），有1個(gè)從N2轉(zhuǎn)移到N3（即34），有1個(gè)從N2轉(zhuǎn)移到N4（即1112），所以：

P21=P（N2N1）=P（N2|N1）=0

P22=P（N2N2）=P（N2|N2）=5/7=0.7142

P23=P（N2N3）=P（N2|N3）=1/7=0.1429

P24=P（N2N4）=P（N2|N4）=1/7=0.1429

在2個(gè)由N3轉(zhuǎn)移出去的狀態(tài)中，有1個(gè)從N3轉(zhuǎn)移到N1（即56），有1個(gè)從N3轉(zhuǎn)移到N3（即45），所以：

P31=P（N3N1）=P（N3|N1）=1/2=0.5

P32=P（N3N2）=P（N3|N2）=0

P33=P（N3N3）=P（N3|N3）=1/2=0.5

P34=P（N3N4）=P（N3|N4）=0

在2個(gè)由N4轉(zhuǎn)移出去的狀態(tài)中，有1個(gè)從N4轉(zhuǎn)移到N1（即1213），有1個(gè)從N4轉(zhuǎn)移到N2（即12），所以：

P41=P（N4N1）=P（N4|N1）=1/2=0.5

P42=P（N4N2）=P（N4|N2）=1/2=0.5

P43=P（N4N3）=P（N4|N3）=0

P44=P（N4N4）=P（N4|N4）=0

2.總結(jié)得到狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣

根據(jù)第一步的計(jì)算，得到北京市十四年間CPI漲跌幅度變化的狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣為：

0 1 0 0

0 0.7142 0.1429 0.1429

P= 0.5 0 0.5 0

0.5 0.5 0 0

四、預(yù)測(cè)北京市未來(lái)五年CPI漲跌狀態(tài)

（一）年度狀態(tài)概率預(yù)測(cè)

在運(yùn)用馬爾柯夫分析法預(yù)測(cè)未來(lái)某一時(shí)刻狀態(tài)的概率時(shí)，需要設(shè)定一個(gè)初始狀態(tài)，并已知其狀態(tài)概率和狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率矩陣，然后代入前面提到的公式Sn=S0Pn，其中S0是初始狀態(tài)概率，Sn就是需要預(yù)測(cè)的狀態(tài)概率。

將2010年北京市的CPI狀態(tài)設(shè)為初始狀態(tài)，即S0=[0，1，0，0]，狀態(tài)轉(zhuǎn)移矩陣已在文章第三部分中得出，所以可分別預(yù)測(cè)未來(lái)五年北京市的CPI狀態(tài)。

2011年：S1=S0P=[0，1，0，0] P=[0，0.7142，0.1429，0.1429]

2012年：S2=S0P2=S1P=[0.1429，0.5816，0.1735，0.1020]

2013年：S3=S0P3=S2P=[0.1378，0.6092，0.1699，0.0831]

2014年：S4=S0P4=S3P=[0.1266，0.6146，0.1721，0.0871]

2015年：S5=S0P5=S4P=[0.1297，0.6092，0.1739，0.0878]

總結(jié)如表3所示：

表3 北京市2011～2015年CPI狀態(tài)概率預(yù)測(cè)值

（二）終極狀態(tài)概率預(yù)測(cè)

經(jīng)過(guò)無(wú)窮多次狀態(tài)轉(zhuǎn)移后所得到的狀態(tài)概率稱(chēng)為終極狀態(tài)概率，假設(shè)終極狀態(tài)的狀態(tài)概率為S=[S1，S2，S3，S4]，那么

[S1，S2，S3，S4]= [S1，S2，S3，S4] P，即：

S1=0.5S3+0.5S4

S2=S1+0.7143S2+0.5S4

S3=0.1429S2+0.5S3

S4=0.1429S2

求解方程組，可以得到：S2>S3>S1>S4，也就是說(shuō)未來(lái)長(zhǎng)期內(nèi)，北京市CPI增幅位于0～3%之間的概率最大，其次是3%～5%，未來(lái)北京市出現(xiàn)衰退和嚴(yán)重通貨膨脹的可能性不大。

五、總結(jié)

從1997年到2010年，北京市CPI有幾次比較大的波動(dòng)，但多數(shù)年份的CPI增幅維持在0～3%，從表1和圖1可以看出，不僅CPI指數(shù)持續(xù)增長(zhǎng)，而且CPI增幅也呈現(xiàn)出增長(zhǎng)趨勢(shì)。按照CPI的四種狀態(tài)劃分，我們很容易看到，從1997年到2010年，有超過(guò)一半的CPI增幅維持在0～3%，有超過(guò)70%的CPI增幅維持在0～5%。

根據(jù)馬爾柯夫分析法，“十二五”期間北京市的CPI將會(huì)繼續(xù)增長(zhǎng)，而且有較大的概率CPI增幅不會(huì)超過(guò)3%，也就是出現(xiàn)通貨膨脹的可能性不大。通過(guò)終極狀態(tài)概率預(yù)測(cè)得到，在未來(lái)較長(zhǎng)一段時(shí)間內(nèi)，北京市CPI增幅將維持在0～5%，基本上不會(huì)出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)衰退和嚴(yán)重的通貨膨脹。

參考文獻(xiàn)：

[1]孫榮恒.隨機(jī)過(guò)程及其應(yīng)用[M].北京：清華大學(xué)出版社，2004：38～60.

[2]萬(wàn)曉西.CPI歷史和國(guó)際標(biāo)準(zhǔn)概述.中國(guó)貨幣市場(chǎng)，2007.

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注釋?zhuān)?/p>

1孫榮恒.隨機(jī)過(guò)程及其應(yīng)用[M].北京：清華大學(xué)出版社，2004：38～60.

篇8

針對(duì)我國(guó)通貨膨脹應(yīng)否“擴(kuò)容”的熱議，筆者基于通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、運(yùn)行效率之間的非線(xiàn)性關(guān)系，利用門(mén)限效應(yīng)自回歸模型和我國(guó)1978年以來(lái)的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，估算了當(dāng)前我國(guó)通貨膨脹的容忍度。實(shí)證結(jié)果支持適度提高我國(guó)的通貨膨脹容忍度。在短期內(nèi)以“穩(wěn)增長(zhǎng)”為政策取向時(shí)，通貨膨脹的最大容忍邊界為4.455%；在中長(zhǎng)期內(nèi)以轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率為政策取向時(shí)，3.741%可視為中長(zhǎng)期內(nèi)我國(guó)通貨膨脹的最大容忍邊界。這一結(jié)果為政府設(shè)定通貨膨脹調(diào)控警戒線(xiàn)提供了一個(gè)新的參考。

關(guān)鍵詞：通貨膨脹容忍度；門(mén)限自回歸；經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目（11BJL040）；教育部人文社會(huì)科學(xué)青年基金項(xiàng)目（11YJC790205）；廣東省自然科學(xué)基金博士啟動(dòng)項(xiàng)目（S2011040000414）。

作者簡(jiǎn)介：吳海民（1976-），男，湖南新化人，五邑大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，主要從事經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率研究；王建軍（1966-），男，河南南陽(yáng)人，河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院教授，主要從事產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)理論研究。

中圖分類(lèi)號(hào)：F061.2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1006-1096（2013）04-0128-06收稿日期：2012-07-01

