通貨膨脹趨勢范文

導語：如何才能寫好一篇通貨膨脹趨勢，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

篇1

進入2004年以后，我國經濟由通貨緊縮逐步轉向了通貨膨脹，經濟生活中通貨膨脹的跡象十分明顯。從居民消費價格指數來看，2003年1―8月，全國居民消費價格總水平同比上漲小于1％，9月開始上升，同比上漲超過1％，12月達到3．2％。自2004年6月以來至9月，居民消費價格指數已經連續4個月同比增長超過5％以上，環比價格也在不斷上漲，表明物價在動態上依然保持溫和上漲趨勢。進入2005年以來，受季節性因素的影響， 居民消費價格指數出現先下后上再下的倒U型變動，第一季度同比上漲2．8％，暫時回到較為合理的區域內。

數據顯示，我國經歷了一定程度的通貨膨脹，目前雖然居民消費價格指數暫時穩定在合理區域內，但通脹壓力依然存在且不容忽視；雖然宏觀調控已經取得明顯效果，但政府依然不能放松警惕。更值得注意的是，能源、原材料等關系國計民生的大宗商品價格猛漲，對我國經濟平穩運行已經造成了很大的負面影響，但尚未充分反映在居民消費價格指數中，宏觀政策更不能僅以居民消費價格指數作為唯一的決策參考，也不能以利率變動作為唯一的政策手段。本文將以此作為研究的著重點，探討宏觀經濟形勢以及相應的有效措施。

二、當前我國通貨膨脹趨勢的推動因素

1、國內投資增長強勁

進入2003年，全社會固定資產投資增長率突然從2002年的16．1％跳升到26．7％，投資增長主要集中在三個方面：一是房地產投資增長29．7％；二是汽車投資增長87．2％；三是建材、鋼材投資增長96．5％，電解鋁投資增長92．5％，水泥投資增長121．9％。 2004年1―6月，固定資產投資累計完成26082億元，同比增長28．6％。2005年第一季度，投資同比增長22．8％，表面看，這一增長率比較合理，增幅甚至比2004年同期回落20．2個百分點。但事實上，這一增長是同比值，也就是在2004年同期40％的投資增長率基礎之上再度增長22．8％，固定資產投資增幅雖然下跌，但絕對數值依然較高，投資依然存在著過熱的跡象。

房地產投資依然是拉動固定資產投資增長的主力，2005年第一季度房地產的投資已達到26．8％，且價格上漲超過10％的城市超過了8個，而上海房價上漲已經達到19．9％，顯示出全面過熱的跡象，不僅對固定資產投資和居民消費價格指數造成不利影響，而且影響到宏觀經濟的走勢，房地產泡沫的危害已經引起各方關注。

一方面，投資的強勁增長是拉動總需求乃至通貨膨脹的直接動力，另一方面，也導致原材料、燃料、電力等供應不足，成為拉動價格上漲的重要因素。2005年第一季度國內生產總值（GDP）達到了31355億元，同比增長9．5％，僅比去年同期低0．3個百分點，超過了原先預期的8％―9％的增長區間，顯示出投資拉動的力量。

2、糧食價格居高不下

由于食品占居民消費價格指數構成中的1／3左右，糧價以及食品價格的上漲對通貨膨脹的影響更為直觀。2003年開始的居民消費價格上漲原因之一就是由于糧食供給減少引起的糧食價格上漲。1999年以來，我國糧食生產連續減少，不能滿足當年消費，又由此導致庫存連續大幅下降，其中2003年我國糧食庫存不足年度消費量的30％，處于1974年以來的最低水平。2004年夏糧豐收，糧食供應趨于穩定，但一方面價格存在一定“剛性”，另一方面糧食生產的成本在提高，例如化肥生產的原材料之一的煤炭價格從2004年第三季度末開始就出現較大的上升，累計漲幅已達到50％。2004年12月1日起，政策允許尿素中準價水平由每噸1400元提高到1500元，也會帶動其他化肥產品價格的上漲。糧價依然存在著上漲壓力。

3、生產成本大幅上升

剔除投資拉動和糧價上漲因素之外，我國通貨膨脹壓力依然存在，這就不能不提及成本拉動的影響。由于能源、電力等生產資料價格不斷走高，工資等勞動力價格、石油、鐵礦石等能源、原材料價格上漲已經推動了工業品出廠價格指數走高，并將對下游產品價格變動產生巨大壓力。鐵礦石的國際價格上漲71．5％對鋼材相關產品的沖擊很大，國際油價的再度攀升增加了工業企業和消費者用油成本，民工荒改變了勞動力市場的供求，勞動力工資開始上跳，也在一定程度上增加了企業的工資成本。此外，由于水、電、燃料、旅游門票等公用事業的價格改革，也在無形中對居民消費價格指數的變動造成直接沖擊，將帶來新的漲價因素。

雖然目前由于時滯等原因，下游價格變動的程度不甚明顯，但隨著時間的推移，這種壓力的釋放或許通過下游工業制成品價格的大幅上漲，或許通過經濟的整體滯脹表現出來，無論是前者還是后者對于我國經濟的持久性而言都是極大的損害。輕則降低企業利潤，重則出現生產停滯。無論哪種結果，都不是我們所希望經歷的。

目前已經有一些類似的跡象，根據國家統計局2月22日的月度統計數字顯示，在39個工業大類中，煤炭、石油、黑色金屬礦、有色金屬礦、非金屬礦等采礦業利潤同比分別增長122％、39．3％、47．2％、200．8％、70．2％；鋼鐵行業增長15．8％。交通運輸設備制造業、化學纖維制造業、非金屬礦物制品業、電力、石油加工業利潤都不同程度下降了。這也就是說，目前上游產品價格上漲向下游企業傳遞的程度不大，利潤空間主要集中在基礎能源、礦產、原材料等行業中，而這必然壓縮工業制成品企業的利潤空間，抑制了國內工業制成品生產行業的生存空間，甚至使這些企業處在虧損的邊緣。

4、國際性因素的帶動

高善文（2004）的研究表明，我國可貿易部門的價格水平主要（71％）受全球主要工業國家經濟增長情況驅動，而且，國際能源價格波動和美元匯率變化也對此產生明顯影響。

在全球化趨勢日益顯著的條件下，我國的通貨膨脹也不能完全脫離國際背景。美國經濟中房地產、汽車市場呈現出繁榮景象，消費旺盛，政府赤字不斷增加。由于我國實行盯住美元的固定匯率制，在一定程度上又意味著把美國的全球低利率貨幣擴張政策引入國內，在美元貶值的情況下，人民幣匯率升值與加息的壓力很大。由此引發熱錢流入國內，2005年第一季度，我國進出口順差總額達到166億美元，相對于去年第一季度的86億美元的貿易逆差，增加了252億美元。大量外匯流入，為我國經濟提供了更多流動性，助長了信貸條件寬松、信貸規模擴張以至于投資過熱的傾向。

5、預期推動

如果在2003年以前的通縮時期，對于通貨膨脹的預期作用可以不予考慮，時至今日，通脹預期已經成為推動通貨膨脹程度加深的重要力量，在此基礎上的價格跟風、囤積惜售傾向對價格上漲將會起到推波助瀾的作用。

從上述推動力量可以清楚地得知，此次通貨膨脹的初始推動力是由投資增加引起的。如前所述，原材料、能源等生產資料出現短缺從而價格上揚是主要投資急劇擴張的結果。如果沒有來自需求方的拉動，對于諸如鐵礦等資源類產品（石油除外）而言，很難存在持續且可以清晰識別的供給沖擊所導致的價格系統性變化。另一方面，此次投資的熱點如水泥、鋼材等“瓶頸”型生產資料本身就是由于房地產等投資勁增所帶動而興起的，也顯示了這一投資拉動的特征。

然而，隨著經濟形勢的變化，目前對我國通貨膨脹的推進因素中成本的影響在逐步擴大。是能源、重要原材料的價格走勢不能完全由我國決定，也未必和我國的經濟形勢與經濟利益完全一致，對我國經濟發展和通貨膨脹形勢的影響權重日益加大，因而僅靠單一的國內政策很難有效應對。

三、在我國現有條件下，加息并非抑制通脹的唯一手段

由于此次通脹的主要推動因素是固定投資，似乎更應當采用對其影響最直接的利率手段，提高利率，使經濟擺脫實際利率為負的狀況，以此遏制投資。在各方推動下，我國央行于2004年10月29日開始加息27個基點，顯示出宏觀調控手段向市場化的轉變。而且，針對房地產投資過熱的情況，于2005年3月17日對商業銀行自營性個人住房貸款再度加息。但是，當我們認真分析我國的基本情況和上述通貨膨脹的推動因素，可以很清楚地認識到，在我國現有的條件下，加息并非解決問題的唯一手段，主要原因在于以下兩點：

1、在我國的國情下加息未必能達到預期效果

支持加息的論點主要包括三種，一是認為利率和投資反向變動，加息有利于控制固定投資的增長，從而有利于控制通貨膨脹；二是認為利率是資本的價格，我國的實際利率長期為負，這種價格的扭曲會造成資源配置的扭曲，進而降低資源配置效率；第三種則認為由于利率太低，造成居民儲蓄不斷減少，銀行承受的壓力較大。理論上，這三種觀點都是成立的，特別在市場經濟條件下，政府宏觀調控應該更多地采用市場化手段，加息似乎是唯一的選擇。但是，應當看到，在我國的具體國情下，上述三種觀點缺乏成立的現實基礎，也就是說，目前加息在我國并不是一種有效的措施。

就第一種論點來說，誠然，經濟理論中利率和投資總量此消彼漲，但也是就宏觀經濟的總量而言的。我國經濟過熱和投資過熱是結構性過熱，是個別高收益行業的投資過熱，目前宏觀經濟的總量問題并不嚴重，依然需要通過投資培育新的增長點帶動經濟增長，經濟結構不平衡不能依靠利率手段解決，以加息抑制投資可能的后果是全社會投資總量的減少和國民經濟的滑坡。

在此基礎上我們再結合第二種觀點，退一步講，假定加息也能解決結構性過熱問題，那么既然加息的目的是調整投資的邊際收益率，加息1―2個百分點能否改變這種狀況呢？據估計，目前鋼鐵行業邊際收益率在40％，氧化鋁行業的邊際收益率高達46％，這么高的收益率，怎么能通過提高一兩個百分點的利率控制投資增長呢？然而加息1％對個人貸款者而言沖擊卻很大，財富外流規模，調節對象的錯位將使其效果本末倒置。

再則，我國資源配置的扭曲幾乎是剛性的，固定資產投資的主體是地方政府，銀行貸款的主要對象是國有企業，由于偏重GDP指標的政績考核體制，無論價格如何，資源配置總會向國有企業傾斜，為地方政府意愿左右，其利率敏感度極低，利率變動對其非經濟的投資行為作用甚微。

另外，我國金融體制尚未形成一套系列的、市場化的價格決定機制，也就沒有所謂的準確定價，那么如何能以現有的利率作為資本的價格，在不準確的價格下又如何實現資源的優化配置？

