發布時間：2024-01-24 15:00:13
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的通貨膨脹含義樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
【關鍵詞】通貨膨脹 治理
一、通貨膨脹的定義、度量及類型
通貨膨脹在我國一般表述為：在貨幣自由流通的條件下，由于貨幣供應量超過流通中的客觀需求量，導致貨幣貶值，從而引起物價普遍持續上漲的經濟現象。國際上是以通貨膨脹率來衡量一國通貨膨脹的程度。常用的價格指數主要有三種：消費價格指數（CPI）、批發物價指數、國民生產總值平減指數。
二、通貨膨脹成因的理論分析
通貨膨脹的產生依賴一定的社會經濟條件，因此不同國家發生通貨膨脹的原因也不同。在西方國家對通貨膨脹成因的理論分析最為流行的有三種：需求拉上理論、成本推動理論、結構失衡理論。需求拉上理論是從社會總需求角度來分析通貨膨脹的成因，認為通貨膨脹是由于社會再生產過程中社會總需求過度增加，超過了既定價格水品下的社會總供給，從而引起貨幣貶值，物價持續上漲的現象。
從當前中國經濟的現實狀況來看，在我國投資需求幅度為20%為正常，而我國現在高達了25%，特別是有些工業行業的價格不斷上漲引起了原材料價格的上漲，此屬于需求拉動型通貨膨脹。成本推進型通貨膨脹理論認為在社會商品和勞務需求不變的情況下，生產成本的提高也會引起物價水平的上漲。結構型通貨膨脹理論認為：由于經濟結構因素的變動，會導致一般物價水平的上升，或者通過推動成本上升間接助導通貨膨脹。結構型通貨膨脹一般發生在發展中國家。
三、通貨膨脹的社會經濟效應
通貨膨脹在分配和產出方面影響著社會經濟的運行。總的來說，它對社會經濟的危害遠遠大于其對社會經濟發揮的短暫刺激作用。通貨膨脹在爬行階段對經濟的增長有一定得促進作用。但是伴隨著通貨膨脹的發展，其負面效應遠遠大于其正面效應。在通貨膨脹的非爬型階段不利于經濟的增長，主要表現在：第一、通貨膨脹會扭曲國民經濟的價格機制；第二、通貨膨脹會打亂產業結構合理分布秩序。這是由于人們的心理預期，“貨幣幻覺”所產生的盲目投資會造成資源的不合理分配和浪費，從而抑制經濟的發展；最后，通貨膨脹的發展會使社會的實際投資減少。
四、我國通貨膨脹現狀及其治理
2008年，美國次貸危機嚴重沖擊了中國出口需求，中國經濟增長速度快速回落。2009年，中國通過積極地財政政策和適度寬松的貨幣政策，促進國內需求從而彌補萎縮的外部需求，實現經濟的最先復蘇。2010年前三季度中國經濟GDP同比增長10.6%，增速比上年同期加快2.5個百分點。與此同時，隨著經濟的復蘇，2010年第四季度的CPI同比增長平均處于4.7%高位，尤其在11月份達到5.1%。2011 年初數據顯示1月份CPI同比上漲4.9%，二月份CPI同比上漲4.7%左右。由此看來，我國當前的通貨膨脹壓力很大。
造成我國通貨膨脹的原因主要有二個，一是流動性過剩，另一個則是成本推動。資金流動速度快是因為中國的經濟構架有利于出口和投資。出口有助于積累大量的貿易順差和外匯儲備，反過來它也回給人民幣升值帶來壓力。人民幣升值將導致更多的外國投機資本的流入，引發更嚴重的通貨膨脹。我國以往被嚴重低估的資源，能源價格的回歸和勞動力價格逐漸上漲的趨勢都成為推高生產成本，進而推進我國的通貨膨脹，使得我國通貨膨脹呈現出成本推動的特征。生產成本的增加主要表現在糧食價格上漲、勞動力成本上升、生產資料價格上漲三個方面。我國經濟的持續增長，使居民收入水品有了大幅度提高，需求擴張，為需求拉動型通貨膨脹創造了條件。
在應對2008年的美國金融危機時，我們及時調整貨幣政策，2009年我國實施了適度寬松擴張的貨幣政策，使得貨幣供應量和銀行信貸出現了跳躍式增長。適度寬松的貨幣政策使得中國經濟已經回升，同時伴隨著物價上漲的嚴峻考驗。為了保持中國經濟的快速發展同時應對通貨膨脹的壓力，我認為具體措施有：第一，放緩我國的貨幣供應量。要從根本上控制貨幣的增長速度，首先要加快改革我國的利率和匯率機制，使人民幣匯率在合理的水平上浮動，加快實現我國利率的市場化。第二，增加農業和農產品的補貼，穩定糧食價格。證供應是阻斷價格上漲的重要手段。中國政府必須對農業和農產品進行補貼，通過政府買賣等行為，確保糧食供應，穩定糧食價格。
參考文獻
[1] 張紅偉,貨幣銀行學,四川大學出版社,2001.10第一版.
[2] 李晨,當前我國通貨膨脹的原因及對策,經濟探討,2008.6.