繼通貨膨脹目標(biāo)和最優(yōu)通貨膨脹率之后，通貨膨脹容忍度正成為學(xué)術(shù)界自“弗里德曼與菲爾普斯?fàn)幷摗币詠?lái)重新關(guān)注的又一焦點(diǎn)。2010年10月，經(jīng)濟(jì)學(xué)家厲以寧指出，把3%作為我國(guó)通貨膨脹警戒線(xiàn)會(huì)給經(jīng)濟(jì)帶來(lái)很多問(wèn)題，4.5%的通脹警戒線(xiàn)是社會(huì)可以承受的。這一觀點(diǎn)引發(fā)了學(xué)界、政界以及民間對(duì)應(yīng)否提高我國(guó)通貨膨脹容忍度的廣泛關(guān)注和熱議。一般而言，在一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的特定階段，存在一個(gè)合理的通貨膨脹率波動(dòng)區(qū)間，即通貨膨脹的可容忍區(qū)間。問(wèn)題是，一旦通貨膨脹超出事先設(shè)定的目標(biāo)警戒線(xiàn)，其最大的容忍邊界究竟為多少才合適？如何科學(xué)合理地界定我國(guó)的通貨膨脹容忍度？本文基于通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、運(yùn)行效率之間的非線(xiàn)性關(guān)系，利用門(mén)限效應(yīng)模型和我國(guó)1978年以來(lái)的宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，估計(jì)出了當(dāng)前我國(guó)通貨膨脹的容忍度，從而為政府設(shè)定通貨膨脹調(diào)控警戒線(xiàn)提供了一個(gè)新的參考。

一、文獻(xiàn)綜述

1.支持通脹“擴(kuò)容”的政策空間論

目前，不少學(xué)者從我國(guó)宏觀調(diào)控的現(xiàn)實(shí)需要出發(fā)，主張?zhí)岣呶覈?guó)通貨膨脹的容忍度，其核心理由基本上可以概括為“政策空間論”。李冀申（2011）認(rèn)為，適度提高通脹目標(biāo)可以減少頻繁的目標(biāo)偏離，增強(qiáng)中央銀行的公信力，提高貨幣政策的有效性，更好地引導(dǎo)和管理通脹預(yù)期。厲以寧（2010）認(rèn)為， 根據(jù)國(guó)際經(jīng)驗(yàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)越快，通貨膨脹就會(huì)越高。中國(guó)這樣經(jīng)濟(jì)增速較快的國(guó)家，應(yīng)當(dāng)提高對(duì)通貨膨脹的容忍度。前央行副行長(zhǎng)吳曉靈（2010）指出，加快轉(zhuǎn)變發(fā)展方式，需要為要素價(jià)格改革留出空間，從而需要提高對(duì)通脹的容忍度。李斌（2011）利用巴拉薩—薩繆爾森模型對(duì)提高通脹容忍度做了分析，認(rèn)為非貿(mào)易品價(jià)格上漲是低生產(chǎn)率部門(mén)分享經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)收益的重要途徑，因而有必要對(duì)B-S效應(yīng)下的通脹提高一定的容忍度。黃石松（2011）權(quán)衡了通脹與匯率平穩(wěn)升值的利弊之后指出，為了給保持人民幣匯率相對(duì)穩(wěn)定留出操作空間，宜適度提高對(duì)通脹的容忍度。當(dāng)前和今后一段時(shí)間，要降低經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)投資與外貿(mào)的依存度，實(shí)現(xiàn)發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，就必須提高對(duì)通貨膨脹的容忍度，為體制改革和轉(zhuǎn)型升級(jí)留出一定的政策空間。

2.反對(duì)通脹“擴(kuò)容”的經(jīng)濟(jì)損害論

針對(duì)提高我國(guó)通脹容忍度的觀點(diǎn)，也有不少學(xué)者提出質(zhì)疑和批評(píng)，其核心理由可以概括為“經(jīng)濟(jì)損害論”。學(xué)者葉檀（2010）認(rèn)為，我國(guó)現(xiàn)在的CPI數(shù)據(jù)存在系統(tǒng)性低估，用低估的CPI來(lái)證明應(yīng)該提高通脹容忍度是不科學(xué)的；除非國(guó)際社會(huì)已經(jīng)形成容忍通脹的共識(shí)，否則中國(guó)獨(dú)自提高CPI水平就是“為國(guó)際熱錢(qián)之淵，驅(qū)中國(guó)消費(fèi)之魚(yú)”，提高通脹容忍度將有損中國(guó)經(jīng)濟(jì)。此外，提高通脹容忍度將會(huì)造成更高的通脹預(yù)期，致使貨幣政策陷入更嚴(yán)重的困境之中，由此導(dǎo)致的長(zhǎng)期負(fù)利率對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行損害巨大。提高通脹容忍度等于讓市場(chǎng)投機(jī)更加盛行，只會(huì)進(jìn)一步損害我國(guó)的實(shí)體經(jīng)濟(jì)，削弱我國(guó)“世界工廠”的競(jìng)爭(zhēng)地位。“通脹經(jīng)濟(jì)”只能維持中短期的繁榮，從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，它是宏觀危機(jī)產(chǎn)生的主要根源。

由此可見(jiàn)，目前學(xué)術(shù)界對(duì)應(yīng)否提高我國(guó)通脹容忍度的看法和觀點(diǎn)并不一致。究竟應(yīng)否提高通貨膨脹容忍度，其實(shí)最關(guān)鍵的是必須首先找到確定通脹容忍度的合理依據(jù)，然后才能據(jù)以提出最適宜的通貨膨脹容忍度。

二、確定通貨膨脹容忍度的依據(jù)

長(zhǎng)期以來(lái)，3%的CPI漲幅被西方國(guó)家認(rèn)定為通脹的傳統(tǒng)警戒線(xiàn)，超出這一容忍度，就得采取貨幣政策干預(yù)。但事實(shí)上，如何確定合適的通脹容忍度、特別是轉(zhuǎn)型期國(guó)家的通脹容忍度，在理論上并沒(méi)有標(biāo)準(zhǔn)答案與尺度依據(jù)。

1.傳統(tǒng)研究方法的經(jīng)驗(yàn)性依據(jù)

國(guó)家統(tǒng)計(jì)局課題組（2005）以實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的均值作為潛在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率，再根據(jù)潛在增長(zhǎng)率與通貨膨脹率2：1的比例關(guān)系，確定我國(guó)通貨膨脹率的可容忍區(qū)間為1%～5%。張權(quán)（2011）利用剔除異常值后的通貨膨脹幾何平均值來(lái)確定通脹率的容忍上限，認(rèn)為現(xiàn)階段我國(guó)通脹容忍度為4.87%。王建（2010）則直接以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率作為通貨膨脹率的容忍極限，即“通脹容忍度≤經(jīng)濟(jì)增速”，如果潛在的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為10%，則通貨膨脹率也能容忍≤10%的極限。肖耿（2011）參考日本的經(jīng)驗(yàn)，認(rèn)為我國(guó)將通貨膨脹率控制在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的50%～70%是可以容忍的。也有學(xué)者認(rèn)為，決定通脹容忍度的不是貿(mào)易數(shù)據(jù)和經(jīng)濟(jì)前景，而是央行的獨(dú)立性。央行獨(dú)立性越大，通脹容忍度就越低；反之，越高。

上述方法為我國(guó)確定合理的通貨膨脹容忍度提供了較好的借鑒和啟發(fā)，但總體而言，此類(lèi)研究方法大多以經(jīng)驗(yàn)法則、現(xiàn)實(shí)觀察、國(guó)別對(duì)比、未來(lái)預(yù)期等作為依據(jù)，不僅得出的結(jié)論與現(xiàn)實(shí)存在一定偏差，而且本身也欠缺理論上的說(shuō)服力。