就第三種觀點來說，利率和儲蓄同向變動是在不具有其他投資工具的條件下成立的。如果存在其他投資工具，是否要比較投資回報率和存款利率的高低，也就是相對值而非絕對數值的高低，已決定儲蓄量的多少。更何況，真正決定儲蓄量的因素并非利率而是（去除消費后的）可支配收入，1996年起央行連續降息，但期間居民儲蓄總體仍呈現持續增長態勢，可見利率和儲蓄并非正向變動的。在近期股市低迷的情況下，股票投資收益率大多為負，已經低于存款利率，但儲蓄增量為什么下降呢？原因在于居民用于儲蓄的可支配收入增幅下降了，原本屬于儲蓄增量的部分被以下幾個途徑分流了：一是股票市場下跌帶來的市值縮水；二是住房消費或者房產投資；三是汽車消費。統計數據顯示，在社會消費量增長的同時房產銷售金額也不斷上升，很明顯本屬于儲蓄增量的部分進入了投資或消費渠道，消費者的可支配收入一大部分用來歸還住房和汽車貸款了，那么即使提高了利率，對儲蓄增加也沒有用處。

此外，由于目前通貨膨脹推進力量中成本推動的壓力愈加顯著，這顯然不是依靠加息就能夠解決的，需要多種因素和措施的配合，才能防范國際通貨膨脹的負面沖擊，維護我國經濟安全。

2、在目前的狀況下加息會帶來較大的隱患

和簡單的行政指令不同，利率政策的變動涉及到產品和金融兩個領域和國際國內兩個市場，因此會對市場造成一系列難以預計的影響，在目前狀況下選擇加息并非明智選擇，可以說，在上輪宏觀調控效果尚未完全顯現的情況下進行加息是弊多利少的選擇。

首先，加息可能導致更多外資流入，增加貨幣的外匯占款發行量，擴大人民幣與美元之間的利差，使人民幣承受更大的升值壓力。其次，對于股票市場和債券市場，加息的負面影響不言而喻，由此造成的財富縮水較外資流入規模更大，損失更巨。再次，調整存貸款利率后對民營企業的沖擊很大。由于銀行貸款的門檻較高，民營企業的資金供給大部分來自地下金融機構，其利率以官方利率為基準上下浮動，加息對籌資成本已經很高的民營企業而言是雪上加霜，最終受損的正是這些市場競爭的主體。

四、結語與對策

需要申明的是，本文并非不贊同用市場化的方法解決問題，但在我國目前的條件下，貨幣政策市場化調控的基礎仍不具備，加息與宏觀調控手段和傳導途徑轉向市場化的關系不大，加息并不等同于市場化。在利率尚未市場化的前提下，在價格傳導機制尚不完備的情況下，宏觀調控依然要借助于行政性干預這張牌，因此更需要加快利率市場化的進程。

篇2

自2007年美國次貸危機爆發以來，美聯儲實施了極其寬松的貨幣政策，聯邦基金利率由5.25%下調至0-0.25%。迄今為止，美聯儲已經實施了兩輪量化寬松的貨幣政策，有效地消除了美國金融體系內的流動性短缺，但是這造成了全球新興市場面臨巨大沖擊，一是短期國際游資大量的流入造成物價和資本價格難以維持穩定，二是全球能源與大宗商品價格快速上漲使得新興國家面臨嚴重的輸入型通貨膨脹的壓力，三是外匯占款不斷增加進一步放大貨幣供應量，加重通貨膨脹預期。中國應對全球金融危機，采取擴張性的經濟政策，國內經濟通貨膨脹壓力逐漸明顯。2011年以來，我國的通貨膨脹率逐漸升高，4月份居民價格消費價格指數同比上漲5.30 %，通貨膨脹問題日益凸顯。當前，我國缺乏成熟、系統的價格波動監測預警的定量指標，使得在應對經濟危機、市場變化、通貨膨脹等經濟問題時茫然無措。所以，目前最為緊迫的是探究通貨膨脹監測預警的定量指標，健全價格波動預警機制。

二 、通貨膨脹監測預警定量指標的構建

根據我國通貨膨脹的影響因素，采用因子分析方法構建通貨膨脹監測預警定量指標。

（一）數據處理

在國際因素方面，本文選取國際原油價格（oil）、人民幣兌美元匯率(e)、外匯儲備（fer）。在國內因素方面，選取固定資產投資（FAI）、shibor同業拆借利率（i）、上證綜合指數月度收盤價（stock_sh）、糧食價格指數(cpi_corn)、肉禽及其價格指數（cpi_pork）。本文使用數據采用月度數據，時間跨度從2006年10月―2010年12月，國際石油價格來自OPEC網站，股票價格指數來自國研網，其他數據來自中經網。

（二）通貨膨脹監測預警定量指標的構建

因子分析（FA）是主成分分析的推廣，相對于主成分分析，因子分析更側重于解釋被觀測變量之間的相互關系或協方差之間的結構。實質就是用幾個潛在的但不能觀察的互不相關的隨機變量去描述許多變量之間的相互關系（或協方差關系），這些隨機變量被稱為因子。本文采用因子分析法構建通貨膨脹監測預警指標。其中因子提取方法采用主成分法，選擇方差最大旋轉方法進行因子旋轉，采用回歸法計算因子得分。輸出結果如表1。

表1因子載荷陣

由表1可知，因子旋轉之前，部分因子的載荷系數比較接近，旋轉之后，因子載荷矩陣的元素取值向兩級分化，更加有利于分析。依據旋轉后的因子載荷矩陣得到兩個影響通貨膨脹水平的因子F1和F2。

從旋轉后的分子載荷矩陣中可以看出，F2在國際原油價格、利率、股票價格指數、肉禽及其制品價格指數上擁有較高的載荷，而這些因素是影響當前的通貨膨脹的主要原因，因此，F2反映了各個具體因素及其綜合作用對通貨膨脹的影響，可以作為通貨膨脹監測預警定量指標。

（三）CPI與F2的關系

在樣本區間，將F2的因子得分與CPI標準化數據的歷史趨勢進行比較，結果如圖1。

圖1

由圖1可知，在樣本觀測期間，F2很好地擬合了標題通貨膨脹趨勢，具有基本上相同的波動幅度、波峰與波谷，并且F2的變化總是快于標題通貨膨脹的變化，對標題通貨膨脹具有一定的預測能力。

（四） F2作為通貨膨脹監測預警定量指標的有效性研究

1. F2的波動性特征比較

作為通貨膨脹監測預警定量指標，不應該具有很強的波動性特征。表1中列出了樣本觀測期間F2的波動性特征，并且與標題通貨膨脹進行比較。由表2可以看出，F2的波動性在可以接受的范圍之內，波動性比較穩定。

表2波動性特征比較

2.F2對通貨膨脹的解釋能力檢驗

作為通貨膨脹監測預警定量指標，要求F2能夠完全解釋總體通貨膨脹πt中的趨勢成分。xt=πt-f2是平穩序列，其中Xt是短期相對價格變化導致的F2的波動，Xt應該是一個平穩的序列，不應該有任何的趨勢。表3中列出了樣本觀測期間F2短期波動成分的ADF檢驗結果。

表3解釋能力的檢驗

檢驗結果表明，Xt在1%的水平下拒絕原假設，可以確定Xt是平穩序列，即Xt ~I（0）說明F2能夠完全解釋總體通貨膨脹πt中的趨勢成分。

3. F2反映通貨膨脹變化趨勢的比較

F2擬合標題通貨膨脹趨勢的程度可以作為評價有效性的又一指標，首先計算通貨膨脹的趨勢值，利用HP濾波得到通貨膨脹的趨勢值，然后計算F2因子的RMSE值。RMSE={[ΣTt=1（πttrend-f2）2]/T}1/2，RMSE越小，說明F2的擬合效果越好，更加能夠準確地反映通貨膨脹的變化趨勢。計算得到F2的RMSE值為0.871261，說明F2對通貨膨脹的變化趨勢有很好的擬合效果。

4. F2與標題通貨膨脹的協整關系

通貨膨脹監測預警定量指標應當與標題通貨膨脹具有長期的均衡關系，才可以成為長期指標被應用，新增數據才不會導致歷史估計結果發生改變。本文采用協整檢驗觀察估計得到的F2與標題通貨膨脹的均衡關系。協整檢驗結果如表4，表明F2與標題通貨膨脹至少具有1個協整關系，兩者具有長期的均衡關系。

表4協整檢驗

注：加“*”表明在5%的顯著水平下拒絕原假設。

5. F2的預測能力的檢驗

通貨膨脹監測預警定量指標的重要意義是在于對標題通貨膨脹的預測能力，判斷核心通貨膨脹預測能力的依據是給定當前的標題通貨膨脹基礎上，考察F2包含多少關于未來標題通貨膨脹的信息。利用方程πt+h-πt=αh+βh（πt-f2）+εt+h的回歸平方和來評價模型估計得到的核心通貨膨脹的預測能力。表5中給出了6種計算方法計算得到的F2的R2值。

表5預測能力的檢驗

由表5可以看出，隨著h的增大，R2值有所增加，說明F2作為通貨膨脹監測預警定量指標在h=2及更大比h=1對標題通貨膨脹的預測能力更好一些，F2在一定程度上可以作為通貨膨脹的預測指標。

三、結論

（一）國際因素對當前的通貨膨脹具有明顯的影響，表明我國面臨的輸入型通貨膨脹壓力進一步加大。經濟危機以來，我國實行一攬子的經濟刺激計劃，對經濟注入大量的流動性，大量資金流入股市，導致資產泡沫化嚴重，股票價格對當前的通貨膨脹具有巨大的推動作用。我國實際利率處于負利率的狀況，直接導致銀行存款分流下降，致使更多的資金流入資產領域，資源錯配嚴重，推動資產的泡沫化，通貨膨脹的上漲。

篇3

關鍵詞:通貨膨脹率;工業增加值;Granger因果關系檢驗

作者簡介:閆超 (1985―),女,吉林省吉林市人,吉林大學商學院博士研究生,研究方向:企業管理;

王淑華 (1964―),女,吉林省長春市人,吉林大學商學院研究生辦公室主任,企業管理碩士。

中圖分類號:F120.2 文獻標識碼:A文章編號:1672-3309(2009)11-0028-03

通貨膨脹率和經濟增長是描述宏觀經濟運行的兩個非常重要的經濟指標。研究我國經濟增長與通貨膨脹率之間是否具有較為顯著的相互影響,不僅可以作為判斷我國經濟運行狀態的重要依據,而且對于政府制定相應經濟政策以進行宏觀調控,也具有十分重要的現實意義。

迄今為止,西方學者已經對通貨膨脹率與經濟增長之間關系進行了廣泛而深入的研究,但由于所選樣本的地域、時域以及數據來源各具差異,因此,得出的結論也不盡相同。有些學者認為,通貨膨脹率與經濟增長之間具有正向相關關系,也有一些學者認為,通貨膨脹率與經濟增長之間存在負向相關關系,還有學者認為,二者之間不存在相關關系。

凱恩斯認為,通貨膨脹率與經濟增長具有正向相關關系,這種思想被后來的學者加以繼承和發揚。經濟學家漢密爾頓認為,通貨膨脹率和經濟增長之間具有一定的關系。托賓(1965)認為,在假設資本與貨幣完全替代的前提下,通貨膨脹率與實際產出增長之間存在正向相關關系。泰勒(1981)和西爾斯(1992)也認為,通貨膨脹率能夠在某種程度上促進經濟增長。國內學者劉金全和謝衛東(2003)認為,一定程度的通貨膨脹有利于經濟增長。