關鍵詞：通脹預期；測量方法；比較分析
隨著經濟的不斷發展，通貨膨脹預期管理已經成為宏觀經濟調控管理的重要環節。盡管從預期角度研究通貨膨脹的重要性日益顯現，但國內對通貨膨脹預期的探討還停留在感性認識和定性分析上，對通貨膨脹及其影響因素的規范定量研究不足。要研究通貨膨脹預期首要和核心的問題是如何獲得通貨膨脹預期的可靠數據，即如何準確合理地度量通脹預期。
預期通貨膨脹率測算的方法大體可以分為三種思路：
一、統計調查法
統計調查法獲得預期通貨膨脹率的方法是指首先通過問卷等形式的統計調查對公眾預期進行調查，若獲得是定性數據則再通過一定的方法將這些數據轉換成可用于分析的定量數據。中國人民銀行自1993年建立了居民儲蓄問卷調查制度，并與1999年進行調整。這個城鎮儲蓄問卷調查主要以定性調查為主，如："您預計未來3個月的物價水平將比現在：①上升、②基本不變、③下降、④看不準"。肖爭艷和陳彥斌（2004）首次利用中國人民銀行城鎮儲蓄問卷調查數據估算出了我國預期通貨膨脹率，文章中分別用差額統計量法和基于正態分布、Logistic分布、均勻分布的概率法將得到的定性數據轉化為定量數據，計算了中國消費者的預期通貨膨脹率，并比較了使用不同方法得到的預期通貨膨脹率。結果表明各種方法得到的預期通貨膨脹率與實際通貨膨脹率之間的偏差都比較接近，由基于均勻分布的概率法計算得到的預期通貨膨脹率的誤差最小。使用中國人民銀行城鎮居民儲蓄問卷調查數據進行通貨膨脹預期測量和相關性質研究的還有肖爭艷、唐壽寧、石東（2005）及張蓓（2009）等。
二、金融市場提取法
金融市場提取法是指利用金融市場的某些指標作為預期通脹率的代替指標或者作為判斷未來通貨膨脹走勢的預測變量。王維安、賀聰（2005）通過構建房地產均衡市場模型，在風險中性的假設前提下，利用無套利均衡定價原理，從房地產價格波動中分離出市場通貨膨脹預期。郭濤、宋德勇（2008）將利率期限結構曲線的水平因子作為預測未來通脹的有用指標。而李宏瑾等（2010）認為可將中國短期利率期限結構作為預測通脹走勢的變量。
三、計量建模方法
計量建模方法是指設定預期通脹率與某些宏觀經濟變量關系的計量經濟模型，估計該模型中的預期通脹率。趙留彥（2005）基于可觀測的月度通脹率和利率序列，設定不可觀測的預期通脹率和預期真實利率服從向量自回歸過程。在理性預期假定下將該過程改寫為狀態空間表示，根據卡爾曼濾波算法推斷預期通脹率。經驗結果顯示，以上預期形成機制假定所產生的預期通脹率是實際通脹率的無偏估計。劉金全、金春雨、鄭挺國（2006）指出通貨膨脹率預期是一種依賴相依變量的動態預測，將狀態空間模型和Hamilton（1989）的Markov區制轉移模型結合起來，在實際通貨膨脹率和實際經濟增長率的整體系統下估計通貨膨脹率預期和潛在經濟增長率。 劉雪燕、張敬庭（2008）使用SVAR方法將中國短期名義利率拆分成預期通貨膨脹率和Ex-ante實際利率兩部分，得到了預期通貨膨脹率序列。徐亞平（2010）建立了附加前瞻性政策變量的向量自回歸模型（VAR）模型。李昊、王少平（2011）在蘊含微觀經濟基礎的結構菲利普斯曲線框架內研究我國通貨膨脹預期的結構和性質。劉金全、姜梅華（2011）通過雙變量狀態空間模型和卡爾曼濾波方法估算出我國通貨膨脹預期，并檢驗實際通貨膨脹與通貨膨脹預期之間的關系。李穎、林景潤、高鐵梅（2010）利用滾動構建VAR模型的方法進行樣本外動態預測，估計得出粘性信息假設下的通貨膨脹預期，并在此基礎上建立非線性的LSTR模型，刻畫出通貨膨脹率的非對稱調整路徑。李成、馬文濤、王彬（2011）在國內首次采用新凱恩斯動態隨機一般均衡模型測度我國的季度通貨膨脹預期，并用貝葉斯法估計模型參數。
準確測度通貨膨脹預期是一項具有挑戰性的工作，以上總結出的三類測度方法無對與錯之分，但各有其優劣之處。統計調查法所能獲得的是定性數據，給計算帶來一定困難。由于問卷調查法所固有的不足，統計調查法的調查結果依賴于對樣本的選擇和問題設計的程度很高；在將定性數據轉化為定量數據的過程中，不同的方法，基于不同的概率分布都會影響得到的結果，使數據具有不穩定性。金融市場提取法利用某些金融指標，要求有運行良好的發達的金融市場，且至少需要20年以上的數據，中國的金融市場不成熟、不發達，遠不能完全滿足使用條件，所以使用這種方法就受到很大限制。使用計量建模方法時不同的預期形成理論基礎及不同的模型設定形式對結果有很大影響。
雖然測度預期通貨膨脹率的方法很多，但對于哪一種或者哪一類方法能夠更好地達到我們的目的至今都沒有定論?；谝陨蠈鴥任墨I的總結和分析，筆者發現并沒有對公眾通脹預期各類宏觀和微觀影響因素的分析，在以后的分析和討論中可將方向向研究其影響因素并基于一定的預期理論和模型對預期通脹率進行測度和研究。
參考文獻：
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[10]劉金全，姜梅華. 中國通貨膨脹率預期與實際通貨膨脹率之間的影響關系研究[J]. 現代管理科學，2011，04：22-24+33.
雖然二維var模型的BQ分解是充分可識別的，但這并不表明多維BQ分解也一定是充分可解的。設形如(1)式的n維var模型，其Xt=(ytπtz3t…znt)''''n×1，ytπt的含義不變，z3t…znt代表其余的n-2個變量。殘差et=(e1t…ent)''''。那么var模型的移動平均式其中，εt=(ε1tε2tε3t…εnt)''''，ε1tε2t的含義與前文相同，ε3t…εnt分別代表各種沖擊，如政府購買、國外需求沖擊、金融風暴、旱災、地震、豬肉價格暴漲、太陽黑子等等。且方差標準化為1。其對各個變量的長期影響效應需根據相應的經濟理論一一判斷。其中d(0)和d(k)皆為n階方陣，且有n2個未知元素待解。然而n維var模型殘差的∑由于對稱性只能提供n(n+1)/2個有效方程，因此至少需要BQ分解為其提供n(n-1)/2個條件，例如，根據經濟理論得：所以，對于n2個未知數，恰好有n(n+1)/2+n(n-1)/2=n2個方程。然而這不能保證一定可解，且存在有意義的實數解。因為對于n個未知數，n個含未知數的方程并不是其有解的充分條件。當然若n個含未知數的方程都是一次線性的，其必然有解，要么為0解，要么唯一解，要么有無窮多解。但是由方差協方差矩陣所提供n(n+1)/2個方程都是二次的，而BQ分解所提供n(n-1)/2個卻是一次的，顯然我們不能絕對地說其一定無解，但也不能說其一定有解。若能恰好解出實數解的，那一定非常幸運。文章后面實證部分所用的四維var模型的BQ分解，16個未知數，有10個二次方程和6個一次方程，然而，即便采用MATLAB軟件也無法求解的。這正是多維BQ分解的困難所在，乃是由其自身的結構性矛盾所決定的。對于多維BQ分解的困難，在以往的文獻研究中很少有關注。但吳錦順(2013)的研究明確表明，其在BQ分解的基礎上引用了Cholesky分解來求解其中的各元素。這很可能是其在實際的研究中遇到了多維BQ分解的困難，所以才增加Cholesky分解來輔助求解。但關鍵問題是可不可以在BQ分解的基礎上引用Cholesky分解呢？