2.非線(xiàn)性關(guān)系與門(mén)限值依據(jù)

關(guān)于通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、運(yùn)行效率之間的關(guān)系問(wèn)題，古典經(jīng)濟(jì)理論和內(nèi)生增長(zhǎng)理論認(rèn)為兩者之間負(fù)相關(guān)，凱恩斯理論和新古典經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為兩者之間正相關(guān)，而貨幣主義則認(rèn)為兩者之間沒(méi)有關(guān)系。理性預(yù)期學(xué)派認(rèn)為通貨膨脹在被預(yù)期到的情形下不會(huì)有實(shí)際效應(yīng)，只有未被預(yù)期到的通脹變化才會(huì)有實(shí)際效應(yīng)。這些看似相互矛盾的觀點(diǎn)恰恰表明通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率之間并非簡(jiǎn)單的促進(jìn)或促退的單一線(xiàn)性關(guān)系，而是復(fù)雜的非單調(diào)、非線(xiàn)性關(guān)系。

Fischer（1993）在研究包括通貨膨脹在內(nèi)的各種宏觀經(jīng)濟(jì)變量對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的影響時(shí)，首次提出通貨膨脹非線(xiàn)性的判斷。此后，Omay（2010）對(duì)通貨膨脹門(mén)限效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明，當(dāng)通貨膨脹值低于門(mén)限值時(shí)，它對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、運(yùn)行效率沒(méi)有影響；而當(dāng)通貨膨脹值高于門(mén)限值時(shí)，它會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、運(yùn)行效率產(chǎn)生負(fù)面影響。Villavicencio（2011）運(yùn)用面板平滑過(guò)渡模型對(duì)通貨膨脹的非線(xiàn)性效應(yīng)給予了實(shí)證支持。我國(guó)學(xué)者趙留彥等（2005）、王少平等（2006）的相關(guān)研究表明，我國(guó)通貨膨脹同樣具有明顯的非線(xiàn)性特征。非線(xiàn)性門(mén)限效應(yīng)的存在，使得通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、運(yùn)行效率的影響呈現(xiàn)結(jié)構(gòu)性突變，從而可依據(jù)突變拐點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的這一門(mén)限值來(lái)確定通貨膨脹的可容忍邊界。我們認(rèn)為，鑒于通貨膨脹與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、運(yùn)行效率之間的非線(xiàn)性關(guān)系，利用門(mén)限效應(yīng)模型探索我國(guó)的通脹容忍度，是一個(gè)較為理想的途徑。

三、模型、變量與數(shù)據(jù)

1.模型設(shè)定

由于一般的線(xiàn)性模型不能反映時(shí)間序列的突變現(xiàn)象，因而研究通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和運(yùn)行效率的影響必須從非線(xiàn)性模型著手。目前，有關(guān)時(shí)間序列的非線(xiàn)性研究方法大致有四類(lèi)：一是 Tong（1983）提出的TAR門(mén)限自回歸模型；二是ARCH 類(lèi)模型；三是馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型；四是STAR平滑轉(zhuǎn)移模型。其中，GARCH 類(lèi)模型主要側(cè)重波動(dòng)率的刻畫(huà)，無(wú)法完全捕捉經(jīng)濟(jì)動(dòng)態(tài)行為中的結(jié)構(gòu)變化；馬爾可夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型只能推斷不同區(qū)制相互轉(zhuǎn)移的概率，其結(jié)果的政策含義非常有限；TAR 模型是STAR 模型的特例，能夠刻畫(huà)時(shí)間序列在不同機(jī)制（Regime）中呈現(xiàn)的不同動(dòng)態(tài)特征，具有模型設(shè)定簡(jiǎn)便、參數(shù)估計(jì)有效、具有良好的經(jīng)濟(jì)解釋意義等優(yōu)點(diǎn)。TAR模型作為突變現(xiàn)象的一種描述手段，允許機(jī)制變化是內(nèi)生的，而且機(jī)制轉(zhuǎn)換是可觀測(cè)的；它還將微分方程中的極限環(huán)概念引入非線(xiàn)性隨機(jī)系統(tǒng)，由于門(mén)限的控制，保證了模型的穩(wěn)定性。因此，我們采用TAR模型來(lái)分別考察通貨膨脹對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率的非線(xiàn)性門(mén)限影響，以此確定通貨膨脹的可容忍邊界。

2.變量與數(shù)據(jù)說(shuō)明

改革開(kāi)放前，在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)體制下，我國(guó)通貨膨脹基本上沒(méi)有大的波動(dòng)起伏。改革開(kāi)放后，上世紀(jì)80年代實(shí)行價(jià)格雙軌制改革，90年代確立了市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)體制，大部分商品基本上實(shí)現(xiàn)了市場(chǎng)化定價(jià)，物價(jià)波動(dòng)與通貨膨脹開(kāi)始變得較為頻繁。因此，我們決定采用1978年～2010年間的時(shí)序波動(dòng)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

從表2可以看出，在以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為因變量的模型1中，經(jīng)計(jì)算的通貨膨脹率門(mén)限值為4.455。當(dāng)通貨膨脹率小于或等于4.455%時(shí)，低通貨膨脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有明顯的滯后促進(jìn)效應(yīng)，當(dāng)年通貨膨脹率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，將促使下一年度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率提高0.549個(gè)百分點(diǎn)；而當(dāng)通貨膨脹率大于4.455%的門(mén)限值時(shí)，也即在高通貨膨脹的機(jī)制2下，通脹對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)表現(xiàn)出負(fù)面促退效應(yīng)，通貨膨脹率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，將促使第二年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)降低0.086個(gè)百分點(diǎn)。同理，在以經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率為因變量的模型2中，通貨膨脹率的門(mén)限值下降為3.741。當(dāng)通貨膨脹率小于或等于3.741%時(shí)，低通脹對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率表現(xiàn)出正面促進(jìn)效應(yīng)，當(dāng)年通貨膨脹率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，將促使下一年度經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率提高0.005個(gè)單位；而當(dāng)通貨膨脹率大于3.741%的門(mén)限值時(shí)，也即在高通脹的機(jī)制2下，通脹對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率表現(xiàn)出反向抑制效應(yīng)，通貨膨脹率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，將使第二年經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率降低0.001個(gè)單位。模型各回歸系數(shù)均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明通貨膨脹對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率的影響確實(shí)存在方向相反的結(jié)構(gòu)突變。