上世紀的六七十年代,反凱恩斯主義經濟學家則認為凱恩斯主義政策導致了“滯脹”。如坎普斯(1961) 和哈爾伯格(1996)等經濟學家認為通貨膨脹會阻礙經濟增長。瓊和馬歇爾通過對56個不同國家和地區的通貨膨脹率與經濟增長率數據進行實證檢驗發現:其中16個國家的經濟增長與通貨膨脹率之間具有顯著的負向相關關系,10個國家的經濟增長與通貨膨脹率之間不存在相關關系。

盧卡斯與法國經濟學家阿萊則認為,通貨膨脹與經濟增長之間不存在任何相關關系。盧卡斯 (1976) 認為,當人們能夠事先預期到政府的政策時,相應的通貨膨脹政策就無法對實際經濟產生作用。阿萊 (1969) 基于1700年到1913年間的英國工業生產數據進行因果關系檢驗,發現通貨膨脹與經濟增長之間不存在顯著的相關關系。本文中,我們試圖通過對我國通貨膨脹率和代表經濟增長的工業增加值增速數據,來計算和檢驗我國通貨膨脹率是否對我國經濟增長具有顯著影響,以及具有何種方向的影響。

一、 我國通貨膨脹率與經濟增長之間關系的實證研究

在本文的研究中,考慮到我國的通貨膨脹率和經濟增長相關數據都具有多種態勢變化,我們可以將原水平值數據分解為周期成分和趨勢成分,這樣,不僅可以計算和檢驗通貨膨脹率與經濟增長水平值數據之間的相互影響,同時還能夠進一步分析我國通貨膨脹率和工業增加值增速數據的周期成分和趨勢成分之間的影響關系。

我們利用變量IPt和?仔t分別表示月度 (同比) 工業增加值增長率和月度通貨膨脹率,選取的數據樣本范圍為1996年1月至2008年3月,數據來源于國家統計局《中國經濟景氣月報》、銳思 (RESSET) 金融研究數據庫以及中經網(db.cei.省略)數據庫。

我們首先對通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列進行單位根檢驗。表1給出了單位根檢驗的ADF統計量和PP統計量的檢驗結果。

檢驗發現,在10%的顯著水平下,我國通貨膨脹率的差分序列為平穩過程。在5%的顯著水平下,我國工業增加值增速的差分序列為平穩過程。因此可以推斷通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列都是1階單整過程。

由于通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列當中不存在確定的線性趨勢成分,因此,我們采用H-P濾波方法對序列中的周期成分和趨勢成分進行分離。圖1和圖2給出了月度通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列的時間路徑,選取的樣本范圍為1996年3月至2008年3月。

圖1 我國通貨膨脹率的時間路徑及其成分分解

從圖1中我們可以看出,在樣本區間內,我國通貨膨脹序列出現了4個波峰,分別為1996年、2001年、2004年和2008年。其中,1996年和2008年的波峰達到了較高值。我國通貨膨脹率序列在1999年、2002年和2006年分別出現了3次波谷,其中1999年達到了樣本期內的最低值。從圖2中可以看出,我國的工業增加值增速序列波動始終較為劇烈,但趨勢成分路徑卻相對較為平滑。從圖1和圖2中的趨勢成分可以看出,工業增加值增速和通貨膨脹率之間的波峰和波谷是基本對應的。從圖中的周期成分 來看,出現了明顯的波動聚類現象。我們發現通貨膨脹率當中的周期成分出現了較為穩定的特征,這能夠體現出價格變化具有單向性。

我們在簡化式VAR模型中檢驗工業增加值增速與通貨膨脹率之間Granger影響關系。

Granger影響關系檢驗是上述模型當中滯后變量回歸系數的顯著性檢驗。根據動態相關性,我們選擇進行工業增加值增速和通貨膨脹率水平、趨勢和波動成分之間的雙向Granger影響關系檢驗,得到表2的檢驗結果。

表2的檢驗結果基本上與圖1和圖2所顯示的特征相一致。從檢驗結果可以看出,?仔t對于IPt序列有較為顯著的Granger影響,其F統計量值為2.96757,而概率值為0.02187。?仔t的周期成分對IPt的周期成分的Granger影響非常顯著,其F統計量值為3.08233,而概率值為0.01825。?仔t的趨勢成分對IPt的趨勢成分的Granger影響也非常顯著,其F統計量值為4.69424,而概率值為0.00141。可見,?仔t的任何成分都對IPt中的相應成分具有顯著的Granger影響,這說明價格水平變化對實際經濟產生了影響。在反向影響關系上,對于序列有較為顯著的Granger影響,其F統計量值為13.0582,而概率值為0.00000。IPt的周期成分對?仔t的周期成分的Granger影響非常顯著,其F統計量值為10.7051,而概率值為0.00000。IPt的趨勢成分對?仔t的趨勢成分的Granger影響也非常顯著,其F統計量值為30.7766,而概率值為0.00000。因此,IPt的任何成分也都對?仔t中的相應成分具有顯著的Granger影響,這說明實際產出對于價格水平的影響也非常顯著。

二、政策啟示

從本文的研究結果可以發現,我國通貨膨脹率序列和工業增加值增速序列之間存在顯著的正向相關關系,這意味著我國不存在貨幣政策中性。適度的通貨膨脹是能夠在一定程度上有助于經濟增長的。因此,為了保證在未來一段時間內,我國經濟能夠平穩較快發展,政府就應該努力通過一系列宏觀調控手段,將通貨膨脹率保持在適度的范圍內,以刺激我國經濟增長。(責任編輯:方涵)

參考文獻:

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【關鍵詞】進出口貿易 通貨膨脹 影響

一、通貨膨脹的概念及其衡量指標

通貨膨脹與進出口貿易是不同的經濟范疇，但兩者又有一定的聯系。通貨膨脹是指當一個經濟中的大多數商品和勞務的價格連續在一段時間內普遍上漲時，宏觀經濟學就稱這個經濟經歷著通貨膨脹。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，只有大多數商品和勞務的價格持續上升才是通貨膨脹。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。第二，奔騰的通貨膨脹，指年通貨膨脹率在10%以上和100%以內。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。那么什么是CPI？CPI即是消費者物價指數，是反映與居民生活有關的產品及勞務價格統計出來的物價變動指標。如果消費者物價指數升幅過大，表明通貨膨脹已經成為經濟不穩定因素，央行會有緊縮貨幣政策和財政政策的風險，從而造成經濟前景不明朗。因此，該指數過高的升幅往往不被市場歡迎。一般說來，當CPI>3%的增幅時我們稱為通貨膨脹；而當CPI>5%的增幅時，我們把他稱為嚴重的通貨膨脹。隨著世界經濟復蘇，國外需求增加，近幾年來，這種趨勢的出現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濟有一定的沖擊，也會影響到通貨膨脹。

二、我國通貨膨脹與進出口貿易現狀的分析

1.近年來居民消費價格指數（CPI）居高不下。各種日常生活用品都出現了不同幅度的漲價，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。甚至有的專家學者認為，不能因物價上漲，CPI超過3%而認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歸結于氣候原因，而并非按照定義所說的“貨幣發行過多”導致物價普遍上漲。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。貨幣供給被動擴張，通貨膨脹預期明顯。中國的貨幣供應量在很長一段時間持續快速增長，遠高于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，出現了微觀主體風險偏好上升，投機交易性貨幣需求旺盛，大量貨幣追逐有限非貨幣資產的現象。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，金融機構存款呈現活期化趨勢，存款活期趨勢增強。外貿順差和國外資本流入，是導致人民幣貨幣被動擴張的主要因素。貨幣流通速度持續加快，意味著通脹壓力進一步加大。無論是凱思斯主義的貨幣需求概念，還是費里德緊的貨幣需求理論都表明，貨幣流動速度具有順經濟周期變動的特征。

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連續創下兩年來新高，為管理通脹預期，央行大量回收流動性。另一方面，本土的通脹應該造成外匯市場上的強幣變弱，匯率下降。但現實是，對內變弱，對外愈強，二者無論如何也統一不起來。

三、進出口貿易對通貨膨脹影響的理論分析

1.貨幣供給傳遞路徑

當一國的國際收支出現長期、大量的對外貿易順差，而形成巨額外匯儲備時，國內市場會出現以下兩種情況：一方面，商品從國內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，引發通貨膨脹。另外，當國外資本大量流入而引起國際收支順差過大時，也需要增發大量本國貨幣用來收購外匯，從而也會導致國內貨幣供應量過多，引發通貨膨脹。其簡單的傳導機理是：進出口差額——外匯儲備——外匯占款——貨幣供給量——國內通貨膨脹水平。

2.國外商品的價格傳遞路徑

當國外出現通貨膨脹、價格上漲時，在價格機制的作用下，一方面，由于國外商品的價格上漲會導致該國對外國商品出口的增加，從而增加該國的對外貿易出口需求；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口商品的消費，而轉為增加對本國商品的消費，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新高，對外貿易連年出現順差。究其原因，一個很重要的因素就是由于全球經濟復蘇而導致的世界各主要經濟體如美國、歐盟和日本等國內市場需求的增加。快速增長的對外貿易，不僅提高了我國對出口商品的市場需求，而且也引發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.成本傳導路徑

一國商品和服務的進口形成國家總供給的一部分，出口構成總需求的一部分，在國內供給量和需求量一定情況下，進出口貿易會改變該國總供給—總需求平衡狀況，從而促使國內通貨膨脹水平發生變化。比如，國際市場上石油、原材料、糧食等價格上漲，導致國內這些基礎產品的輸入價格增加，從而引起國內的價格上漲，并最終引發成本推動型通貨膨脹。

這些年，國際石油價格持續攀高。造成石油價格上漲的原因主要有三個：全球經濟增長帶來的石油需求增加；由于政治、自然等因素導致的石油供應數量的不確定；各種投資基金等投機商的哄抬物價。我國受石油價格的影響比較明顯。首先，我國已經成為世界第二大石油進口國，全年進口量基本接近美國；其次，我國目前對于國際石油價格的變化還缺乏發言權，只能被動的接受國際石油價格的上漲。

參考文獻：

[1]成蓉.我國進口貿易發展的整體態勢[J].國際貿易，2012，（23）.