二、BQ分解與Cholesky分解的矛盾
Cholesky分解與BQ分解的作用一樣，是用于識別(1)式var模型的結構式模型而假設的識別條件。只是Cholesky分解與BQ分解的具體含義不同而已。這個假設表明ε1t在當期對yt有一個影響效應，同時又通過b21的間接效應對πt也有一個當期的影響效應。而ε2t對πt有一個當期的影響效應，但yt對卻沒有間接的影響效應，因為Cholesky分解假設：b12=0。這實質上是不同于BQ分解的。BQ分解所假設的是ε2t對yt的長期影響效應為0，而不是假設ε2t對yt的當期效應為0。所以兩者有本質上的區別。以上是用最簡單的二維模型的情況來證明的。將其推廣至多維模型需要一些技巧。證明的關鍵在于把Cholesky分解與BQ分解條件聯系起來，表明它們的矛盾沖突。上面證明的思路是在BQ分解的基礎上引入Cholesky分解，但是在n維模型的情況下，由于B-1矩陣不能像二維時可以很容易的求解出來，所以要把思路轉變為在Cholesky分解的基礎上引入BQ分解。因為Cholesky分解條件最終所形成的B矩陣是一個上三角矩陣，所以B-1也是一個上三角矩陣。然后把貨幣供給沖擊ε2t排列到εt最后的位置，再進行(12)到(14)式的步驟即可證明。既然Cholesky分解不能被用于解決多維BQ分解無法求解的困難，那么，當我們在實踐中遇到這個困難時，當如何解決呢？之所以在BQ分解的基礎上要引入Cholesky分解，這很可能是由于在核心通貨膨脹的研究中遇到了多維BQ分解無法求解的困難，所以才盲目地引入Cholesky分解來輔助求解。只是不知兩者是沖突的，不能同時使用。而人們之所以一定要采用BQ分解而不是采用Cholesky分解，就是因為BQ分解是根據經濟理論而假設的。菲利普斯曲線認為貨幣對產出的長期效應是呈中性的，而對通貨膨脹卻是主要的動因。因此，當把核心通貨膨脹的概念定義為產出中性的通貨膨脹時，(5)式所代表的BQ分解的條件就是這種趨勢分解方法關鍵的核心。所以引入Cholesky分解而造成的BQ分解的失效是完全不可接受的。
三、校準：一個簡便而有效的方法
并不是所有的多維BQ分解都能幸運的解出實數解，那么當遇到多維BQ分解無法求解的困難時，應該怎么解決呢？校準是一個簡便而有效的方法。校準本是為DSGE模型結構性參數估值的通用方法。文章破例將其用于多維BQ分解的應用中來解決其無法正常求解的難題。當然所校準的未知數個數不宜太多，主要是由于：一是并非所有的求知數都可以被近似地校準為某個彈性；二是用所校準的估值畢竟存在著一定的誤差，因此應當盡量減少校準的個數，在必要的幾個校準估值的基礎上，結合BQ分解條件和其余的有效方程，能順利地解出d(0)有意義的實數解即可。綜合上述分析可知，其研究選用的仿值，既可以查閱各種有關彈性的文獻研究，比較并選擇一個最合理的結果作為校準的估值；也可以采用文獻研究所使用的方法，親自用更新的數據重新估計而得。這種方法雖然繁瑣，但比較精確。最終采用哪個方法可以根據個人的研究與目的而定。
四、實證分析與檢驗
文章采用四維var模型來驗證多維BQ分解的困難，并檢驗校準的方法在求解這個難題以及在核心通貨膨脹的研究中的可行性。模型所用的數據皆來自中國國家統計局數據庫和中國人民銀行網站。其中yt是2002年1季度~2014年2季度的GDP的數據經對數、除季節性趨勢和時間趨勢調整后的序列（產出序列與CPI指數，利率和匯率序列存在著協整關系。而構成的var模型的變量之間要求不能存在著協整關系，否則模型不平穩，估值不準。簡單的處理序列是不能除去他們之間的協整關系的。），再差分并擴大100倍的序列。πt是同期CPI的月度同比數據，經季度調整后，再對數、差分并擴大100倍的數據。rt是同期全國銀行間同業拆借3個月（或90天）加權平均利率的月度數據，經季度調整、再經CPI調整并差分后的序列。ext是一美元折合人民幣（平均數）的月度數據經季度、CPI調整后再差分并擴大10倍后的序列。假設它們均受到來自四個方面的隨機沖擊的影響，即分別是來自供給方面全要素生產率或相對勞力生產力沖擊ε1，來自需求方面的貨幣供給或實際貨幣余額沖擊ε2，以及來自國際的進出口貿易沖擊ε3和某種隨機沖擊ε4。經檢驗，yt、πt、rt、ext皆平穩，構建形如(1)式的四維var模型。經過AIC和SBIC檢驗表明，其最佳滯后除數為1階。用Stata軟件估計，穩定性檢驗表明所有單位根皆在單位圓內，因此所構建的四維var模型穩定，存在唯一移動平均表達式。實踐表明，采用文章的數據所構建的四維var模型的BQ分解，MATLAB軟件也是無法求解的。因此我們采用校準的方法來輔助求解。通過查閱相關的文獻，我國M2的貨幣需求的收入彈性在1.139（王亞琦，2012）到1.66（汪紅駒，2002）之間，研究取易行鍵(2006)的研究結果為1.3，所以d12(0)＝0.77。對于全要素生產率所代表的技術進步對產出的貢獻，文獻研究存在著巨大的差異，肖志興(2012)認為技術進步對產出的彈性僅為0.038。而龔曙明(2010)認為，2001－2007年技術進步的平均貢獻率為58.04%，權衡各個方面，我們采用苗敬毅(2008)的結果，其用半參數模型測得技術進步的貢獻率為0.1739。所以文章將校準定為0.17。馬樹才等(2009)以現代實際匯率決定模型實證分析了我國人民幣實際匯率的決定。其結果表明，相對勞動生產率進步對人民幣匯率的即期效應為-1.65，貨幣實際余額對實際匯率的即期效應為0.75。所以文章的校準d41(0)＝-1.65，d42(0)＝0.75。曹陽(2004)實證研究了我國實際匯率波動對進口貿易的影響效應為-1.478，因此文章的校準d43(0)＝-0.68。文中的分析一共校準了5個參數，在此基礎上，其余的未知數皆可順利地解得。所以d(0)可知，εt和d(k)也既可求得。因此，核心通貨膨脹可得。表1比較了通貨膨脹πt與按校準方法獲得的核心通貨膨脹πtcore的數字特征。核心通貨膨脹的均值和標準差小于實際通貨膨脹的均值和標準差，這說明了核心通貨膨脹的波動性比較小。直觀上符合實踐對它的要求。并且兩者的相關系數為0.86，高度相關，其p值為0，非常顯著。