從我國(guó)的現(xiàn)實(shí)國(guó)情來(lái)看，短期內(nèi)“穩(wěn)增長(zhǎng)”仍然是宏觀調(diào)控的主旋律，政策取向上傾向于利用通貨膨脹來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，因而該突變點(diǎn)對(duì)應(yīng)的門(mén)限值4.455可視為近期內(nèi)我國(guó)通貨膨脹的最大容忍邊界，超過(guò)該值可以啟動(dòng)反通脹的政策調(diào)控。從轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的角度來(lái)看，對(duì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率的追求將置于更優(yōu)先的政策選項(xiàng)序列中，因此模型2中突變點(diǎn)所對(duì)應(yīng)的門(mén)限值3.741可視為長(zhǎng)期內(nèi)我國(guó)通脹的容忍邊界。鄭秉文（2011）將改革開(kāi)放以來(lái)我國(guó)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展劃分為四個(gè)階段，即“市場(chǎng)驅(qū)動(dòng)”的第一階段 （1978年～2000年）、“要素驅(qū)動(dòng)”的第二階段 （2001年～2009年）、“效率驅(qū)動(dòng)”的第三階段（2010年～“十四五”規(guī)劃）以及“創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)”的第四階段（“十四五”規(guī)劃之后）。從“十二五”到“十四五”期間，我國(guó)將實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展從“要素驅(qū)動(dòng)”向“效率驅(qū)動(dòng)”轉(zhuǎn)變、從“高增長(zhǎng)”向“高效率”轉(zhuǎn)變，除了改善投入產(chǎn)出比、提高投資報(bào)酬率、提升經(jīng)濟(jì)競(jìng)爭(zhēng)力、獲取長(zhǎng)期增長(zhǎng)的可持續(xù)性外，我們同時(shí)還應(yīng)在宏觀政策上合理調(diào)控我國(guó)的通脹水平，盡可能將其控制在3.741%以?xún)?nèi)的適度水平。

五、結(jié)語(yǔ)

根據(jù)以上分析，本文得到如下結(jié)論：基于通貨膨脹對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率的非線(xiàn)性門(mén)限影響機(jī)制和影響效應(yīng)，利用門(mén)限自回歸TAR模型所測(cè)算的門(mén)限值來(lái)確定通貨膨脹的可容忍邊界，理論上和技術(shù)上都是完全可行的。實(shí)證結(jié)果表明，在短期內(nèi)以“穩(wěn)增長(zhǎng)”為政策取向時(shí)，4.455%的門(mén)限值可視為近期內(nèi)我國(guó)通貨膨脹的最大容忍邊界；在長(zhǎng)期以轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率為政策取向時(shí)，3.741%的門(mén)限值可視為長(zhǎng)期內(nèi)我國(guó)通貨膨脹的最大容忍邊界。當(dāng)實(shí)際通貨膨脹超越控制目標(biāo)區(qū)間并接近上述容忍上限時(shí)，應(yīng)啟動(dòng)相應(yīng)的緊縮措施，以降低實(shí)際通貨膨脹率。

基于研究結(jié)論，本文提出以下政策建議。

1.適度提高我國(guó)通貨膨脹的容忍度

由于當(dāng)前推高我國(guó)CPI指數(shù)的系統(tǒng)性因素?zé)o法在短期內(nèi)改變，通貨膨脹走勢(shì)仍將維持在一個(gè)較高的水平。特別是在“劉易斯拐點(diǎn)”到來(lái)后，勞動(dòng)力尤其是低端勞動(dòng)力短缺推動(dòng)工資持續(xù)增長(zhǎng)，勞動(dòng)密集型的農(nóng)產(chǎn)品、服務(wù)業(yè)以及資源性產(chǎn)品價(jià)格仍存在趨勢(shì)性上漲動(dòng)力，加上國(guó)際輸入性因素和結(jié)構(gòu)因素的疊加，物價(jià)持續(xù)上行的壓力更大，客觀上對(duì)通貨膨脹要求有更高的容忍度。我們的研究表明，無(wú)論是短期還是長(zhǎng)期，相對(duì)于3%的傳統(tǒng)警戒線(xiàn)或4%的調(diào)控目標(biāo)線(xiàn)，實(shí)證結(jié)果都支持適度上調(diào)我國(guó)通貨膨脹的容忍度。近期內(nèi)，可以將通脹容忍度調(diào)高至4.455%，貨幣政策可以參考4.455%的警戒線(xiàn)相機(jī)行動(dòng)，只要物價(jià)漲幅低于4.455%的容忍限度，就無(wú)需采取價(jià)格干預(yù)措施；長(zhǎng)期內(nèi)，考慮到轉(zhuǎn)變發(fā)展方式和提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率、確保經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)良性運(yùn)行的政策目標(biāo)，通貨膨脹容忍度應(yīng)逐漸下降到3.741%左右。

2.通貨膨脹容忍度宜實(shí)行地域差別化管理

受區(qū)域梯度發(fā)展階段的制約，我國(guó)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展歷來(lái)呈現(xiàn)明顯的不平衡態(tài)勢(shì)。 2012年以來(lái)一個(gè)顯著的變化就是，經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的廣東、浙江、江蘇、上海、天津等沿海省市開(kāi)始下調(diào)GDP增長(zhǎng)速度，以往備受關(guān)注的GDP增長(zhǎng)目標(biāo)正在逐步淡化，經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的數(shù)量型發(fā)展階段已經(jīng)過(guò)去，平穩(wěn)增長(zhǎng)的質(zhì)量型發(fā)展階段開(kāi)始進(jìn)入常態(tài)，轉(zhuǎn)型升級(jí)和提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率成為這些地區(qū)當(dāng)前發(fā)展的主旋律；而貴州、陜西、等欠發(fā)達(dá)的中西部地區(qū)省份依然保持較高的GDP增長(zhǎng)目標(biāo)，“擴(kuò)規(guī)模、上總量”仍是其發(fā)展的第一要?jiǎng)?wù)。由于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，通貨膨脹的可容忍度也相應(yīng)不同，因此，通貨膨脹容忍度也應(yīng)實(shí)行地域差別化管理。以增長(zhǎng)為目標(biāo)的中西部地區(qū)，可以適當(dāng)提高通貨膨脹容忍度至4.455%的水平；而以轉(zhuǎn)型和效率為目標(biāo)的沿海地區(qū)，可以適度降低通貨膨脹容忍度至3.741%的水平。我們認(rèn)為，由地方政府根據(jù)本地實(shí)際選擇相應(yīng)的通貨膨脹容忍度，較之全國(guó)實(shí)施“大一統(tǒng)”的通脹管理目標(biāo)，可能更符合現(xiàn)階段的國(guó)情。

3.做好貨幣供給的總量控制與結(jié)構(gòu)優(yōu)化工作

提高通貨膨脹容忍度，并不意味著貨幣政策的寬松。當(dāng)前，我國(guó)的貨幣政策面臨結(jié)構(gòu)性的“兩難”困境：一方面，要保持適度的流動(dòng)性，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的平穩(wěn)增長(zhǎng)，緩解凈出口減少對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的沖擊，避免經(jīng)濟(jì)的大起大落，實(shí)現(xiàn)“穩(wěn)增長(zhǎng)”的短期目標(biāo)；另一方面，又必須嚴(yán)控信貸投放，控制物價(jià)上漲和資產(chǎn)泡沫，實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)方式、調(diào)結(jié)構(gòu)的長(zhǎng)期目標(biāo)。為此，必須把握好貨幣政策的實(shí)施力度和節(jié)奏，注重規(guī)則性與靈活性的高度統(tǒng)一。在適當(dāng)提高通貨膨脹容忍度的前提下，仍然要做好貨幣供給的總量控制工作，通過(guò)優(yōu)化信貸結(jié)構(gòu)，確保實(shí)體經(jīng)濟(jì)的健康運(yùn)行。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看，在不宜運(yùn)用擴(kuò)張性貨幣政策追求經(jīng)濟(jì)高增長(zhǎng)的背景下， 保持經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)較快增長(zhǎng)的關(guān)鍵是要在調(diào)整經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)和提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率上下功夫。