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【關鍵詞】通貨膨脹 通預期 強勢產業 CPI指數

通貨膨脹一般定義為在信用貨幣制度下，流通中的貨幣數量超過經濟實際需要而引起的貨幣貶值和物價水平全面而持續的上漲。通貨膨脹是世界上各國都十分關注的問題，解決好通貨膨脹問題是我國的重要任務。

以引起通貨膨脹的原因為依據，對通貨膨脹的類型進行劃分，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、結構性通貨膨脹。但是，導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。

一、中國式通貨膨脹的原因

（一）通貨膨脹心理預期引起通貨膨脹

通貨膨脹分為可預見和不可預見，當通貨膨脹是不可預見的，其通貨膨脹預期就比較大，單純依靠市場機制不能消除，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，增長水分過多，收入和財富分配差距拉大。

（二）房地產等強勢行業的異常發展引起通貨膨脹

中國式的通貨膨脹確實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導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勢部門或行業（比如房地產行業），然后由這些行業去投資或消費來提高商品或服務的物價水平。緊接著，與其相關聯行業價格上漲，行業收入增加，從而使這些關聯行業又增加投資或消費，又提高了這些行業需要的產品或服務的價格。最終這一價格上漲鏈中，從強勢行業的商品和服務順延到了弱勢部門的商品和服務，最終到農產品及食品，這也就標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，居民消費價格指數的簡稱，CPI上漲用來反映通貨膨脹這一經濟現象的出現。然而我國的CPI體系卻不能真實地反映居民消費生活情況。主要存在的問題，樣本較為陳舊；居住類消費占比權重過低，食品類在指標中占比過高；指標體系缺乏公開化、透明化機制，得不到廣大群眾的監督。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，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

通貨膨脹對經濟運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主要表現在其對社會中流通貨幣的實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，通貨膨脹使得債權人的利益受損，債務人受益。債權人受到應收款時，應收款額已經達不到現有的購買力。

（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提高，因為各種稅收都建立在納稅人名義貨幣收入的基礎上的。因此稅基被變相擴大，通貨膨脹就這樣變相地向貨幣持有者或使用者征收稅收，產生稅收效應。最終是養肥了政府，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者信心指數也大幅下降，對生活質量提高的信心不足。對通貨膨脹產生負面心理，幸福指數下降，這樣的社會狀況極容易造成社會的不穩定，危害國民經濟和社會生活的正常發展。

三、應對中國式通貨膨脹的對策

首先，對于通貨膨脹心理預期這一問題，政府應進行積極有效的預期管理，以此引導社會公眾的合理預期。對于通貨膨脹預期，一方面是在宏觀上要保證經濟運行的總供求相對平衡，保證物價總水平相對穩定，另一方面是加強市場管理，采取規范的收入政策保證通貨膨脹預期率在一個較低的水平，創造良好的市場環境，盡可能減少人們的預期行為。

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象，這是從表面上無法看到的。如果政府也看不到這一點，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，找到根源。我們可以通過央行價格機制（即利息）來收緊貨幣供應、減少銀行信貸、遏制大量的銀行資金進入房地產市場及股市。遏制大量貨幣進入這兩大資產市場，遏制這兩大資產市場推高其價格，這樣才有可能遏制住通貨膨脹。

再有，CPI這一指標最終的作用就是去反映居民消費品及服務價格變化的趨勢，如果不能根據中國的實際情況利用CPI，那么CPI提供的信息就不能為政府、企業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重缺陷的CPI統計體系，及其他相應的統計指標，讓這些統計指標真正反映實際經濟生活的變化與趨勢。

四、結論

中國式的通貨膨脹，富有中國獨有特色，這要求我們以中國特色社會主義市場經濟體制為前提，根據中國的實際國情去解決我國的通貨膨脹問題，而不是簡單地應用原來的或者其他國家的老方法，處理好通貨膨脹問題，才能保證市場經濟體制正常運行，保障中國經濟平穩快速發展，提高中國居民幸福指數，實現偉大中國夢。

參考文獻：

[1]王雅莉，張明斗.中國式通貨膨脹的成因、特點與對策[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，2012.

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關鍵詞： 欲望； 理性人假設； 通貨膨脹

中圖分類號： F820.5 文獻標識碼： 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

通貨膨脹是一國經濟發展過程的必然產物，無論是理論上還是實踐中，通貨膨脹問題都得到廣泛的關注，尤其是在我國這樣一個處于經濟起飛階段的國家，通貨膨脹問題更是不可避免。世界銀行行長佐利克認為，在未來一段時間，通貨膨脹問題仍然是中國經濟的核心問題之一。縱觀國際、國內的經濟發展史，通貨膨脹總是和經濟的增長相伴生，雖然有的時候表現得溫和一些。就我國的經濟實踐而言，改革開放以來的30余年，隨著經濟的快速增長，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，但始終呈現上升趨勢。所以，在可預見的未來，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行報告》首次明確指出，2012年，廣義貨幣供應量M2預期增長14%左右，價格總水平的基本穩定不會無條件或自動實現，對未來的通脹風險仍不可掉以輕心，2012年一月份CPI漲幅超出市場預期，當前通脹預期還不穩定。總理在十一屆人大第五次會議所作的政府工作報告中指出，經濟增長存在下行壓力，物價水平仍處于高位，房地產市場調控處于關鍵階段，物價調控目標沒有完成。2012年的重要任務是：促進經濟較快平穩發展，保持物價總水平基本穩定，把穩增長、控物價、調結構、惠民生、抓改革、促和諧很好地結合起來。

通貨膨脹是經濟發展中一個突出的問題，如果不及時有效地加以控制，會給經濟、社會帶來災難性的后果。每當通貨膨脹發生時，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，通貨膨脹就像關在籠中的老虎一樣，一旦放出來，就很難關回去。這其中必有更深層次的原因。所以，我們有必要在現有通貨膨脹理論的基礎上進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：欲望及通貨膨脹理論的不足

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關鍵詞：　通貨膨脹；向量自回歸模型；貨幣供應量；經濟增長率；匯率；輸入性通貨膨脹

中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1006－3544（2012）06－0044－04

2007年初開始，我國經濟出現了新一輪連續的較為明顯的通貨膨脹，2007年12月居民消費價格指數同比增長6.5%，創11年來新高，CPI漲幅全年累計達4.8%。2008年第1季度，CPI總體漲幅達8.0%，隨著2008年下半年全球金融危機的全面爆發，我國CPI同比增長率持續下滑，　至2009年7月下降為-1.8%，不僅成為經濟萎縮的重要表現，同時也成為制約經濟發展的主要因素。次貨危機以后，在國際市場需求大幅減少的形勢下，我國通過實施積極的財政政策和寬松的貨幣政策，擴大國內市場內需，刺激經濟增長，在全球主要經濟體中率先實現經濟企穩，并于2009年上半年完成了“V字型”復蘇，2009年11月我國CPI實現同比正增長。隨著經濟刺激政策的效果不斷延續，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%，創下22個月以來新高后，2010年末，我國宏觀經濟政策由保增長轉向抗通脹，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界研究的熱點。

一、文獻綜述

國內外關于我國通貨膨脹成因的研究，　大致可以分為四類：

1．　貨幣數量拉動的通貨膨脹。Chen（1997）研究了我國長期內貨幣需求量與通貨膨脹的相互作用機制；Hasan（1999）驗證了貨幣供應量的增長對我國通脹的推動作用；　劉霖、靳云匯（2005）通過協整檢驗，分析了貨幣供應、通貨膨脹與經濟增長的相互關系；而孟祥蘭和雷茜（2011）則進一步從長期和短期視角對這一問題進行了分析，　發現短期內物價水平與貨幣供應量之間相互促進。

2．　實體經濟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年期間產出缺口對中國通脹的影響；　王煜（2005）根據菲利普斯曲線，運用VAR方法研究了產出缺口對于我國通貨膨脹的貢獻。

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出缺口、單位勞動力成本及工資缺口、進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量、　固定資產投資以及能源價格和通貨膨脹之間的關系；范志勇（2008）基于超額工資增長率的實證研究，否認了2000～2007年中國存在“工資-通脹循環機制”；丁守海（2008）以1984～2006年數據為樣本，采用VECM模型，發現我國存在從農民工工資——城鎮勞動力工資——物價水平——農民工工資的單向循環和螺旋上漲機制。

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整關系；　張成思（2009）從人民幣匯率水平和M2/GDP兩個指標入手，分析了匯率水平傳導對我國通脹水平的影響，認為通過人民幣升值來抑制通脹的效果并不明顯。

現有的這些文獻，大都是從通脹成因的某一類型出發有所側重地選取變量加以研究，　缺乏綜合各種因素的實證分析。本文在綜合各類文獻的基礎上，選取包括經濟增長、人民幣名義有效匯率、貨幣供應量和國際大宗商品價格指數等指標的諸多變量綜合研究了通貨膨脹的形成原因。

二、實證分析

（一）模型選擇與設定

本文采用向量自回歸（VAR）模型對時間序列數據之間的關系進行分析。與單方程估計方法相比，VAR估計方法把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型擴展為由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。VAR估計方法可用于預測相互聯系時間序列的隨機擾動對變量系統的動態沖擊，并利用方差分解來識別這些沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量的影響。

（二）數據描述與處理

由于CPI、M2、GDP和CRB數據都有一定程度的季節性，為消除季節影響，　運用X-12方法對上述變量序列進行季節調整，同時為減少數據波動和消除異方差性，對各變量序列取自然對數。本文實證分析結果均通過EVIEWS6.0軟件實現。

（三）ADF單位根檢驗

在建立VAR模型之前，需要進行單位根檢驗，以確定變量之間的協整性，本文采用ADF單位根檢驗，檢驗時依據AIC最小化原則確定是否包含趨勢項和常數項，具體檢驗結果見表1。ADF單位根檢驗結果表明，lnCPI、lnM2、lnGDP、lnNEER和lnCRB序列在5%的顯著性水平下均接受原假設，為非平穩序列，但上述變量序列一階差分后，均拒絕原假設，為平穩序列，且所有變量序列均是一階單整的。

2．　滯后階數確定

為確定VAR模型的滯后階數，本文依據LR、FPE、AIC、SC和HQ五個準則來判斷滯后階數，具體情況見表4。表4顯示，　依據AIC、SC和HQ三個準則選出的最優滯后階數為1階，因此將VAR模型的滯后階數確定為1階。

3．　穩定性檢驗

（六）脈沖響應函數

2．　貨幣供應量增長率對通貨膨脹率的沖擊。貨幣供應量增長率沖擊對通貨膨脹率的影響路徑是先上升達峰值后再逐漸衰減。具體情況是：一個百分比的lnM2沖擊對lnCPI的正向影響在18個月左右達到0.0028的峰值，隨后正向影響逐漸減弱，從第37個月開始轉為負向影響，且負向影響呈緩慢增強趨勢。

3．　經濟增長、　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正負向影響期間的長短和影響峰值到達時期不同。lnGDP沖擊對lnCPI的正向影響期為28個月，　峰值在第11個月出現；lnCRB沖擊的正向影響期為26個月，峰值在第9個月出現。lnGDP沖擊對lnCPI的負向影響從第29個月開始，峰值在第41個月左右出現；而lnCRB沖擊從第27個月開始產生負向影響，峰值在第39個月出現。

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，　無論是正向或負向影響均較小，　表明lnCPI對lnNEER沖擊的反應很不敏感。

（七）方差分解

其中，lnCPI對自身的貢獻度在滯后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%左右的貢獻度，其后基本平穩，成為引起通貨膨脹率變動的主要原因。lnGDP對lnCPI變化的貢獻度在滯后15個月左右逐漸穩定，其后一直在25%上下波動。lnM2對lnCPI的貢獻度在初期直至滯后25個月左右逐漸上升，其后貢獻度基本穩定在22%左右的水平。LnCRB的貢獻度在經歷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個月以后基本穩定在接近16%的水平。因此可以認為，短期內，我國通貨膨脹壓力主要來自公眾對通貨膨脹的適應性預期，在滯后一年以上的長期內，通貨膨脹的成因較為復雜，除公眾對通貨膨脹的適應性預期這一主導因素外，經濟增長、貨幣供應量的擴張和輸入性通脹均造成一定的通脹壓力。

三、研究結論

本文基于2000年1月至2011年12月的我國宏觀經濟數據，運用VAR模型考察了貨幣供應量、經濟增長率、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作用機制，結合脈沖響應分析和方差分解分析，得出以下結論：