從圖1可知，從2002年（172期）以來，我國通貨膨脹一直都處于可控制的范圍之內。在上個十年的初期，核心通貨膨脹基本上反映了對應時期的通貨膨脹的特征，在低位波動。到了2007年（188期），為了應對受國外的輸入性通脹和國內房地產等行業的價格上漲所形成的新一輪的通貨膨脹壓力，央行連續6次提高存款準備金率，所以在2008年后，我國核心通貨膨脹開始大幅下降，后來受國際金融風暴的影響，我國實施了“4萬億”的刺激計劃，所以在2009年（196期）后核心通貨膨脹又開始大幅的上升，之后則在一個合理的區間內波動。在這個劇烈波動的時期，我國的核心通貨膨脹總是保持著與通貨膨脹一致的波動趨勢，并且小于其波動。由下面的檢驗可知，核心通貨膨脹是CPI的格蘭杰原因，因此該核心通貨膨脹是實際通貨膨脹的前導，是它的核心趨勢。所得到的核心通貨膨脹πtcore是平穩序列，將其轉化為與CPI指數相似的核心通貨膨脹指數（Core指數）并檢驗Core指數與CPI指數、貨幣供給之間的協整關系。表2的檢驗表明，Core指數與CPI指數存在一階協整，因此它們具有相同的趨勢。然而，Core指數與貨幣供給m2沒有協整關系，其trace值小于臨界值，不能拒絕沒有協整關系的原假設。但是Core指數卻與m0一階協整。其trace值6.61小于臨界值6.65，不能拒絕存在一階協整的假設。因此所得到的Core指數與CPI指數、貨幣供給分別具有相同的趨勢。表3的格蘭杰因果檢驗表明，貨幣供給m2是Core指數的格蘭杰因果原因。這說明了以往的貨幣供給能夠解釋Core指數的后來走勢，因此我們可以通過現行的貨幣政策大致上推斷出今后的通貨膨脹的主要的核心趨勢。檢驗也表明了CPI指數不是Core指數的格蘭杰原因，相反Core指數卻是CPI的格蘭杰原因。這恰好符合了理論對核心通貨膨脹的基本要求。因為其本身就是作為對實際通貨膨脹主要趨勢的預測而被提出來的。所以Core指數應該能預測和解釋未來通貨膨脹的趨勢，而不是CPI能預測Core指數的未來趨勢。這樣沒有實際的意義。所以，Core指數必須是CPI指數的格蘭杰原因，而不能相反。而驅動Core指數的應該是由貨幣政策所造成的。因此貨幣供給是核心通貨膨脹的格蘭杰原因。以上的計量檢驗恰好證實了Core指數所應該具有的理論特征。所以通過校準BQ分解的方法所得到的Core指數本質上符合理論對它的要求，是一條合理的核心通貨膨脹。因此，校準作為多維BQ分解無法正常求解時的備擇方法，具備一定的合理性和有效性。
五、結論
關鍵詞:通貨膨脹目標制;貨幣政策框架;可行性
中圖分類號:F820.5 文獻標志碼:A 文章編號:1673-291X(2007)06-0060-02
貨幣政策中介目標是央行為實現貨幣政策最終目標而選擇作為調節對象的目標｡既是貨幣政策最終目標與貨幣政策工具的橋梁,也是實現間接調控機制的基本條件｡因此,中介目標的選擇是貨幣政策能否發揮作用的關鍵｡
一、我國貨幣政策的中介目標的選擇
1.貨幣供應量｡以貨幣供應量作為貨幣政策的中介目標來影響宏觀經濟的運行態勢,必須具備三個必要條件,即中央銀行可以完全控制基礎貨幣､貨幣乘數可以預測､貨幣流通速度穩定｡但在我國現階段,基礎貨幣投放總量具有較強的內生性;貨幣乘數和貨幣流通速度很不穩定,我國現行貨幣供應量指標與國民經濟運行的相關性已出現了明顯問題,貨幣供應量能否繼續作為我國貨幣政策中介目標的適宜性受到了前所未有的挑戰｡
2.利率｡我國20世紀90年代的貨幣政策主要集中在對利率的調控上,1996―1999年間,我國連續7次下調存貸款利率,但刺激消費功效甚微,對經濟刺激作用的效果并不理想｡原因在于:(1)只有在主要依靠央行再貼現來實現基礎貨幣擴張的國家,采用利率中介工具(再貸款利率)才可能是有效的｡我國1995年之前是向金融機構再貸款,但在之后則主要是外匯占款｡(2)由于貨幣政策傳導的時滯性以及實際利率和名義利率的區別,導致利率難以被精確控制,而且利率的變動通常和我們的直覺相反｡
3.匯率｡匯率作為貨幣政策中介目標存在著以下幾個方面的不足:一是采取釘住目標國的固定匯率制容易導致釘住國喪失實施獨立貨幣政策的機會;二是目標國的經濟波動容易通過利率變動而傳導給釘住國,從而導致釘住國的經濟波動;三是釘住國的貨幣容易受到國際游資的沖擊｡就我國而言,由于穩定(包括經濟穩定和政治穩定)是壓倒一切的任務,因此保持貨幣政策的獨立性十分重要｡從這個意義上來講,匯率不適宜作為我國貨幣政策的中介目標｡
既然上述這些變量都不適宜作為我國貨幣政策的中介目標,那么長期內實行通貨膨脹目標制,把我國的貨幣政策目標直接釘在通貨膨脹率上,同時將利率､貨幣供應量和經濟景氣指數等其他主要經濟變量作為監測指標,這應是一個可行的選擇｡
采用通貨膨脹目標制作為貨幣政策的中長期策略有諸多優勢:與貨幣供應量目標相比,通貨膨脹目標并不依賴于貨幣量與價格之間是否有穩定的聯系,而是利用所有可得到的信息來決定貨幣政策工具的運用｡通貨膨脹目標制的可預測性和相關性十分突出,便于公眾理解和增加政策透明度,有利于公眾形成穩定合理的預期,提高貨幣政策的有效性｡而且,由于明確的通貨膨脹目標增加了中央銀行的責任,通貨膨脹目標制有助于避免中央銀行跌入動態不一致性陷阱｡
但是鑒于發展中國家實施通貨膨脹目標制框架的特殊性,和我國現行的貨幣政策框架以及當前國內經濟環境,短期內通貨膨脹目標制在中國并不具有可行性｡
二、通貨膨脹目標制短期內在中國不可行
到目前為止,實施通貨膨脹目標制的國家的通貨膨脹狀況是令人滿意的,但仍有許多國家沒有采取通貨膨脹目標制｡原因主要在于:一些國家的央行不采取通貨膨脹目標制框架,其貨幣政策的操作效果也相當不錯;有的國家通過法律規定了央行的多重目標以及通貨膨脹目標制要求政府的配合和支持;有些國家的通貨膨脹目標是由政府制定的,通常由財政部長下達,除非政府各部門對于實施通貨膨脹目標制的必要性意見一致,否則政府不可能把通貨膨脹目標強制施加給中央銀行,而央行是不可能接受選擇通貨膨脹目標的｡