4.妥善解決通脹“擴(kuò)容”帶來(lái)的民生福利損失問(wèn)題

通貨膨脹容忍度提高后，當(dāng)物價(jià)在調(diào)控目標(biāo)線(xiàn)和容忍度之間快速上升時(shí)，通貨膨脹可能對(duì)民生福利產(chǎn)生不利影響。在當(dāng)前我國(guó)社會(huì)保障體系尚不太完善的背景下，政府需要采取積極的保障措施以消除通脹“擴(kuò)容”帶來(lái)的消極影響。首先，應(yīng)加快收入分配制度改革，通過(guò)提高居民可支配收入來(lái)提高社會(huì)對(duì)通脹“擴(kuò)容”的承受力度。考慮到目前勞動(dòng)力成本已經(jīng)高企的現(xiàn)實(shí)，直接提高工資水平勢(shì)必會(huì)增加企業(yè)經(jīng)營(yíng)負(fù)擔(dān)，而在現(xiàn)有基礎(chǔ)上再次提高個(gè)稅起征點(diǎn)，則可增加全體居民尤其是工薪階層的可支配收入，因此，結(jié)構(gòu)性減稅是增收的首選措施。其次，要通過(guò)補(bǔ)貼等財(cái)政政策更多地讓利于民。提高通貨膨脹容忍度，可能造成生活必需品價(jià)格進(jìn)一步上漲。為此，對(duì)中低收入群體和困難家庭，要建立和完善應(yīng)對(duì)物價(jià)上漲的動(dòng)態(tài)補(bǔ)貼機(jī)制，做好水、電、煤氣等基本民生用品的價(jià)格調(diào)節(jié)工作，切實(shí)保障居民基本生活。總之，提高通脹容忍度不應(yīng)以民生福利下降為代價(jià)。

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篇9

摘 要：財(cái)政政策對(duì)治理通貨膨脹有特殊功能，本文首先從兩方面論述了基礎(chǔ)理論模型，這兩個(gè)方面分別是貨幣政策對(duì)通貨膨脹的作用區(qū)制識(shí)別、財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的作用。然后從識(shí)別作用區(qū)制和基于FTPL財(cái)政政策通貨膨脹效應(yīng)分析兩方面進(jìn)行了實(shí)證分析，最后從四個(gè)方面提出了解決通貨膨脹的政策。

關(guān)鍵詞：財(cái)政政策；通貨膨脹；實(shí)證研究

1.基礎(chǔ)理論模型

控制通貨膨脹和穩(wěn)定物價(jià)是宏觀政策的一個(gè)重要目標(biāo)。因此，研究宏觀財(cái)政政策通貨膨脹效應(yīng)對(duì)實(shí)現(xiàn)控制通貨膨脹以及穩(wěn)定物價(jià)具有重要意義。財(cái)政政策在F區(qū)制下的作用是控制通貨膨脹而在M區(qū)制下的作用是盯住實(shí)際債務(wù)。貨幣政策在F區(qū)制下的作用是維持債務(wù)價(jià)值而在M區(qū)制下的作用是盯住利率。Sargent利用貨幣主義算式說(shuō)明了在實(shí)行財(cái)政政策的過(guò)程中通過(guò)鑄幣稅來(lái)影響價(jià)格水平。在2001年，Woodford以FTPL為基礎(chǔ)提出了治理通貨膨脹的建議。2011年，Leeper認(rèn)為鑄幣稅不再是唯一財(cái)政政策影響價(jià)格水平的途徑，貨幣發(fā)行量對(duì)價(jià)格水平也能產(chǎn)生影響，他指出財(cái)政赤字引起的貨幣發(fā)行過(guò)度也不再是唯一一個(gè)對(duì)價(jià)格水平產(chǎn)生影響的途徑。

1.1 貨幣政策對(duì)通貨膨脹的作用區(qū)制識(shí)別

根據(jù)Leeper的觀點(diǎn)，財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的作用在F區(qū)制下是主導(dǎo)作用，在M區(qū)制下是輔助作用。政府跨期預(yù)算約束現(xiàn)值給出他的基礎(chǔ)模型，如下：

Bt+1Rt=Tt-zt+Bt+Mt+1-Mt （1）

其中，Rt表示第t期的名義利率，Bt表示當(dāng)期政府名義債務(wù)量，Zt表示政府轉(zhuǎn)移支付，Tt 表示稅收收入，Mt表示當(dāng)期基礎(chǔ)貨幣名義存量。公式（1）表示政府債務(wù)由新發(fā)行的債務(wù)、政府收支差額和基礎(chǔ)貨幣發(fā)行量?jī)斶€。

從實(shí)際值考慮政府跨期預(yù)算約束，則有：

Bt+1+Mt+1Pt=Tt-ztPt+Rt1+RtMt+BtPt （2）

其中，Pt為實(shí)際價(jià)格水平，Tt-ztPt為政府基本盈余實(shí)際值dt，Rt1+RtMt+BtPt表示鑄幣稅貼現(xiàn)值，他是由發(fā)現(xiàn)新債務(wù)和增發(fā)貨幣得到的，可用λtbt表示。由此得到：Bt + 1 + Mt + 1 Pt = λt bt + dt （3）

由此的一般均衡方程為：bt=∫∞t=0λtdt*dt （4）

其中，公式（4）是PVBC（政府預(yù)算約束現(xiàn)值），可用來(lái)檢驗(yàn)財(cái)政政是如何影響通貨膨脹的。在2009年，Leeper和Daving認(rèn)為政府預(yù)算約束現(xiàn)值是均衡條件，黨PVBV不成立時(shí)，財(cái)政局和中央銀行可以對(duì)政策做出選擇使PVBC成立。如果公式（4）中的dt增加，那么下期的bt就會(huì)減少。如果dt的增加會(huì)造成下期的bt增加，則央行可通過(guò)調(diào)整貨幣供給量實(shí)現(xiàn)PVBC。

1.2 財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的作用

1981年，Sargent和Wallace將通貨膨脹和財(cái)政政策的關(guān)系動(dòng)態(tài)化，他們指出在F區(qū)制下，貼現(xiàn)價(jià)值由財(cái)政赤字的多少?zèng)Q定，由于借債允許政府對(duì)鑄幣稅的分配可以跨期，也就是說(shuō)通貨膨脹、鑄幣稅和財(cái)政赤字同期不一定相關(guān)。在2000年，Sargent和Ljungqvist提出了通貨膨脹和財(cái)政政策在小型開(kāi)放經(jīng)濟(jì)體中的一般均衡模型。在FTPL下，假定貨幣存量通過(guò)影響交易成本從而影響宏觀經(jīng)濟(jì)。此時(shí)政府對(duì)通貨膨脹和名義貨幣需求的影響主要通過(guò)財(cái)政政策進(jìn)行。模型如下。

其中家庭貼現(xiàn)消費(fèi)效用函數(shù)是：∫∞0βtuct dt （5）

ct表示t期家庭消費(fèi)量，β表示主觀貼現(xiàn)率，μ（……）是嚴(yán)格的凹函數(shù)，指t期貼現(xiàn)效用方程。

每一期，家庭的支付稅收Tt，補(bǔ)貼收入zt，初始財(cái)富為yt，通過(guò)持有貨幣或持有無(wú)風(fēng)險(xiǎn)債券Bt來(lái)轉(zhuǎn)移稅后凈收入或消費(fèi)，在此情況下，家庭的預(yù)算約束為：ct+Bt+1Pt+Tt=yt+zt+Rt-1BtPt （6）