第一，貨幣供應量、經濟增長率、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定的均衡關系。通貨膨脹率受到自身沖擊時的反應程度顯著大于貨幣供應量增長率、經濟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不敏感。

第二，無論是短期或長期，公眾對通貨膨脹的適應性預期都是導致通貨膨脹的最重要因素，與短期不同，長期內隨著經濟過快增長對投資和消費的拉動作用、貨幣供應量擴張以及輸入性通脹的時滯效應逐步釋放，通貨膨脹率上升的壓力也隨之增加。因此，在短期內治理通脹的政策應以降低公眾對通貨膨脹的適應性預期為主，長期內應在權衡通貨膨脹和經濟增長的同時，綜合考慮通脹預期、貨幣供應量擴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貶值現象同時存在，對外升值僅在某種程度上緩解部分輸入性通脹，而對內貶值則助長了通貨膨脹壓力，人民幣對外升值和對內貶值的影響效應相互抵消。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，應當進一步推動人民幣匯率形成機制改革，增加人民幣匯率彈性，擴大匯率浮動區間，緩解巨額外匯儲備帶來的基礎貨幣被動投放。

第四，在目前全球經濟步入復蘇軌道，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。我國應當進一步推進資源價格改革和稅費改革，并在初級產品和大宗商品的國際貿易中爭取更多的定價權，防范和化解外部因素造成的輸入性通脹。

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篇8

關鍵詞：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文獻標識碼：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率)在宏觀經濟學，特別是在宏觀經濟政策制定和討論中是一個經常援引并引起關注的概念。這不僅因為實現充分就業是政府宏觀經濟政策的重要目標之一，更為重要的是，宏觀經濟政策決策者、討論者試圖依據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研究和關注相對較少，主要原因是，在中國經濟轉型時期，NAIRU相關理論對宏觀經濟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；第四部分是結論。

二、NAIRU理論綜述

（一）NAIRU概念的由來、含義

根據英國的資料，Phillips（1958）得出失業率與名義貨幣工資變動率之間呈現替代關系，Samuelson和Solow（1960）用通貨膨脹率替換貨幣工資變動率，使用美國的數據得到了“菲利普斯曲線”，其表明，失業率上升,通貨膨脹率下降；失業率下降, 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濟政策提供了依據，其政策含義是，依據“菲利普斯曲線”，宏觀經濟政策以容忍一般物價水平以不變的速度上漲為代價，實現一定的就業率。

依據Wicksell的“自然利息率（the natural rate of interest）”概念，Friedman,Milton(1968)提出了“自然失業率（the natural rate of unemployment）”假說，認為自然失業率由實體經濟力量中的供給方面決定，預期到的貨幣政策對就業沒有影響，只有未預期到的貨幣政策的變化，影響就業；如果政府希望持續降低失業率在自然失業率水平之下，只有實行非預期的貨幣增長，出現非預期到的通貨膨脹；結果，為維持低的失業率水平，貨幣政策必然導致加速的通貨膨脹；在長期，“菲利普斯曲線”垂直于自然失業率水平。面對美國20世紀60年代后期出現的經濟“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，其目的是為當時美國的貨幣政策提供一個決策指標。他們定義NIRU為“這樣的一個失業率，只要實際失業率水平高于它，預計通貨膨脹將下降”。關于“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”的斜率是負的；在長期，“菲利普斯曲線”垂直于自然失業率。在兩種極端情形之間，受貨幣主義自然失業率的影響，Modigliani和Papademos認為，正如在美國1953至1971年的情況，“菲利普斯曲線”在高失業率水平相對平坦，在低失業率水平接近于垂直。這樣，在“菲利普斯曲線”上，存在一個失業率區間，在這個區間內，通貨膨脹率是相對穩定的，這個區間內的失業率就是NIRU；實際失業率低于這個區間的下界時，隨失業率逐漸減少，通貨膨脹率上升的概率增加；實際失業率高于這個區間上界時，隨失業率升高，通貨膨脹率下降的概率增加（如圖1）。

早期凱恩斯主義者認為菲利普斯曲線是相當平坦的，特別是在高失業率的情況下，可以較低的通貨膨脹率上升為代價增加就業；而貨幣主義者認為菲利普斯曲線是相當陡峭的，擴張性的需求管理政策產生高的通貨膨脹率，但降低失業率的效果不明顯。這樣，無論凱恩斯主義，還是貨幣主義者都認為，在短期，菲利普斯曲線上存在一個失業率區間，在這個區間，通貨膨脹沒有上升和下降的壓力。這樣，盡管對政府參與經濟的態度不同，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濟學理論黏合在一起得到的一個概念，依其實施凱恩斯主義的政策（宏觀經濟政策可以影響失業率水平），但其邏輯來源于“自然失業率”假設（宏觀需求管理的政策有一定限制）。

多數文獻明確界定NAIRU為這樣一個失業率，當經濟中的實際失業率低于NAIRU時，通貨膨脹率有上升的趨勢；當經濟中的失業率高于NAIRU時，通貨膨脹有下降的趨勢；當經濟中的失業率等于NAIRU時，通貨膨脹率不變。不過，依據這樣的定義，NAIRU概念的理論邏輯基礎并非那么明確，文獻中NAIRU的含義存在一些模糊不清之處。一些文獻沒有區分NAIRU和自然失業率概念，例如，Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)。但大多數經濟學家認為,貨幣對經濟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致貨幣在短期是非中性的。由此，涉及NAIRU的文獻中，多數文獻都或明或暗地假定NAIRU是短期的自然失業率，或者直接稱之為the Short-run NAIRU，在涉及自然失業率假設時，更強調自然失業率對應的通貨膨脹率為零，貨幣政策對自然失業率沒有影響。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，而長期NAIRU并不能估計。這是自然失業率和NAIRU概念在不同文獻中存在的細微差異。

（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構，例如勞動力中性別結構的變化影響NAIRU的高低；二是勞動生產率的變化，例如生產率增長慢時，NAIRU可能出現短暫的增加，而勞動生產率的上升，降低ANIRU水平；三是勞動力市場和產品市場的一些變化，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的變化、職業培訓等因素降低NAIRU；四是勞動力和廠商在決定實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，在不同的國家和地區，影響NAIRU的因素存在很大的差異。

（三）NAIRU在經濟決策中的運用

在宏觀經濟政策討論中，NAIRU之所以得到廣泛的關注，主要體現在三個方面，一是在經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，如果失業率高于NAIRU，則預計通貨膨脹率有下降的壓力，如果失業率低于NAIRU，預計通貨膨脹率有上升的壓力；二是在經濟理論中，NAIRU可以用來作為理解通貨膨脹原因的起點；三是在宏觀經濟政策選擇中可作為一個評判宏觀經濟形勢的指標，特別是對于貨幣政策而言，當失業率低于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，當失業率高于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。

在宏觀經濟政策中運用NAIRU概念作為先行指標時需要注意一些問題（Marcoa.Espinosa-Vega，Steven Russell,1997）。依據NAIRU概念，當實際失業率低于NAIRU時，通貨膨脹率有上升的趨勢，應實施緊的貨幣政策；當實際失業率高于NAIRU時，通貨膨脹率有下降的趨勢，應實施松的貨幣政策。這個貨幣政策規則暗含的一個假定是，勞動力供給和需求的變化導致的工資率的變化將傳導到一般物價水平，這是一個十分嚴格的假定。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，以維持幣值穩定為目標的貨幣政策的效果有限。NAIRU理論另外一個暗含的假定是，失業率的變化是貨幣政策變化的結果，或者說是總需求變化的結果，這樣只要調整貨幣政策的方向，就可以調整失業率，可以影響通貨膨脹。然而，影響實際失業率的因素很多，在很多情況下，貨幣政策并不一定能夠影響實際失業率。還可以從另外一個角度看利用NAIRU作為宏觀經濟先行指標的局限性。在時間先后上，物價水平的變化和失業率的變化有三種關系：同步，一般物價水平的變化先于實際失業率的變化，失業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效果不是很理想。

三、NAIRU理論在中國的適用性探討

實現最大限度的就業、維持物價水平穩定是在社會經濟轉型時期中國面臨的重要問題之一。如果宏觀經濟政策能夠同時解決這兩個問題，當然是最佳的選擇；如果能夠實現帕累托改進，解決一個問題，而不影響另外一個問題，當然也是一個好的結果；如果不能實現帕累托改進，那么需要進行權衡和取舍，這種就業和通貨膨脹率之間的取舍所面臨的約束在經濟學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。

回顧經濟理論的發展，無論凱恩斯主義，還是貨幣主義都承認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驗關系，其并沒有明確的理論基礎（James K. Galbraith，1997）。這里通過考察通貨膨脹率和失業之間的關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，失業率和通貨膨脹率變化趨勢之間的關系存在多種可能。一種情形是，總需求首先增加，引起物價水平上升，供給增加，然后失業率下降。另一種情形是，首先勞動力需求大于供給，失業率下降，實際勞動工資率上升，假若工資是企業成本的重要部分，持續工資上漲推動通貨膨脹率上升。這兩種情形下失業率和通貨膨脹率遵循短期菲利普斯曲線表述的統計關系。在美國、西歐，經濟政策關注的是勞動力資源的利用狀況，NAIRU理論暗含的假定是，就業率的變化影響實際工資，而實際工資是廠商的主要成本，持續工資變化最終將導致一般物價水平的變化；進一步的假定是，就業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。通貨膨脹率和失業率之間還有另外一種可能關系，通貨膨脹率和失業率之間并沒有統計上的關系，短期的菲利普斯曲線并不存在，這種情形主要存在于轉型國家，或者發展中國家。失業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；當勞動力市場的均衡和商品市場的均衡聯系相對比較弱，通貨膨脹率和失業率的統計聯系就會相對弱，甚至統計上沒有關系，菲利普斯曲線就不存在。

在中國社會經濟轉型時期，（1）城市勞動力市場和農村勞動力市場存在一定程度的分隔，勞動力市場二元結構特征明顯；勞動力在農村的生產率相對于在城市的低，農村存在一定程度的隱性失業。（2）1979年以來,對城鄉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工資率上升的壓力。（3）無論實際工資率的變化，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、壟斷部門等的工資形成機制呈現剛性，即使在失業十分嚴峻的情況下，實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、城鎮集體單位、其他類型企業職工的平均工資分別為1993年的6.26倍、5.02倍和4.02倍。（4）經濟增長沒有帶來相應的就業增長（林秀梅，王磊，2007；李駿嫻，薛江，2007；蔡，都陽，高文書，2004）。因此，在中國經濟轉型時期，城市就業率和一般物價水平聯系較弱，有時關系不大，失業率和通貨膨脹率的聯系較弱，并不存在短期菲利普斯曲線所表明的邏輯關系。同時，在中國經濟轉型時期，沒有證據表明通貨膨脹率的上升是城鎮就業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居民就業，降低了城鎮居民失業率。因此，在中國依據NAIRU作為判斷通貨膨脹變化趨勢的先行指標具有一定的局限性。