鑒于發展中國家實施通貨膨脹目標制框架的特殊性和我國現行的貨幣政策框架,短期內通貨膨脹目標制在中國并不具有可行性｡原因如下:(1)我國作為一個發展中國家,市場經濟剛剛起步,各種市場規則､市場行為有待于進一步塑造,在通貨膨脹目標制框架的實施中也存在財政控制､金融制度不完善;(2)在人民銀行貨幣政策的運作過程中,還受到其他方面的干擾,特別是政策工具尚未實現市場化,貨幣政策的傳導機制仍然過度地依賴信貸渠道,這樣央行的貨幣政策獨立性就受到極大的限制;(3)貨幣政策的傳導一定程度上受財政政策的約束,從而造成我國貨幣政策目標的多重性,雖然我國貨幣政策法定目標是“保持貨幣幣值穩定,并以此促進經濟增長”,但事實上我國貨幣政策目標還肩負著解決國有商業呆壞賬問題､促進國有企業改革與解決下崗失業問題､扶持落后地區經濟發展､為政府融資等多層責任;中國人民銀行作為我國的中央銀行,尚不具備完全的獨立性;(4)再加上我國目前以RPI(零售物價指數)作為衡量通貨膨脹的指標,而我國現行的兩種物價指數中初級產品價格所占權重大,服務價格所占權重較小,這便使得貨幣政策對物價的控制力較弱,這種情況下如果選擇通貨膨脹率作為貨幣政策的中介目標,政府便可能面臨著到期不能實現預期目標的信用風險｡
三、中國中長期內實施通貨膨脹目標制的政策建議
短期內還不具備實施通貨膨脹目標制的條件,但中長期內應放棄貨幣供應量目標,實行通貨膨脹目標制,把我國的貨幣政策目標直接釘在通貨膨脹率上,同時將利率､貨幣供應量和經濟景氣指數等其他主要經濟變量作為監測指標,以長期性的“核心通貨膨脹率”作為貨幣政策目標,重構一個通貨膨脹目標制下的貨幣政策操作框架｡為此,需要解決以下幾個方面的問題:
1.物價指數的選擇
實施通貨膨脹目標制的大多數國家是選擇一個特殊的物價指數作為通貨膨脹率的衡量標準｡消費物價指數和國內生產總值減縮指數是兩個自然的選擇｡盡管后一個指標很有吸引力(因為它更加全面地反映了“國內”通貨膨脹的含義),但在操作上消費物價指數具有明顯的優勢:它是公眾最為熟悉的指數;它通常是每月公布一次,比較及時(因此可以進行周期性的監控);另外它很少需要調整｡另一個重要的問題是:貨幣政策是否要釘住通貨膨脹的所有變動,或者是,在短期內發生的､被認為是由外生因素引起的變動是否應該排除在外｡在大多數情況下,通貨膨脹目標制關注通貨膨脹的基本趨勢或核心通貨膨脹｡這項指標排除了消費物價指數中容易受異常物價變動影響的項目,如能源與食品等｡因此,應當采取不包含食品､能源､利息等央行不能控制項目的消費者物價指數作為中國的“核心通貨膨脹率”指標｡
2.通貨膨脹目標區的上下限的確定
在國際實踐中央行通常保持正的通貨膨脹率｡原因在于:(1)Friedman提出的人口增長因素｡貨幣增長要與人口和勞動力的增長相適應｡(2)負的通貨膨脹率即通貨緊縮,容易導致“債務緊縮”,加劇經濟衰退｡(3)貨幣政策存在“零利率限制”因素,央行為了保持貨幣政策的操作空間,就必須保持名義利率大于零｡
如果以我國目前的消費者價格指數平均值作為通貨膨脹率的參照,目標通貨膨脹率的上限不應該超過5%,但與3%的世界通行的通貨膨脹目標上限相比,這顯然偏高｡在開放經濟中,如果長期實行超過大多數國家通貨膨脹目標上限(3%)的貨幣政策,必然導致通貨膨脹率上升,國際收支惡化,增大人民幣壓力｡因此,我國的通貨膨脹目標上限應設為3%左右｡
3.通貨膨脹目標區下限的確定
Friedman曾經從理論上說明最優的通貨膨脹率應該等于負的實際利率,以保證名義利率為零｡這種想法并不現實,長期的負通貨膨脹率會導致通貨緊縮,這會對經濟產生極大的負面影響,因而,央行不可能使通貨膨脹率長期低于零,一般保持大于零的通貨膨脹率｡這樣,通貨膨脹目標區的下限就很容易確定了｡實施通貨膨脹目標制框架的國家一般將通貨膨脹目標區設定為0%～3%｡通常央行不會讓通貨膨脹率降到零,因為這可能導致經濟陷入困境,同時使貨幣政策失效,日本20世紀90年代經濟的長期低迷,中國的通貨緊縮都是貨幣政策失效的典型例子｡為防止這種狀況的出現,央行一般會采取預防性措施,使通貨膨脹率與零通貨膨脹保持一定的距離｡
4.提高貨幣政策的透明度和可信性
通貨膨脹目標制框架的基本原理就是提高央行貨幣政策目標的透明度,增強央行與公眾之間的溝通,并加強對央行的約束以提高公眾對央行的信任,從而穩定公眾的通貨膨脹預期,達到在長期內鎖定低通貨膨脹預期的目的｡
但是,在現行的框架下,即使中國不可能實行通貨膨脹目標制,中國的貨幣政策也可以吸取通貨膨脹目標制框架的一些優點,提高政策透明度和可信性｡具體措施有:
(1)央行更頻繁地按時正式公布對經濟的預測性報告,增加預測性報告的實質內容;更多､更及時地公布金融數據等｡
(2)對價格指數進行更仔細的統計分析,比如,分別研究消費者價格指數中的能源､食品､住房､衣著､醫療､交通等部分的變化與貨幣政策操作的關系｡
(3)增加貨幣政策委員會中研究人員的比重,提高決策委員會會議的科學性｡
參考文獻:
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Economic Perspectives v11， pages 97-116， February 1997.
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［3］ 王大用.中國貨幣政策的中介目標問題［J］.經濟研究,1996(3).
一、通貨膨脹目標制的內涵
作為一種貨幣政策框架，通貨膨脹目標制的基本含義是：貨幣當局明確以物價穩定為首要目標，并公布通貨膨脹率的目標值；同時，通過一定的方法預測通貨膨脹的未來走勢，將此預測與已經明確宣布的通貨膨脹的控制目標相比較，并進行相應的貨幣政策操作使得屆時的通貨膨脹率落在目標區內。各采用國在具體操作上當然不盡相同，但均具有以下3特點：①中央銀行明確地設定并公布通貨膨脹率的控制目標；②該目標的實現為中央銀行的優先任務，因此，“經濟成長”“充分就業”“國際收支的均衡”為次元目標；③對于目標的實現與否、變更等，中央銀行負有信息披露的責任，以期提高貨幣政策的透明度以及信譽度。