家庭持有貨幣需求為：mt+1pt=Mdct，1Rt（1+πt） （7）Md隨著Rt和πt的增加而減少，隨著ct的增加而增加。

政府可通過(guò)印制鈔票、發(fā)行債券和征稅來(lái)彌補(bǔ)財(cái)政指出，其中公式（4）就表示政府預(yù)算約束。將（7）代入公式（4），得到的經(jīng)濟(jì)一般均衡關(guān)系為：π1+π=pd+bR-1/RM （8）

得到通貨膨脹和財(cái)政政策間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系。M與π反向相關(guān)，當(dāng)π上升時(shí)，通貨膨脹稅金減小。此時(shí)意味著財(cái)政政策使價(jià)格趨于穩(wěn)定性的效果更強(qiáng)。

2.實(shí)證檢驗(yàn)分析

2.1 識(shí)別作用區(qū)制

首先選取變量并檢驗(yàn)數(shù)據(jù)。我們選取bt和dt作為變量。從《中國(guó)財(cái)政年鑒》中選取1982-2011年的年度數(shù)據(jù)。首先對(duì)變量進(jìn)行單位根簡(jiǎn)陽(yáng)，這是為了避免為回歸問(wèn)題。通過(guò)檢驗(yàn)顯示bt和dt都是非平穩(wěn)的。然后對(duì)個(gè)序列進(jìn)行一階差分再檢驗(yàn)單位根，現(xiàn)實(shí)其都是平穩(wěn)序列。其次，以VAR方法的協(xié)整關(guān)系為依據(jù)對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果表明bt和dt間存在長(zhǎng)期均衡關(guān)系。但是這并不代表他們的關(guān)系一成不變，只是表示他們不能無(wú)限偏離均衡關(guān)系。

為了識(shí)別財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹作用區(qū)制轉(zhuǎn)換時(shí)點(diǎn)，我們建立的狀態(tài)空間模型如下：

bt=0.696+dg1t*dt+μt （9）

[7.455] [9.019]

（0.000） （0.000）

dg1t=1.889+1.003*dg1t-1+vt （10）

[185.000]

（0.000）

圓括號(hào)內(nèi)的數(shù)為相應(yīng)參數(shù)的概率值，方括號(hào)內(nèi)的數(shù)為相應(yīng)參數(shù)的t值。可看出，參數(shù)估計(jì)結(jié)果顯著，模型的整體估計(jì)結(jié)果較好。dg1描述的是dt對(duì)bt的時(shí)變影響，請(qǐng)看圖1.

由圖1可以看出dg1呈現(xiàn)出明顯的時(shí)間變化效應(yīng)，這說(shuō)明財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹起到了區(qū)制轉(zhuǎn)移作用，時(shí)點(diǎn)為1997年。在1982-1996年間，dg1

基于狀態(tài)空間模型檢驗(yàn)，我們選取兩個(gè)時(shí)間段的年度數(shù)據(jù)（即1982-1996、1997-2011的數(shù)據(jù)）對(duì)bt和dt設(shè)定修正模型，在設(shè)定協(xié)整檢驗(yàn)中，SC準(zhǔn)則、AIC信息準(zhǔn)則的最小值都指向了第四種模型以及等級(jí)1。選擇有趨勢(shì)較為明顯的一項(xiàng)，設(shè)定滯后階數(shù)為1，從而得到脈沖響應(yīng)函數(shù)，如圖2.

圖2 政府債務(wù)對(duì)實(shí)際財(cái)政基本盈余的脈沖反應(yīng)模式

由圖2可看出，從1982-1996年，任何一期dt的增加都會(huì)導(dǎo)致其下一期中的bt減少，這是李嘉圖政策的典型信號(hào)。而從1997-2011年，任何一期dt的增加都會(huì)導(dǎo)致其下一期中的bt增加。

由以上兩種檢驗(yàn)方法可以得出1997-2011年為F區(qū)制，1982-1996為M區(qū)制。

2.2 基于FTPL財(cái)政政策通貨膨脹效應(yīng)分析

首先選取數(shù)據(jù)并對(duì)其進(jìn)行處理。我們選取的數(shù)據(jù)為1997-2011年季度的數(shù)據(jù)，將其作為樣本區(qū)間并采取SVAR方法進(jìn)行實(shí)證研究。此區(qū)間是中央銀行實(shí)行被動(dòng)型貨幣政策和自主型貨幣政策的時(shí)期，這個(gè)時(shí)期的反應(yīng)一定會(huì)出現(xiàn)FTPL，但是FTPL不一定會(huì)有這個(gè)時(shí)期的反應(yīng)。

St1指實(shí)際政府財(cái)政基本盈余，對(duì)數(shù)據(jù)的處理我們采取全樣本長(zhǎng)度非對(duì)稱(chēng)BP濾波，然后得到新的變量是st1_bp1，通過(guò)進(jìn)行單位根檢驗(yàn)得出的結(jié)果顯示數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的；mt代表中央銀行貨幣供應(yīng)的實(shí)際增長(zhǎng)率，利用同樣的方法對(duì)其進(jìn)行處理也會(huì)得到新的變量是mt_bp1，而且同樣利用單位根進(jìn)行檢驗(yàn)得出的結(jié)果同樣顯示出數(shù)據(jù)序列是平穩(wěn)的；pi1表示實(shí)際通貨膨脹率，CPI基月期是1997年的第一季度，基數(shù)是100.

其次是建立模型，包含st1_bp1，mt_bp1，pi1三個(gè)變量。實(shí)證分析財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹短期和長(zhǎng)期影響，得到的SVAR模型如下：

Cyt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bεi （11）

其中C，Ai（i=1，…p）和B是三階方陣，yt=（st1bp1，mtbp1，pi1），ε=（εst，εmt，εpt）是白噪聲序列，假設(shè)條件為各沖擊相互獨(dú)立。

簡(jiǎn)化公式（11），得到y(tǒng)t=dtyt-1+…+dpyt-p+μt （12）

最后得到的結(jié)構(gòu)沖擊長(zhǎng)期效應(yīng)公式為：D=φC-1B

首先做短期效應(yīng)分析，其中pil對(duì)同期的mt_bp1幾乎無(wú)影響，而mt_bpl對(duì)同期的st1_bpl也幾乎無(wú)影響。脈沖響應(yīng)結(jié)果顯示，pil在stl_bpl沖擊后，前四期增強(qiáng)，隨后反應(yīng)減弱。而pil對(duì)mt_bpl的短期沖擊無(wú)反應(yīng)。同時(shí)財(cái)政政策在短期內(nèi)對(duì)貨幣供給增長(zhǎng)率有不顯著的微小的正向沖擊，這表明貨幣供給增長(zhǎng)率受財(cái)政政策的影響較小。

其次做長(zhǎng)期效應(yīng)分析。按照與檢驗(yàn)區(qū)制相同的步驟對(duì)其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在非李嘉圖區(qū)制下，影響通貨膨脹的主要原因是財(cái)政政策，而輔助原因是貨幣政策。同時(shí)發(fā)現(xiàn)實(shí)際政府財(cái)政盈余對(duì)貨幣供給的沖擊較小，說(shuō)明貨幣超發(fā)不是通貨膨脹效應(yīng)的唯一途徑。而且發(fā)現(xiàn)財(cái)政政策對(duì)通貨膨脹的影響有長(zhǎng)期和短期，長(zhǎng)期是一個(gè)交替過(guò)程，而短期的影響為正。這說(shuō)明財(cái)政政策在長(zhǎng)期內(nèi)對(duì)通貨膨脹具有顯著的影響。通過(guò)進(jìn)一步的研究得出通貨膨脹受財(cái)政稅收和財(cái)政支出的影響不同，由此得知通貨膨脹也受財(cái)政政策結(jié)構(gòu)的影響，但是其影響的路徑更加復(fù)雜。