上述結論可通過考察通貨膨脹率和失業率數據得以驗證。1980年至2007年的城鎮登記失業率和通貨膨脹率的散點圖（見圖2）、失業率和通貨膨脹率的簡單相關系數（-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率和通貨膨脹率之間的基本統計關系，即相對于低失業率水平，高失業率水平的通貨膨脹率相對較低。從圖3看，相對于高失業率水平，在低失業率水平，通貨膨脹率增加的幅度高，次數多。同時，在不同時間段，通貨膨脹率和失業率之間的變化趨勢也表現出明顯的不同特征。例如，1980年至1984年，在通貨膨脹率逐年下降的同時，失業率也在逐年下降；在1998年至2003年，通貨膨脹率為負值的情況下，城鎮失業率水平呈現上升趨勢。這些都和中國轉型時期勞動力市場的復雜結構吻合。

對中國的菲利普斯曲線研究的文獻眾多（范從來，2000；趙博，雍家勝，2004；曾利飛，徐劍剛，唐國興，2006），但中國經濟處于急劇的轉型過程中，并沒有獲得一個一致的中國菲利普斯曲線，這些都實際上和中國的勞動力市場結構有關。因此，建立在菲利普斯曲線基礎上的NAIRU在中國不能成為實施宏觀經濟政策的先行指標。

四、中國NAIRU的估計

（一）NAIRU估計的文獻回顧

由于NAIRU在宏觀經濟政策中的重要性，對NAIRU估計成為NAIRU研究中最重要的內容，多數涉及NAIRU的文獻都是關于NAIRU估計的。已有文獻對NAIRU的估計方法大體可分為三類：依靠勞動力市場結構、勞動生產率等因素估計NAIRU，依據菲利普斯曲線估計NAIRU，完全依據失業率數據估計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者的選擇行為為基礎，建立決定NAIRU的方程，但暗含的假設條件太多，實用性較差，應用這類方法估計NAIRU的文獻20世紀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。本文對第二種和第二種NAIRU估計方法簡單回顧。

早期研究者Modigliani和Papademos（1975）完全從菲利普斯曲線出發，對NAIRU的值進行了估計。基本方程是=C++b(-1)+c,其中表示通貨膨脹率，C為常數，UA為實際失業率，(-1)為通貨膨脹率的滯后項，為勞動生產率。估計C、?琢、b、c值后，給定一個能夠容忍的穩定的通貨膨脹率，就可以推導出NAIRU的值。以后的文獻采用了一個附加預期的菲利普斯曲線方程，最簡單的方程為，=e-?琢(U-U*)+?淄，其中為實際通貨膨脹率，e為預期的通貨膨脹率,U為實際失業率，U*為NAIRU，?淄為供給方面的沖擊。當預期的通貨膨脹率e等于實際通貨膨脹率，通貨膨脹率將保持不變，則實際失業率U等于非加速型通貨膨脹下的失業率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。對預期的通貨膨脹率e有各種假定，最簡單的假定為隨機游走模型為，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，在關于?淄假定條件下，使用P、U的統計數據，利用最小二乘法可以估計上式中的常數項和?琢的值，則U*等于估計方程的常數項與估計實際失業率系數?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%。上述關于菲利普斯曲線和NAIRU的估計有很多暗含的假定，文獻中從這個角度估計NAIRU的方式，可歸結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,?仔為預期通貨膨脹率，u為實際失業率，為NAIRU,X為供給沖擊，?著表示序列不相關的誤差項，其中?茁(L)、?啄(L)、?酌(L)為滯后算子的多項式。上式中預期的通貨膨脹率?仔是一個不可直接觀察和統計的變量，必須對其假定，文獻中的假定有?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，美國實際失業率下降后并沒有出現通貨膨脹率上升的趨勢，由此，從20世紀90年代估計NAIRU的文獻側重于假定NAIRU是變化的。變化方式有多種假定，一些文獻假定是離散的，隨環境的變化在不同時間的值不同；還有一些文獻假定NAIRU依賴于勞動生產率等因素，即=?準′St；更多文獻認為NAIRU隨機的，通常假定ut=+?濁t，其中?濁t~N(0,?姿?滓),并且對所有t、?子的，E?濁t?著?子=0。對于還可以依據具體情形有其他假定，例如，Thomas Laubach（2001）假定=+?滋t-1+?濁t，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際失業率的時間序列數據本身進行估計，暗含的假定是，實際失業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，上式變為u=?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,利用通貨膨脹率和實際失業率的數據估計了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*分別為實際失業率和NAIRU,然后得到U*+?淄/?琢=U+Ⅱ/?琢，上式右邊為已知數據，上式左邊U*表示一種趨勢變量，?淄/?琢表示供給沖擊，應用HP濾波技術(Hodrick,Prescott,1997)得到NAIRU的值。

（二）對中國NAIRU的初步估計

由于中國轉型時期通貨膨脹率和失業率之間的關系復雜，估計一個在經濟理論和統計關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）認為預期擴展的菲利普斯曲線對我國尚不具有適用性。多數經濟學家承認，精確估計NAIRU是一個不可能完成的事情，復雜的估計技術并不一定比簡單的估計技術更有效。例如，Ray C.Fair(2000)認為一些文獻中關于NAIRU的動態設定是不精確的，在低的實際失業率水平，失業率和價格之間的關系是非線性的。這里從菲利普斯曲線和單純城鎮失業率數據兩個角度對城鎮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為失業率，?淄t為其他變量的沖擊。估計結果為?仔t=15.8-3.44Ut，其中，常數項和失業率的t統計量、F統計量都能在5%的臨界水平通過檢驗；修正的R2=0.1555,這表明在統計意義上通貨膨脹率變化可歸因于失業率變化的比例很低；DW統計量為0.8969，在樣本數為28的情況下，接受殘差項存在正一階自相關的假設。一般認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，結果為?仔t=10.37-2.71Ut+0.54?仔t-1，其中，常數項和失業率的t統計量、F統計量在5%的臨界水平通過檢驗；修正的R2=0.4761；DW統計量為1.5748，在樣本數為27的情況下，殘差項不拒絕零自相關的虛假設。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。盡管假定失業率變化引起的實際工資率變化導致通貨膨脹率變化的邏輯不符合中國經濟轉型時期的邏輯，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，在城鎮登記失業率低于3%時，多數情況下出現了通貨膨脹。

和存在成熟勞動力市場的美國、西歐不同，中國城鎮失業率不僅和經濟中總需求和總供給變化有關，也和經濟轉型過程中對城鄉勞動力流動約束的變化、國有企業改革、經濟結構的調整等因素有關，由此中國NAIRU是隨時間變化的。不過，影響城鎮失業率變化的這些變量很難量化，這里利用HP濾波估計城鎮失業率中的非周期部分，可作為中國城鎮NAIRU的替代，結果如表1。

五、結論

在中國經濟轉型時期，中國勞動力市場存在一些摩擦因素，城鄉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概念在中國宏觀經濟政策決策中作為先行指標也具有很大的局限性。

由于中國勞動力市場的特殊結構，依靠擴張性的宏觀經濟政策提高中國的就業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、提高勞動者的職業轉換能力等微觀政策對于降低中國失業率將具有事半功倍的效果。

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篇9

關鍵詞： 最優通貨膨脹率；中央銀行；效用函數

中圖分類號：F822.5；F832

一、引言

物價穩定和經濟增長是經濟協調、均衡發展的標志，實現低通貨膨脹率條件下的高經濟增長率是各國貨幣政策的理想目標。但是，大量的理論研究和政策實踐表明，低通貨膨脹率和高經濟增長率的雙重目標難以共同實現，各國中央銀行只能根據當前形勢在二者之間取舍，選擇適度的通貨膨脹率和經濟增長率組合作為貨幣政策的最優目標。從而，最優通貨膨脹率和經濟增長率之間的權衡和選擇，成為各國中央銀行貨幣政策框架的研究重點和實踐焦點。

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提出的“最優通貨膨脹目標”理論，他們認為各國的中央銀行都具有包括通貨膨脹率、經濟增長率或失業率等政策規則參數的特定效用函數，并確定能夠最大化效用函數值的參數值。其中，能夠實現中央銀行效用水平最大化的通貨膨脹率即為“最優通貨膨脹目標”，貨幣政策的制定和修正便以此為參照目標。該理論一經提出就引起宏觀經濟理論研究領域的廣泛關注。

Walsh （1992）利用Lucas （1972）的理性預期模型，對中央銀行效用函數進行研究，發現中央銀行對于“最優通貨膨脹率”的抉擇具有政策傾向，這在相當程度上解釋了發展中國家通貨膨脹率居高不下的現象，因此也得到了廣泛的理論和實證支持。Sevnsson （2001）進一步提出了最優通貨膨脹目標制的具體操作標準――“靈活通貨膨脹目標制”，極大增強了該理論的實際操作性。

“最優通貨膨脹目標”理論也在貨幣政策實踐領域被廣泛采用。自1990年新西蘭中央銀行引入通貨膨脹目標制以來，已經有將近30個國家加入這個行列。在長期的政策實踐中，通貨膨脹目標制促成了中央銀行更系統連貫的內部決策過程，并且強化了宏觀政策價值取向前所未有的責任感，以及經濟體系中的各部門間 （公共部門和私人部門）更透明的溝通和交流。正如King （2002）所說，最優通貨膨脹目標制所實現的貨幣穩定與經濟穩定是歷史上罕見的。

由于實行最優通貨膨脹目標制的中央銀行在過去取得巨大成就的示范效應，全球經濟學家和主流規范的決策者非常關注該學術和政策領域的發展動向。然而，國內學者卻關注較少，對中國最優通貨膨脹率的研究文獻也主要集中于經濟增長和通貨膨脹的相關性研究，而很少涉及中央銀行效用最大化的通貨膨脹動態最優化分析。本文試圖利用前人提出的中央銀行效用函數模型，結合中國的實際數據，采用VAR模型（脈沖響應）與動態最優化等分析方法，探究實現中央銀行效用最大化的最優通貨膨脹率。

本文內容安排如下：第一部分為引言；第二部分介紹中央銀行效用函數模型及其參數構成；第三部分采用平穩性檢驗、Ganger檢驗、VAR模型等方法分析經濟增長和通貨膨脹的相關關系及相互作用機制的路徑；第四部分采用動態最優化方法，研究實現中央銀行效用最大化條件下的最優通貨膨脹率；第五部分為本文研究結論及政策含義。

二、中央銀行的效用函數

中央銀行的貨幣政策取舍非常關注通貨膨脹率穩定和實際經濟穩定。通貨膨脹率穩定由通貨膨脹率缺口表示，即實際通貨膨脹率對目標通貨膨脹率的偏離；實際經濟穩定由實際產出缺口表示，即實際產出對潛在產出的偏離。一般而言，中央銀行的效應水平由通貨膨脹率缺口和實際產出 （或失業率） 缺口決定，由此中央銀行效用函數可以表示為公式 （1）：

其中，，和分別表示期的實際產出、通貨膨脹率、中央銀行效用水平；和分別表示潛在產出和最優通貨膨脹率目標；參數表示中央銀行在產出擴張和通貨膨脹之間的相對權重。

Barro and Gordon （1983） 認為實際產出對潛在產出的正向偏離 （）能夠增加中央銀行效用，表現為經濟超預期增長，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，表現為實際通貨膨脹率對目標通貨膨脹率的偏離 （正向或負向），所以 （） 以負平方的形式進入效用函數。①

獲得具體的效用函數模型之后，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際產出變量的權衡缺乏統一標準、政策目標的不明確和不透明，以及政策目標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效用函數作為中央銀行的操作目標，明晰目標變量及其權重，解決目標變量的穩定性與跨期替代問題，并為目標變量提供明確的順序設計。具體而言， 期的跨期效用函數等于現期效用函數與未來各期效用函數的現值之和，即公式 （2）：