那么，為什么會產生這樣的一種貨幣政策框架呢？其根本原因在于上世紀90年代以后，以弗里德曼為代表的貨幣主義所主張的“貨幣中性論”在經濟學界、經濟政策界日益被認同，即貨幣從長期來看是中性的，貨幣供給的變動只會對物價水平有持久的影響，而對產出、就業等實際變量不會產生長久的影響。而一個高水平、易變的通貨膨脹，將降低價格信號的準確性、扭曲資源的優化配置機制，從而阻礙經濟的良好發展。因此，根據貨幣中性理論，貨幣政策的目標指向增加產出、提高就業是沒有意義的，保持較低的、穩定的通貨膨脹才是合理的，它有利于以促進經濟的中長期良好發展。但是，貨幣從短期來看又不是中性的，貨幣政策的緩和對產出的提高、失業率的下降具有短期效果。所以，貨幣當局會不時地受到來自于政府、國會、產業界等各方面的壓力，不得不違心地進行政策的緩和。那么，如何使中央銀行能有效地抵御這些壓力呢？這一客觀需求促使了通貨膨脹目標制的誕生。因為在這樣的制度安排下，通貨膨脹控制目標的明確公布，以及貨幣政策透明度的提高都將有助于中央銀行獨立性的強化，進而使中央銀行能有效地抵御這些壓力。
二、五個早期采用國的政策實踐及評價
以下以90年代初期最早采用通貨膨脹目標制的5個工業國（新西蘭、加拿大、英國、瑞典、澳大利亞）為對象，簡括地介紹并評價這5國通貨膨脹目標制的政策實踐。
（一）此五國政策實踐的共同點
1．以CPI（或核心CPI）為通貨膨脹的衡量指標，控制目標值為年率2%～3%。
2．在通貨膨脹目標制采用后，中央銀行的獨立性得到了普遍提高（特別是新西蘭和英國為此特意改正了各自的《中央銀行法》），它們在貨幣政策操作時擁有相當大的自。
3．政策運行中，同時注重對產出等的影響，即，各國采用的是一種“有彈性”“靈活”的制度框架，中央銀行在維持中長期價格穩定的目標內，靈活地應對經濟形勢的變化，在經濟面臨沖擊時對政策進行相應的短期調整、允許目標發生短期偏離。按照Svensson（1997）等人的觀點，一種“靈活”的通貨膨脹目標制的中心思想就是“錨住”通貨膨脹預期、降低通貨膨脹的波動，而且正是這種靈活性又可以同時穩定產出。
4．在實踐中，它們十分注意政策的信息披露和政策的透明性。
5．在實際操作面上：①它們均建立了預測通脹的模型，而且利用通脹預測作為貨幣政策的中介目標。②在實踐中，它們都利用短期利率作為主要操作指標，并依賴發達的金融市場來影響長期利率等變量的改變，進而影響總需求、物價等宏觀經濟變量。
（二）評價
首先，我們看一下通貨膨脹目標制采用前、后通貨膨脹率的變化，表1為這5國采用前10年以及采用后至2005年末的年平均通脹率以及其波動（用標準差反映）情況?？梢钥吹?，各國的通脹率在采用后大幅下降，同時，通貨膨脹波動也急劇縮小。
當然，20世紀90年代是一個世界性通脹率由高到低的年代，許多非通貨膨脹目標制的國家也有著相同的經歷，因此似乎無法簡單地就此判斷上述5國通貨膨脹目標制的采用與之后良好的通貨膨脹表現之間的因果關系。
但是，上述5國中的英國、瑞典有著收益率與通脹率連動的國債市場，將它與一般的國債市場相比可以計算出預期通脹率。該2國的紀錄顯示，通貨膨脹目標制采用后經過2～3年的過渡、這一貨幣政策的公信度為公眾所認可后，預期通脹率開始下降、并且之后保持著穩定。這一事實表明，通貨膨脹目標制對降低預期通脹率、治理通貨膨脹以及之后的物價穩定具有有益的影響。
第二，對產出的影響。企業和個人在做出涉及未來的實業投資、金融投資的決策和規劃時，必然預測未來的通貨膨脹情況。經濟理論和以往的經驗顯示，高通貨膨脹往往伴隨著較大的物價水平波動，它增加了相對價格和未來價格水平的不確定性，阻礙經濟主體的投資規劃和決策，從而對產出的穩定增長產生負影響。由于通貨膨脹目標制對中長期的通貨膨脹預期提供了一個比較清晰可靠的路徑,減少了不確定性通脹的沖擊和由此帶來的成本，因此，它將為縮小產出的振蕩幅度、促進經濟的中長期良好發展提供一個良好的“平臺”。雖然目前為止的實證分析對此尚沒完全一致的結論，但表2顯示：此5國采用通貨膨脹目標制后，GDP成長速度加快的同時其波動（用標準差反映）明顯縮小(新西蘭除外)，表明通貨膨脹目標制對縮小產出的振蕩幅度、進而促進經濟的中長期良好發展具有積極意義。
第三，貨幣政策的透明度與信譽度得到了提高。除定期出版《通貨膨脹報告》（一般為季刊）外，中央銀行還通過官方網頁、行長等高級官員不定時的演講、記者招待會、接受專訪等方式（英國、瑞典兩國，事后還公布貨幣政策委員會議的備忘錄），分析經濟運行情況、討論與通貨膨脹關系密切的金融和經濟變量、并預測通貨膨脹的前景，等等。政策透明度的提高，一方面有利于增強公眾對貨幣政策的信心，另一方面也有利于公眾對中央銀行貨幣政策的績效進行評價和監督。
綜上所述，以上的分析結果表明：通貨膨脹目標制的實行對這5國經濟具有積極影響。它有利于“錨住”通貨膨脹預期、降低通貨膨脹的變動率，而一個清晰可靠的通貨膨脹預期路徑將有助于減少企業和消費者進行投資、消費決策和規劃時所面臨的不確定性，有利于經濟的長期發展。當然，90年代以來，幾乎所有工業化國家的宏觀經濟表現都有改善，都呈現出了低通脹、增長穩定的態勢，這是由多方面的因素造成的，但我們不能因此而否認通貨膨脹目標制這一重要因素的貢獻。
三、對我國的借鑒與啟示
通過對中長期通貨膨脹率“名義錨”的設定，通貨膨脹目標制在引導公眾、市場預期的簡易性和大眾化方面有著無可替代的作用，它將會使人們對未來的物價形成一種比較穩定的預期，從而簡化經濟主體的經濟決策模型，并鼓勵他們進行長期性的經濟決策，這樣有利于宏觀經濟的穩定和經濟增長質量的提高。并且，實行通貨膨脹目標制可以增強中央銀行的責任感，提高貨幣政策的透明度，為衡量中央銀行的業績提供了一個相對嚴格的量化標準，從而也就有利于貨幣政策的制度化。因此，可以認為通貨膨脹目標制是一種理想的制度安排。
但是，通貨膨脹目標制并不是可以“放之四?！钡撵`丹妙藥，其適用性要求一定的前提條件。貨幣政策的獨立性、央行沒有維持其他變量尤其是匯率目標的義務、較高的預測通脹率的能力、順暢的貨幣政策傳導機制是保證這一制度安排有效運轉的基本前提條件。通觀實行通貨膨脹目標制的此5國，中央銀行已經具備了真正意義上的獨立性貨幣政策；并且它具有發達的金融市場和健全的銀行體系，利率、匯率由市場決定，具備了良好的貨幣政策傳導環境；同時它們皆建立了一個科學的通貨膨脹預測模型。與其相比較，就我國目前的情況而言，現階段通貨膨脹目標制在我國尚缺乏可行性，這主要表現在以下幾點：