3.治理通貨膨脹的財(cái)政政策

3.1 調(diào)整預(yù)算方針，變赤字財(cái)政為平衡財(cái)政

應(yīng)貫徹“收入政策從嚴(yán)，支出政策從緊，預(yù)算平衡”方針。首先大力組織收入，消除收入流失“死角”，加強(qiáng)對(duì)稅收的征收以及管理工作，從而增加財(cái)政的總收入，其次要嚴(yán)格控制支出的增長(zhǎng)速度，對(duì)某些沒(méi)有必要支出的項(xiàng)目進(jìn)行削減甚至消除。第三不得做赤字預(yù)算，而要以收支平衡作為指導(dǎo)方針努力消除赤字，最終達(dá)到預(yù)算平衡，減少財(cái)政赤字并最終走出向銀行增發(fā)鈔票的行為，從而消除通貨膨脹。

3.2 應(yīng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整要求，在稅收和財(cái)政政策上產(chǎn)業(yè)傾斜

要在稅收政策和財(cái)政政策上給予扶植和鼓勵(lì)那些對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響重大的產(chǎn)業(yè)部門(mén)。使財(cái)政政策和稅收政策貫徹有所傾斜的方針，通過(guò)運(yùn)用財(cái)政手段，加速某些對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)有利的產(chǎn)業(yè)部門(mén)的法，同時(shí)限制與國(guó)家政策相違背或準(zhǔn)備淘汰的落后產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，逐步協(xié)調(diào)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，使其走向合理。例如，當(dāng)前我國(guó)環(huán)境污染較為嚴(yán)重，在十中首次提出生態(tài)文明，這就要求地方政府對(duì)環(huán)保產(chǎn)業(yè)加大資金扶持力度，而對(duì)污染型的產(chǎn)業(yè)進(jìn)行限制，使地方經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)朝著國(guó)家要求的方向發(fā)展。對(duì)于污染較為嚴(yán)重的企業(yè)要大力征收稅費(fèi)以及環(huán)境保護(hù)費(fèi)等。對(duì)于那些對(duì)優(yōu)化環(huán)境的產(chǎn)業(yè)要減少征收的稅費(fèi)，以慢慢引導(dǎo)地方產(chǎn)業(yè)走向低碳化和環(huán)保化。

3.3 改進(jìn)國(guó)家與企業(yè)的分配關(guān)系

政企分開(kāi)，逐漸完善企業(yè)的經(jīng)營(yíng)體制，規(guī)范企業(yè)與國(guó)家的分配關(guān)系，保證企業(yè)產(chǎn)值、企業(yè)收入與財(cái)政收入同步增長(zhǎng)。逐步完善目前企業(yè)承包責(zé)任制，使國(guó)家與企業(yè)的收入分配方式逐步規(guī)范化，改變新增收入首先流向企業(yè)的狀況，走向稅收和利潤(rùn)分流的模式。要求企業(yè)除正常繳納正常流轉(zhuǎn)稅等外，還要繳納企業(yè)所得稅，根據(jù)其公司類(lèi)型將企業(yè)的稅后利潤(rùn)在企業(yè)與國(guó)家之間采取不同的方式進(jìn)行分配。通過(guò)采取稅收和利潤(rùn)分方向流動(dòng)的方法對(duì)國(guó)家和企業(yè)都有好處，對(duì)國(guó)家而言可以提高國(guó)民收入中財(cái)政收入所占的比重。對(duì)企業(yè)而言，可以確保其相對(duì)獨(dú)立的經(jīng)濟(jì)利益，加強(qiáng)完善其經(jīng)營(yíng)管理機(jī)制，同時(shí)也會(huì)鼓勵(lì)他們擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，最終提高總體經(jīng)濟(jì)效益。

3.4 加強(qiáng)中央財(cái)政宏觀調(diào)控能力

在穩(wěn)定地方與中央財(cái)政關(guān)系的基礎(chǔ)上，改變目前所存在的財(cái)力分散以及資金使用效益較低的狀況，從而完善中央財(cái)政的宏觀調(diào)控能力，進(jìn)而改變地方財(cái)政與中央財(cái)政的現(xiàn)有體制。強(qiáng)化中央財(cái)政對(duì)全國(guó)經(jīng)濟(jì)的宏觀調(diào)控，扭轉(zhuǎn)資金使用效益低下、財(cái)力分散的局面。首先要使地方財(cái)政利益實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定，鼓勵(lì)當(dāng)?shù)卣l(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，但是也要改變現(xiàn)存的地方與中央財(cái)政分配關(guān)系，逐步提高財(cái)政總收入中中央財(cái)政收入所占的比例。從體制方面來(lái)講，要最終實(shí)現(xiàn)稅收分開(kāi)的體制，在各個(gè)地方建立其財(cái)政的獨(dú)立稅種體系，從而使地方政府所支配的收入與其所承擔(dān)的責(zé)任相協(xié)調(diào)。

4.小結(jié)

財(cái)政政策主導(dǎo)的政策區(qū)制下使得貨幣政策失去了控制通脹的能力。根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)論可知這是由于目前我國(guó)的政策區(qū)制正處于F區(qū)制，中國(guó)在控制通貨膨脹時(shí)應(yīng)借助財(cái)政政策的供給，控制公債和支持，而不僅僅是穩(wěn)定物價(jià)。

參考文獻(xiàn)

[1] 董秀良，帥雯君.中國(guó)財(cái)政政策通貨膨脹效應(yīng)的實(shí)證研究[J].統(tǒng)計(jì)研究，2013，30（3）：43-50.

篇10

一、存款準(zhǔn)備金政策的相關(guān)理論和傳導(dǎo)機(jī)制

存款準(zhǔn)備金，是指金融機(jī)構(gòu)為保證客戶(hù)提取存款和資金清算需要時(shí)在中央銀行準(zhǔn)備的存款。央行進(jìn)行宏觀貨幣經(jīng)濟(jì)調(diào)整的重要手段就是調(diào)整銀行的存準(zhǔn)率，其目的是預(yù)防社會(huì)貨幣供應(yīng)量增長(zhǎng)過(guò)快，防止產(chǎn)生通貨膨脹。

貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的實(shí)質(zhì)即央行通過(guò)運(yùn)用一系列的貨幣政策工具來(lái)影響經(jīng)濟(jì)主體的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，使其改變其在金融市場(chǎng)和實(shí)體市場(chǎng)中的經(jīng)濟(jì)行為，以實(shí)現(xiàn)貨幣政策的最終目標(biāo)。貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制分為貨幣渠道和信貸渠道，我國(guó)調(diào)整存款準(zhǔn)備金率的貨幣政策信貸傳導(dǎo)過(guò)程為：

法定存款準(zhǔn)備金率上調(diào)商業(yè)銀行信貸規(guī)模收縮商業(yè)銀行的存貸比上升貨幣乘數(shù)減小貨幣供給量減少市場(chǎng)利率升高投資、消費(fèi)支出減少產(chǎn)出減少。