其中， 表示以期為基期，未來期的跨期效用函數； 表示貼現率。

另外，和分別是基于期的信息對未來期通貨膨脹率和實際產出設計，和 分別表示通貨膨脹率和實際產出的設計路徑。以和為自變量的期跨期效用函數可以表示為公式 （3）：

對于公式 （3），只要能將和表示為的函數，并確定和的數值，跨期效用函數將提供通貨膨脹率與實際產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值最大的通貨膨脹率與實際產出組合，就可作為貨幣政策目標。

一般而言，無論通過哪些中間目標，貨幣政策最終目標都著眼于 “充分就業、穩定物價、經濟增長和國際收支平衡”。然而在經濟發展過程中，貨幣政策要同時滿足四項目標的要求，事實上是不可能的，所以各國都以其中一項作為主要目標。②中國的貨幣政策實踐一直把“維持幣值穩定，并促進經濟增長”的雙重目標作為最終目標。因此，以上中央銀行效用函數的分析框架適合用作中國情況的實證研究。

三、通貨膨脹和經濟增長的相關形成路徑設計

在以上中央銀行效用函數的分析框架基礎上，本文擬結合中國的情況，從通貨膨脹和經濟增長的實證路徑入手，探索中國最優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濟增長的相關形成路徑，并利用脈沖響應函數 （Impulse Response Function）分析二之間的相關關系。

經濟增長的度量可以選取實際GDP增長率（y）；通貨膨脹率的度量可以選取消費價格指數（CPI）的變化率（π）。樣本數據取自1978-2010年中國實際GDP增長率和消費價格指數的年度數據，數據來源于《2010年中國統計年鑒》 和國家統計局官方網站。

（一） 數據實證檢驗

在建立通貨膨脹和經濟增長的路徑模型之前，為了避免模型的 “偽回歸”現象，首先要求兩組變量都通過平穩性檢驗、Granger因果關系檢驗，然后才能建立VAR模型，分析它們的形成路徑和相關關系。利用Eviews6.0軟件，采用ADF檢驗法對y和π進行平穩性檢驗，結果如表1所示：

平穩性檢驗結果表明y和π都是平穩序列，二者之間可能存在長期均衡關系；另外，為了證實變量之間是否存在因果關系，還需要進行Ganger因果關系檢驗，檢驗結果見表2。④

Ganger檢驗結果表明，在滯后階數為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，y和π之間存在雙向的因果關系，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

通過平穩性檢驗和Ganger檢驗證實了GDP增長率 （y） 和通貨膨脹率 （π）之間存在的均衡關系和因果關系，可以建立以y和π為變量的VAR模型。見公式 （4）：

VAR模型的估計結果見表3：

估計結果表明模型中和截距項的回歸系數，以及模型中項的回歸系數未能通過檢驗；剔除VAR模型中未通過檢驗的變量，并重新估計，得到關于和π相關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相關形成路徑，可以得出以下實證分析結論：

（1） 與正相關，與正相關，說明經濟增長和通貨膨脹都具有慣性增長效應；

（2） 與 負相關，反映了宏觀經濟政策的反周期作用；

（3） 和對的回歸系數偏低 （分別為-0.26和0.17），說明通貨膨脹對經濟增長的影響并不顯著；

（4） 與正相關，反映了經濟增長從社會總需求方面對價格水平的推動作用；

（5） 與負相關，反映了經濟增長從社會總供給方面對價格水平的制約作用；

（6） 和對的回歸系數較大 （分別為1.263和-1.095），說明經濟增長對通貨膨脹的影響非常顯著。

從以上結論可看出，在短期內（1年），一年前的GDP增長率對當年的通脹率回歸系數是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年物價的上漲；在長期 （1年以上），二年前的GDP增長率對當年的通脹率回歸系數是-1.05 （絕對值大于1），說明二年前的投資產能經過一年釋放出來，從社會供給方面制約了物價的上漲。

(三) 脈沖-響應分析

基于VAR模型的脈沖響應分析圖，能夠直觀反映通過因變量對于自變量沖擊的響應程度，進而揭示變量間的相互作用機制。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分析圖⑥，見圖1：

脈沖響應分析圖表明：

（1） 對于GDP增長率一個Cholesky標準差信息沖擊，通貨膨脹率的響應在第三年達到最大值2.4556，隨后逐漸減小，到第五年變為負影響，并逐漸消失。這說明，經濟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、穩定的推動作用。

（2） 對于通貨膨脹率一個Cholesky標準差信息沖擊，GDP增長率的響應在第一年達到最大值0.4843，隨后迅速變為負影響，到第三年變為最小值-0.8085，并迅速減弱，到第七年以后影響逐漸消失。這說明，由于經濟增長的慣性作用，當通貨膨脹發生時，經濟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經濟增長的原有趨勢，由于宏觀經濟政策存在種種時滯，各種因素將交織在一起相互作用，從而通脹對經濟增長的影響也更加持久和復雜。因此，在短期或長期，通貨膨脹對經濟增長的影響效果都不顯著，通貨膨脹對經濟增長的作用機制仍然需要進一步研究。

四、最優通貨膨脹率的測算及其實證解析

(一) 最優通貨膨脹率的測算

在以上通貨膨脹和經濟增長相關形成路徑的解析基礎上，結合中央銀行的效用函數分析，就可以進一步測算最優通貨膨脹率。最優通貨膨脹率的測算方法和測算結果，將為貨幣政策的中介目標和最終目標的路徑設定，提供非常重要的理論參數參照系。

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，并確定和的數值，通過求解期跨期效用函數最大值，進而就可以確定最優通貨膨脹率和GDP增長率目標。根據本文第三部分的分析結果，通貨膨脹率和GDP增長率路徑對時間變量的函數表示為公式 （6）（詳細過程及各參數值請參見附錄1）。

公式 （6）表明，GDP增長率和通貨膨脹率都具有穩態值：；；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穩態解的表達式（詳見附錄2）。通過求解等式：；得到實現期的最優通貨膨脹率 ，見公式（7）：

引入本文附錄1、3中各參數值，測算出基于t期信息，中央銀行實現跨期效用最大化的最優通貨膨脹率為4.29%，這一最優值水平低于穩態值水平。

（二） 最優通貨膨脹率的實證解析

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的動態最優化分析，本文的實證分析顯示：

1.經濟增長率和通貨膨脹率的穩態解分別為10.12%和5.08%。在長期中，通貨膨脹率的動態最優解為4.29%；

2.通貨膨脹率的最優值低于穩態值，說明中央銀行如果堅持奉行“低通貨膨脹目標”的貨幣政策，將能夠在長期中獲得更大的效用水平；

3.中國最優通貨膨脹率的解析值，高于國際 （主要工業化發達國家）所認同的2%最優通貨膨脹目標，這一偏差的產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致對貨幣政策目標的定位差異。中國人民銀行的貨幣政策具有“維持幣值穩定，并促進經濟增長”的雙重目標，從而在對經濟增長和通貨膨脹的權衡中相比其他發達國家有更高的通脹容忍水平；二是實證數據周期內中國實際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路徑中，所匹配的最優通貨膨脹率水平也可相應較高。

需要特別說明的是，由于GDP增長率和通貨膨脹率的路徑設計都是基于本文實證數據周期的歷史數據，這一時期恰好是中國經濟轉軌、分工發展、模仿性技術進步、工業化及城鎮化起步至加速過程。然而在更長周期的視角中，GDP增長率由資源稟賦決定。隨著中國經濟發展階段進入工業化后期，資源利用將突破劉易斯拐點，閑置資源逐步減少，GDP增長率具有逐步降低的趨勢。因此，本文利用歷史數據計算GDP增長率的穩態解為10.12% （最優通貨膨脹率的穩態解5.08%和最優解4.29%），此結論可能僅適用于本文實證數據周期，對未來也許沒有趨勢性可信度。

五、結論及政策含義

本文的實證研究結果表明⑧：

經濟增長對通貨膨脹具有顯著的助推作用。“低通脹、高增長”的雙重目標難以實現。長期以來，在追求經濟高增長的激勵機制作用下，貨幣政策也主要呈現出“高增長、高通脹”的政策效果。

雖然貨幣政策定位于 “維持幣值穩定，并促進經濟增長”的雙重目標，但是實證觀察到的最終效果偏向于優先促進經濟增長。由于GDP核算的是以貨幣計量的國民收入流量，伴隨著本文實證數據周期的高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，出于對宏觀經濟 （總量和結構）的存量和流量均衡維持的需求，貨幣政策的貨幣供應量參數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聯。

因此，以上結論對貨幣政策的認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“經濟增長對通貨膨脹具有顯著的助推作用”實證結論，進行貨幣政策的定位反思，以確定是否要延續“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，在時間周期內累積的貨幣存量，是通過什么樣的作用機制和時間路徑，對下一期的通貨膨脹產生了什么樣的實質性影響？也就是說，通貨膨脹的貨幣政策存量累積效應，也是貨幣政策再認識的一個非常重要問題。⑨

由此，對最優通貨膨脹率的把握，才有其針對性的貨幣政策含義。即便是在本文實證數據周期的高GDP增長過程中，中央銀行的 “低通貨膨脹目標”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濟發展模式轉型和經濟結構調整過程中，中國宏觀經濟將更加注重質量提升從而要求趨勢性的平穩增長 （增長水平小于上一階段），“低通貨膨脹目標”的貨幣政策定位將更加符合中央銀行效用函數特征和宏觀調控的要求。這一政策趨勢已然從現有的貨幣政策價值取向中有所反映。

在最優通貨膨脹率的國際貨幣政策實踐中，相比較而言其他主要發達工業化國家追求價格水平和經濟增長雙穩定，尤其注重控制通貨膨脹，其中央銀行的政策目標相對單一，而且獨立性也相應較強，因此能夠將通貨膨脹長期控制在較低水平 （比如2%）。這些中央銀行獨立性和貨幣政策穩健性經驗，對于中國十二五期間國民經濟總體發展規劃所要求的貨幣政策職能定位，在貨幣政策實踐方面有明確的借鑒價值。

此外，本文的分析還指出，由于實證揭示的通貨膨脹對經濟增長的影響也更加持久和復雜，貨幣政策很難根據觀察到的通貨膨脹率做相機抉擇的反周期調控。在考慮了GDP增長和貨幣政策對通貨膨脹的累積效應后，當期的通貨膨脹率很可能只是一個表象，相機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，在最優通貨膨脹率的政策邏輯下，動態的最優貨幣政策取向，就是重新回到跨期的通貨膨脹率和經濟增長的最優權衡路徑中。

附錄：

1.通貨膨脹率與GDP增長率對時間的函數設定

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，但是通貨膨脹對經濟增長是否構成影響仍然值得商榷。因為，對經濟增長產生實際影響的，很可能是根據通貨膨脹制定的反周期宏觀調控政策，而非通貨膨脹本身。而且模型中和偏低的回歸系數（-0.26和0.17）說明，即使通貨膨脹能對經濟增長產生實際影響，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）轉化為附錄公式1.1：

關于貼現率 （）的設定，可以基于“中央銀行以五年經濟規劃周期作為制定貨幣政策的時間跨度”的假設。如果該假設成立，則意味著下一個五年規劃中任意一年的效用現值將趨近于0，即有：，⑩ 當前效用（）與五年后效用現值（）的自相關函數為公式3.2：