（一）貨幣政策目標的不明確
《中國人民銀行法》闡述我國目前貨幣政策目標是“保持貨幣幣值的穩定并以此促進經濟增長”，從字面上看是單一目標制，但在實際操作中，經濟增長、匯率穩定都居于重要位置。而貨幣政策目標的不明確使得貨幣政策操作容易偏離價格穩定的目標。
（二）中央銀行的獨立性較弱
《中國人民銀行法》規定“中國人民銀行就年度貨幣供應量、利率、匯率和國務院規定的其他重要事項做出的決定，報國務院批準后實行”，由于政府與中央銀行的政策目標并非完全一致，所以在兩者的目標發生沖突時缺乏獨立性的中央銀行可能會屈從于政府從而無法完成既定的通貨膨脹目標。
（三）貨幣政策的傳導機制不暢
中國目前并不是一個成熟的市場經濟體，金融體制仍舊處于政府計劃管理向市場轉型的過程，利率、匯率尚未市場化，不能真實反映市場狀況。利率作為貨幣政策的主要傳導工具，在我國尚未實現市場化，貨幣需求和投資的利率彈性都非常小，利率的高低不能反映市場需求，貨幣政策的傳導機制不暢。同時，由于我國目前匯率的形成處于向一個“合理的、靈活”的匯率形成機制的過渡階段，中央銀行的外匯干預必然引起基礎貨幣的擴張或收縮，從而影響貨幣供應量、進而對價格水平產生不利影響。
（四）人民銀行是否具備較強的預測通脹率的能力
從貨幣政策操作到影響通貨膨脹率存在一個相當長的時滯，我國又正處于不斷改革之中，經濟現象錯綜復雜、各方面的差異較大，因此更加大了準確預測通脹率的難度，用計量模型來反映如此龐大的一個經濟體運行規律并模擬其未來的運行軌跡難度很大。
（五）與西方工業國相比，我國貨幣政策的透明度、信息披露的力度還有待提高
通貨膨脹是經濟學中的一種特有現象，因此，對通貨膨脹的預期管理是關鍵，本文列舉國外的案例，對我國通貨膨脹管理現狀進行了深入的分析，為我國提供了有效管理通貨膨脹預期的方法和途徑：估計一定時期的菲利普斯曲線；研判貨幣政策影響通貨膨脹的機制；確定貨幣政策管理通貨膨脹預期的手段；建立反饋與再調節機制。
【關鍵詞】
通貨膨脹預期；方法；效應
一、基于通貨膨脹預期的貨幣政策效應
無論理論上或者事實均已經證實，經濟體系中是否存在通貨膨脹預期導致貨幣政策效應必然很不相同。當居民、企業部門形成通貨膨脹預期，擴張性貨幣政策就有可能徒增物價而不能推高產出。貨幣政策效應與通脹預期的強弱此消彼長。按照預期理性學派的理論，當政府采取擴張性貨幣政策時可能出現兩種情況：一種是當擴張貨幣供給以擴大總需求、推動經濟增長時首先出現物價總水平上升，生產部門將物價上漲看作產品需求增加的信號，以為商品銷路暢通而擴大生產，居民部門將貨幣擴張形成的名義收入提高——例如工資增加看作實際收入增長，從而將增加的貨幣收入在儲蓄與消費上進行“配置”，結果社會總儲蓄與投資、消費均增加，通貨膨脹的結果是產量和儲蓄提高，擴張性貨幣政策能夠實現預期的經濟增長目標；第二種情況是當貨幣擴張引起通貨膨脹時企業家形成通貨膨脹預期，認為市場中對商品的實際需求并未增加，預期物價總水平將繼續上漲，通過不斷提高商品價格沖銷、補償成本上升，著意避免擴大投資。居民在預期基礎上認為名義貨幣收入增長將落后于通貨膨脹，從而由存款轉向購買實物資產，同時通過與企業談判爭取提高工資，企業如果增加工資就勢必一再提高商品價格，形成價格上漲的循環。結果是擴張性貨幣政策不能擴大生產，僅僅推高價格水平，貨幣政策效應被預期行為完全抵消。
二、國外通貨膨脹目標法的實施效果
“通貨膨脹目標法”是20世紀初興起的一種新的貨幣政策框架，即：中央銀行明確地設置并公布通貨膨脹的控制目標（如加拿大為年度消費者物價上漲率為2%±1%，英國為2.5%±1%）。其優點在于具有很高的貨幣政策透明性，有助于市場主體形成穩定的通貨膨脹預期。
新西蘭1990年率先采用通貨膨脹目標法，此后越來越多的工業化國家和中等收入國家使貨幣政策轉向通貨膨脹目標。這些國家包括智利、加拿大、英國、澳大利亞、巴西、捷克共和國、芬蘭、以色列、波蘭、南非、西班牙、瑞典。捷克是第一個引入這種制度的轉型經濟國家，而巴西則是第一個完全采用通貨膨脹釘住制度的發展中國家。1993年，英國貨幣當局正式放棄實行近三十年的以控制貨幣供應量為主的貨幣政策操作方式，明確將反通貨膨脹確定為貨幣政策目標。2001年的韓國和泰國，最近的匈牙利和瑞士也已經采用類似的貨幣政策。
對通貨膨脹目標法的實施效果存在爭議。部分學者認為該政策法則無效或者暫時還沒有顯現出效果，但大多學者通過分析認為其具有明顯效果。L.Ball&N.Sheridan（2003）的研究表明，沒有證據顯示通貨膨脹釘住政策框架對宏觀經濟運行起到改善作用。Jonas&Mishkin（2003）則認為個別通貨膨脹釘住國家由于實施通貨膨脹釘住制度的時間較短，無法得出實施通貨膨脹釘住制度成功與否的結輪。
以Svensson為代表的經濟學家認為通貨膨脹釘住政策框架對有效控制通貨膨脹的確起到了非常好的作用。Svensson（1997）指出通貨膨脹釘住政策框架解決了貨幣政策動態一致性問題，且降低了通貨膨脹的不確定性，采用有彈性的通貨膨脹釘住制度可以起到穩定產出的作用。Mishkin（1999）則認為通貨膨脹釘住政策效果非常好，通貨膨脹釘住國家顯著地降低了通貨膨脹率以及通貨膨脹預期。K.Choi，C.Jung&W.Shambora（2003）使用馬爾可夫轉換模型（Markov-switchingModel）研究了新西蘭通貨膨脹釘住政策的宏觀經濟效果，結果表明通貨膨脹釘住政策顯著改變了新西蘭經濟中的通貨膨脹動態，同時也結構性地改變了新西蘭真實GDP增長率，由此得出結論：通貨膨脹釘住政策在穩定通貨膨脹以及產出增長率方面是非常成功的。C.Bean（2003）研究了英國實施通貨膨脹釘住政策的經驗，結果表明通貨膨脹釘住框架在保持低且穩定的通貨膨脹，以及在確定通貨膨脹預期方面起著重要的作用。澳大利亞存在類似情況，G.Stevens（2003）指出釘住通貨膨脹對于澳大利亞貨幣政策已經成為一種成功的模式。T.G.Pétursson（2004）使用面板模型（panelmodel）研究了21個國家的通貨膨脹釘住制度對該國通貨膨脹的影響，結果表明有2/3國家因采用通貨膨脹釘住制度顯著地降低了平均通貨膨脹率。L.Ball&N.Sheridan（2003）通過測量通貨膨脹、產出以及利率行為，對采用通貨膨脹釘住政策框架的7個OECD國家與13個非通貨膨脹釘住國家做了比較，揭示在20世紀90年代早期，無論是通貨膨脹釘住國家，還是非通貨膨脹釘住國家，其宏觀經濟運行狀況的許多方面都得到了改善，在某些情況下，通貨膨脹釘住國家改善得更明顯一些，如平均通貨膨脹率大幅度下降等。[1]