我國(guó)存款準(zhǔn)備金政策通過(guò)信用途徑對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生影響，從而使銀行信貸渠道成為貨幣政策傳導(dǎo)的主要渠道。以上是我國(guó)實(shí)施貨幣政策的主要傳導(dǎo)途徑。

二、我國(guó)存款準(zhǔn)備金政策效應(yīng)的實(shí)證分析

1.存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整和商業(yè)銀行信貸增長(zhǎng)率的OLS估計(jì)

根據(jù)上文的分析，本文選用2010年1月-2012年12月的信貸增長(zhǎng)率和存款準(zhǔn)備金率的月度數(shù)據(jù)，建立回歸模型，檢驗(yàn)存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整引起商業(yè)銀行的貸款增長(zhǎng)率如何變化。由于調(diào)整存款準(zhǔn)備金率的時(shí)間有不確定性，所以在回歸模型中引入虛擬變量（=0表示存款準(zhǔn)備金率不調(diào)整，=1表示存款準(zhǔn)備金率調(diào)整）。通過(guò)OLS方法對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，在滿(mǎn)足t檢驗(yàn)和無(wú)自相關(guān)的條件下得到回歸方程如下：

■

以上回歸方程說(shuō)明，存款準(zhǔn)備金率每上調(diào)1個(gè)百分點(diǎn)，商業(yè)銀行的貸款增長(zhǎng)率就下降0.873252個(gè)百分點(diǎn)，這是因?yàn)榇婵顪?zhǔn)備金率的上調(diào)會(huì)收縮商業(yè)銀行的信貸規(guī)模，所以存款準(zhǔn)備金率與商業(yè)銀行的貸款增長(zhǎng)率之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。由以上的分析可知，法定存款準(zhǔn)備金率的調(diào)整將直接影響商業(yè)銀行的信貸資金規(guī)模。

2.基于VEC模型的實(shí)證分析

以下本文采用向量誤差修正模型（VEC模型）對(duì)存款準(zhǔn)備金率的信貸傳導(dǎo)渠道進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

本文選取通貨膨脹率作為檢驗(yàn)存款準(zhǔn)備金政策有效性的代表變量；選取商業(yè)銀行的各項(xiàng)人民幣貸款余額CR作為貨幣政策的信貸傳導(dǎo)渠道的變量，選取貨幣供應(yīng)量M2作為貨幣政策的貨幣傳導(dǎo)渠道的變量，選取數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為2006年1月至2012年12月。商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應(yīng)量M2均進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整（采用X-12方法），并取對(duì)數(shù)。所有數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)和中國(guó)人民銀行官網(wǎng)。

在用VEC模型檢驗(yàn)前首先要用單位根檢驗(yàn)來(lái)檢查序列的平穩(wěn)性。檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：

表1 各時(shí)間序列的ADF檢驗(yàn)結(jié)果

如上表所示，根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果的P值可知，三個(gè)變量的原始序列非平穩(wěn)，經(jīng)過(guò)一階差分后均為單整序列，即平穩(wěn)序列。因此，還需證明三個(gè)變量之間存在長(zhǎng)期的協(xié)整關(guān)系。

對(duì)商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應(yīng)量M2和通貨膨脹率進(jìn)行Johansen協(xié)整檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果如下表所示：

表2 各時(shí)間序列的協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果假設(shè)的協(xié)整數(shù)

注：*表明在5%的顯著性水平下拒絕原假設(shè)

由上表可知，商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應(yīng)量M2和通貨膨脹率三個(gè)序列之間有且只有一個(gè)協(xié)整關(guān)系，證明其三者之間存在長(zhǎng)期的共同趨勢(shì)。因此，可以對(duì)上述三個(gè)變量進(jìn)行格蘭杰因果檢驗(yàn)。

為了說(shuō)明各個(gè)變量之間的因果關(guān)系，我們采用格蘭杰因果分析方法對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如下：

表3 具有格蘭杰因果關(guān)系的內(nèi)生變量零假設(shè)

從檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，商業(yè)銀行貸款余額CR和貨幣供應(yīng)量M2都是通貨膨脹率的Granger原因，說(shuō)明貨幣政策傳導(dǎo)渠道主要有信貸渠道和貨幣渠道。但是從顯著性來(lái)看，商業(yè)銀行貸款余額對(duì)通貨膨脹率有較強(qiáng)的解釋能力。

依據(jù)前文所得結(jié)論，這三個(gè)變量之間存在一個(gè)長(zhǎng)期穩(wěn)定的協(xié)整關(guān)系，因此本文將建立VEC模型來(lái)分析商業(yè)銀行貸款余額CR、貨幣供應(yīng)量M2和通貨膨脹率之間的長(zhǎng)期關(guān)系。本文在前面對(duì)三個(gè)變量進(jìn)行協(xié)整檢驗(yàn)時(shí)已經(jīng)得到協(xié)整向量的估計(jì)值，其估計(jì)結(jié)果如下：

表4協(xié)整向量表變量名稱(chēng)

注：表中（）內(nèi)的數(shù)值為各系數(shù)t檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的伴隨概率。

根據(jù)上表的估計(jì)結(jié)果可得出以下協(xié)整方程：

■

方程中的系數(shù)表示：商業(yè)銀行貸款余額每降低1個(gè)百分點(diǎn)，通貨膨脹率平均約降低0.054個(gè)百分點(diǎn)；貨幣供應(yīng)量每降低1個(gè)百分點(diǎn)，通貨膨脹率平均約降低0.029個(gè)百分點(diǎn)。但是二者均不顯著，說(shuō)明貨幣供應(yīng)量M2與商業(yè)銀行貸款余額CR對(duì)通貨膨脹率的影響較小，同時(shí)也說(shuō)明不能僅從收縮貨幣供應(yīng)量或收縮商業(yè)銀行貸款余額來(lái)抑制通貨膨脹率的產(chǎn)生。

三、結(jié)論

以上通過(guò)建立存款準(zhǔn)備金率和商業(yè)銀行貸款增長(zhǎng)率的OLS模型，以及應(yīng)用單位根檢驗(yàn)、協(xié)整檢驗(yàn)及格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)來(lái)處理非平穩(wěn)變量的分析方法，然后建立誤差修正模型討論變量間的長(zhǎng)期均衡關(guān)系，最終對(duì)我國(guó)存款準(zhǔn)備金貨幣政策傳導(dǎo)的信貸渠道和貨幣渠道進(jìn)行比較，可以得到以下的結(jié)論：

第一，存款準(zhǔn)備金率的變化與商業(yè)銀行信貸增長(zhǎng)率的變化之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系，存準(zhǔn)率每上調(diào)1個(gè)百分點(diǎn)，銀行信貸增長(zhǎng)率下降0.86個(gè)百分點(diǎn)，故存準(zhǔn)率的調(diào)整會(huì)對(duì)商業(yè)銀行的流動(dòng)性產(chǎn)生一定影響。

第二，我國(guó)的貨幣政策是非中性的，即其通過(guò)貨幣渠道和信貸渠道的傳導(dǎo)對(duì)通貨膨脹率產(chǎn)生一定的影響。

第三，從協(xié)整方程所表現(xiàn)的長(zhǎng)期均衡關(guān)系來(lái)看，信貸渠道和貨幣渠道對(duì)通貨膨脹率的影響均不顯著，這說(shuō)明我國(guó)在實(shí)行貨幣政策時(shí)，長(zhǎng)期通過(guò)信貸渠道和貨幣渠道來(lái)影響通貨膨脹率的效果不明顯。