其中表示與的相關系數，由于與之間的時間跨度為一個完整的經濟規劃周期 （5年），經濟發展處于相似的經濟周期狀態，!則與應該具有極高的相關性，設定，則。Bartlett（1978）曾證明，如果 則近似存在，其中 表示樣本數。那么在5%顯著水平下， 的置信區間為：[-0.341,0.341]，由于存在，則所在區間為[0，0.806]，選取區間右側臨界值0.806作為貼現率 （）。

由于1978-2010年中國的通貨膨脹率（π）與GDP增長率（y）都是平穩序列，但是其波動性較大。選取各序列的中位數作為公式3.1中和的初始值，即：； 。將表1.1中各參數值代入公式3.1，得到中國最優通貨膨脹率（）等于4.29%。

注釋：

①Barro認為發展中國家的貨幣政策兼顧 “穩定物價、促進增長”兩大目標，所以正向產出缺口能夠增加中央銀行效用；發達國家的貨幣政策注重“產出和物價雙穩定”，任何方向的產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：。由于中國屬于發展中國家，中國人民銀行的職能明確定位于“穩定物價，并促進經濟增長”，因此本文認為中國人民銀行具有效應函數 ，即公式 （1）。

②經濟發展比較快速穩健的國家，都把穩定物價作為貨幣政策的首要目標或唯一目標。1990年，新西蘭率先提出，貨幣政策應當以控制通貨膨脹為唯一目標。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檢驗模型包含截距項，不含時間項，差分滯后項階數依據SIC準則確定。

④由于VAR模型并不反映變量之間的因果關系，所以需要進行Ganger因果關系檢驗。

⑤采用滯后長度標準 （Lag Length Criteria） 確定VAR模型的滯后階數。

⑥分別是π對y的脈沖響應函數，以及y對π的脈沖響應函數。

⑦此結論可能僅適用于本文實證數據周期，對未來階段也許并沒有趨勢性可信度。

⑧該實證結果在本文實證檢驗的數據周期內，該數據周期對應著經濟周期和政策周期。

⑨這也是本文分析邏輯中，需要進一步延伸的研究問題。

⑩由于，如果 則， 。

!一個完整經濟周期具有的繁榮、衰退、蕭條和復蘇4種狀態，本文認為中國的一個經濟周期為5年。

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篇10

一、改革開放以來我國經濟增長與通貨膨脹的基本情況

眾所周知，反映經濟增長情況的基本指標是經濟增長率，反映通貨膨脹情況的基本指標是通貨膨脹率。經濟增長率就是不變價GDP增長率，通貨膨脹率則可以用兩個指標來表示，一個是居民消費價格指數，即CPI，另一個是GDP縮減指數。前一個指標反映的是一定時期內用于居民消費的貨物和服務的價格變動，后一個指標反映的是一定時期內全部最終產品的價格變動。這里的最終產品包括用于居民消費的貨物和服務，用于政府消費的貨物和服務，用于投資的貨物和服務，以及用于出口和進口的貨物和服務。顯然，前一個指標所涉及的貨物和服務的范圍窄，后一個指標所涉及的貨物和服務的范圍寬。這兩個指標側重點不同，但都被認為是反映通貨膨脹情況最重要的指標。

(一)年均和累積經濟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濟增長率以及分別用CPI和GDP縮減指數表示的年均和累計通貨膨脹率數據。

本表根據《中國統計年鑒2008》中的GDP和CPI歷史數據，以及國家統計局2009年1月22日的2008年GDP和CPI數據計算。

從表中可以看出，1979-2008年，我國年均經濟增長率為9.8％，年均CPI上漲率和年均GDP縮減指數上漲率分別為5.7％和5.5％，前者比后者分別高4.1和4.3個百分點；經濟累積增長15.5倍，CPI和GDP縮減指數累計分別上漲4.2和4.0倍。可見，改革開放以來，用CPI和用GDP縮減指數衡量的年均和累計通貨膨脹率比較接近，年均和累計經濟增長率遠高于年均和累計通貨膨脹率。

(二)經濟增長率和通貨膨脹率的國際比較

表2給出了中國等4個新興經濟大國和美國等6個發達國家1979-2007年年均經濟增長率以及分別用CPI和GDP縮減指數表示的年均通貨膨脹率。可以看出，中國在實現年均9.8％的高速經濟增長的情況下，通貨膨脹率遠低于經濟增長率；日本在實現2.4％的年均經濟增長率的情況下，通貨膨脹率低于經濟增長率；德國在實現2.0％的年均經濟增長率的情況下，通貨膨脹率與經濟增長率基本持平；其他國家的年均經濟增長率都低于年均通貨膨脹率。其中，英國和巴西的年均經濟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濟增長率只有0.1％，年均通貨表2

CPI上漲率為1992-2007年平均數；巴西和俄羅斯的年均

CPI上漲率和年均CDP縮減指數上漲率為1996-2007年平均數；俄羅斯的年均經濟增長率為1990--2007年平均數。膨脹率高達20％以上。顯然，與上述國家相比。中國的經濟增長與通貨膨脹之間的關系處于比較好的狀態。

(三)改革開放以我國CPI上漲率與GDP縮減指數上漲率之間的關系

從歷史數據可以看出(圖1)，改革開放以來我國的CPI和GDP縮減指數之間的關系具有以下特點：1、GDP縮減指數上漲率與CPI上漲率的變動趨勢相同：CPI上漲率上升，GDP縮減指數上漲率也上升，EPI上漲率回落，GDP縮減指數上漲率也回落。2、GDP縮減指數上漲率與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；同期GDP縮減指數上漲率的最大值為20.6％，最小值為-1.3％，兩者之間相差21.9個百分點。

二、改革開放以來我國的經濟增長周期與通貨膨脹周期

下面，我們用經濟增長率數據和用CPI表示的通貨膨脹率數據分析改革開放以來我國的經濟增長周期和通貨膨脹周期。

表3和圖1給出了1979-2008年經濟增長率和通貨膨脹率數據。

(一)改革開放以來我國的經濟增長周期

從歷史數據看，改革開放以來我國的經濟增長明顯地表現為三個周期。1981-1990年為第一輪周期：1981年經濟增長處于周期的波谷，谷值為5.2％；1984年達到周期的波峰，峰值為15.2％，是改革開放以來經濟增長率的最大值；1990年回落到周期的波谷，谷值為3.8％，是改革開放以來經濟增長率的最小值。1990-1999年為第二輪周期：這輪周期從1990年經濟增長處于波谷開始，1992年達到周期的波峰，峰值為14.2％，是改革開放以來經濟增長率的次最大值；1999年回落到周期的波谷，谷值為7.6％。1999年進入第三輪周期，這輪周期從1999年經濟增長處于波谷開始，2007年達到周期的波峰，峰值為13.0％，2008年進入回落期，當年回落到9％，回落的幅度十分明顯。到目前為止，這輪周期還沒有結束。

第一輪周期經濟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。這兩個周期的經濟增長都表現出陡起平落的特點。兩輪周期的時間長度相同，都是9年。

與前兩輪周期不同，第三個周期經濟增長從波谷達到波峰用了8年時間，從波峰回落到谷底，估計所用時間不會太長，這輪周期表現出平起陡落的特點。估計這輪周期的時間長度為10年，比前兩個周期多一年。

三輪經濟增長周期，第一輪周期經濟增長的波動性最大，最大值與最小值之間相差11.4個百分點；第二輪周期次之，最大值與最小值之間相差10.4個百分點；到目前為止，第三輪周期經濟增長的穩定性最好，最大值與最小值之間只相差5.4個百分點。

從季度來看，在第二輪周期中，經濟增長率在1992年第四季度達到波峰，峰值為16.5％；隨后連續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，平均每個季度回落0.75個百分點；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，經濟增長率回落了接近10個百分點。

在本輪周期中，經濟增長率在2007年第二季度達到波峰，峰值為13.8％，隨后連續六個季度回落，2008年第四季度回落到6.8％，回落了7個百分點，平均每個季度回落近1.2個百分點。從近六個季度數據看，顯然，本輪周期經濟增長率從峰降回落的幅度遠大于前一輪周期。

本輪周期經濟增長率從峰值回落是多重因素共同作用的結果，其中既包括美國次貸危機引發的國際金融危機因素，也包括我國經濟增長的周期性因素。但是，經濟增長率回落的如此之快，國際金融危機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

從歷史數據看，改革開放以來我國的通貨膨脹也明顯地表現為三個周期。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，根據目前的變動趨勢，2008年已經達到周期的波峰，峰值為5.9％，2009年進入回落期，到目前為止，這輪周期還沒有結束。

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，通貨膨脹率呈現出在波動中上升，快速回落的特點；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；第三輪周期從波谷到波峰用了9年時間，通貨膨脹率呈現出在波動中小幅上升的特點。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；第一輪周期次之，最大值與最小值之間相差16.8個百分點；到目前為止，第三輪周期通貨膨脹的穩定性最好，最大值與最小值之間只相差7.3個百分點。

從季度來看，在第二輪周期中，通貨膨脹率在1994年第四季度達到波峰，峰值為26.9％；隨后連續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，平均每個季度下降1.9個百分點；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。

在本輪周期中，通貨膨脹率在2008年第一季度達到波峰，峰值為8.0％，隨后連續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，平均每個季度回落近1.8個百分點。

顯然，從季度數據看，到目前為止，本輪周期通貨膨脹率變動幅度也遠小于前一輪周期。

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果，其中既包括國際金融危機因素導致世界經濟增速減緩，從而導致需求下降，進而導致我國進出口產品價格下跌，也包括我國經濟增長率周期性回落因素導致國內需求下降，從而導致國內產品價格下降。其中，國際金融危機是主要影響因素。

(三)經濟增長周期與通貨膨脹周期之間的關系

通過對通貨膨脹周期與經濟增長周期進行比較可以看出以下特點：1、通貨膨脹峰值滯后于經濟增長峰值。在第一輪周期，經濟增長率在1984年達到周期峰值，通貨膨脹率在1988年達到周期峰值，后者比前者滯后四年；在第二輪周期，經濟增長率在1992年達到周期峰值，通貨膨脹率在1994年達到周期峰值，后者比前者滯后兩年；在第三輪周期，經濟增長率在2007年達到周期峰值，根據目前CPI上漲率的變動趨勢，通貨膨脹率在2008年已經達到周期的峰值，后者比前者滯后一年。可見，在三個周期中，通貨膨脹峰值都滯后于經濟增長峰值。2、通貨膨脹與經濟增長同時回落到周期的谷底。第一輪周期經濟增長在1990年回落到谷底，通貨膨脹也在1990年下降到谷底；第二輪周期經濟增長在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，通貨膨脹與經濟增長都已進入回落期，很有可能兩者在同一年到達谷底。

上述特點表明：經濟增長率上升時，往往帶動通貨膨脹率上升；經濟增長率回落時，往往帶動通貨膨脹率回落。但是，經濟增長率上升到達峰值時，通貨膨脹率往往滯后一定時期到達峰值；經濟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，經濟增長率回落時對通貨膨脹率的影響力度大于經濟增長率上升時對通貨膨脹率的影響力度。上述特點揭示了通貨膨脹與經濟增長之間的內在聯系。