綜上所述，通貨膨脹目標法對抑制通貨膨脹、維持經濟主體通貨膨脹預期的穩定性和促進經濟發展都具有積極作用。國際經驗以及相關的研究工作可以作為我國貨幣政策安排的借鑒，我國目前市場體制已經基本形成，經濟國際化水平快速提高，在利率政策體系、匯率制度改革不斷深化條件下采取通貨膨脹目標法是貨幣政策可以探討的重要選項之一。
三、對實施通貨膨脹目標的認識與判斷
1、實施通貨膨脹目標制的條件
一般認為實施通貨膨脹目標法的基本宏觀經濟條件包括：彈性匯率制或浮動匯率制；中央銀行實施貨幣政策工具的獨立性；利率開放和較完善的證券市場。實際上將通貨膨脹目標制實施條件可以歸為以下幾點：第一，中央銀行對貨幣市場交易和商業銀行信貸投放具有充分影響力和控制力；第二，貨幣市場價格與數量指標變動能夠迅捷傳導到資本市場；第三，貨幣與資本市場變化能夠影響商品市場；第四，中央銀行能適當干預外匯市場或者通過其他手段影響國外凈需求；第五，貨幣政策與財政政策能夠合理有效配合。我國實行的是有管理的浮動匯率制，中國人民銀行自1984年被賦予中央銀行職能后由于各種原因其獨立性還非常有限，利率市場化進程仍遠未終結，證券市場無論市場規制、市場結構和上市公司結構都還存在很多問題。如果由此判斷，我國目前似乎不存在實施通貨膨脹目標的條件。但情況也不盡然。
2、中國部分地區具備實施通貨膨脹目標制的條件
我國貨幣政策制定與實施已經部分具備試行通貨膨脹目標的條件：
第一，我國總供給與總需求關系發生實質性變化。從國民經濟體系中總需求與總供給關系看，我國自亞洲危機以后已經出現結構性過剩經濟征兆，2003年經濟走出通貨緊縮，市場趨于活躍，但是總體上仍然存在生產能力過剩問題，國內收入分配政策調整一定程度可以消化，但是這一過程不會如人們希冀的那樣快，20世紀80年代以前存在的嚴重供給不足、“短缺經濟”情況很難重新出現。這是避免出現通貨膨脹的重要物質基礎，從供給方面觀察具備了實行通貨膨脹目標制的條件。
第二，貨幣管理也是一種藝術，中央銀行已經具備防止通貨膨脹與通貨緊縮兩方面的經驗。從1993、1994年出現高通貨膨脹到目前已經過約15個年份，1998—2002年通貨緊縮期間CPI下降年平均在2%以下（溫和的通貨緊縮），2003年到目前大多數年份通貨膨脹年率被控制在5%以下（2007和2008年分別為4.8%、5.9%，其他年份均在4%以下）。中國人民銀行貨幣政策操作已經具備相當“藝術”水準，重要體現即在于逐漸趨緩的價格水平波動。
第三，利率決定機制已經部分地具備市場化特征。我國利率市場化改革盡管還沒有止步，但是對大部分銀行利率已經賦予很大靈活性，目前完全沒有放開的主要是存款利率。
第四，匯率體系已經或者正在發生重要變動。自從2005年7月21日匯率改革以來人民幣匯率已經具備一定彈性，2005年匯改迄今人民幣升值幅度達到23.2%，[2]已經有效釋放了人民幣升值的壓力，對進一步改革匯率體制創造了條件。央行也一再申明進一步推動匯率改革，方向是更多地發揮市場決定匯率的基礎性作用，促進匯率變動在均衡水平基礎上比較穩定。
此外，隨著創業板市場設立和金融衍生產品不斷推出以及市場開放水平的提升，證券市場也將發生實質性變化，貨幣與資本市場聯動效應增強。
3、實施通貨膨脹目標的制約因素
從我國實際出發，總需求與能源資源對國際需求、國際市場依賴很強，國際市場價格波動對國內具有很強的感染，國內房地產市場、農產品價格顯著不穩定，這些均成為通貨膨脹不確定性的主要來源。如果確定通貨膨脹目標，中央銀行如何“定標”就很成問題，再加在新的銀行體制條件下貨幣量、利率、信貸與物價聯系的內在規律、趨勢尤其數量關系需要進一步了解觀察和深入研究。對市場通貨膨脹預期與各種經濟變量的關系也需要研究探索，如何“管理”通貨膨脹（通貨緊縮）預期則無論對于學術界和貨幣宏觀調控部門都屬于新的課題。從長期的貨幣政策實踐看，中央銀行在制定與實施貨幣政策時并非僅僅只關注穩定物價，而是同時注意保持一定（較快）經濟增長率，貨幣政策制定與實施的“多目標”制是我國社會狀況與經濟特征所共同決定的。2008年爆發全球經濟金融危機之后央行實際采行“多目標”政策操作，將金融穩定、經濟持續增長目標實際置于穩定物價之上。這些均成為實行通貨膨脹目標制的制約因素。
四、管理通貨膨脹預期的目標權衡、方法和途徑
1、“多目標”條件下中央銀行的權衡選擇
對通貨膨脹目標制可以區分三類：固定區間；彈性區間；不公開宣示的通貨膨脹目標區間。[3]固定區間指加拿大與英國的做法。彈性區間指貨幣政策當局可以根據每年或者一定時期具體情況確定不同的目標中心或者波動范圍。不公開宣示的目標區間即指確定的通貨膨脹目標僅有貨幣當局自己知道，外界則只能猜測。最后一種對貨幣政策制定與實施最缺乏約束力，但對于存在貨幣政策“多目標”的中央銀行而論顯得更為可行。如前所述，我國貨幣政策實際上采行“多目標”制，十六大報告對此是一種明確宣示，提出宏觀經濟目標為“促進經濟增長，增加就業機會，穩定物價水平，維持國際收支平衡”。[4]近期央行主要負責人提出兩個問題：其一，中央銀行所關注的重點以及使用的工具能夠適時切換，金融危機發生后更關心金融穩定和防范系統性風險問題；其二，中央銀行可能在不同階段以不同的權重考慮“多目標”，隨著經濟條件的變化或者改變不同目標的權重，或者進行切換。[5]亞洲危機爆發到十六大召開（2002年11月）期間貨幣政策的特點已經反映了上述思想。關注重點變化會導致不同目標權重變化或者在不同目標之間進行切換，這時固定區間將難以兌現，如果勉為其難將會使中央銀行維持通貨膨脹目標成為“沽名釣譽”和本末倒置，因為中央銀行選擇通貨膨脹目標最終仍然是為了維護經濟可持續健康增長和發展。由于存在各種制約因素，我國在一定時期將會選擇彈性區間，中國人民銀行的實際做法是不同時期宣示將通貨膨脹控制在某個特定水平以內。管理通貨膨脹預期必然意味著選擇有數量含義的通貨膨脹目標（區間）。
2、管理通貨膨脹預期的方法與途徑
（1）估計一定時期的菲利普斯曲線。探索管理通貨膨脹預期的思路，首先遇到的問題是估計中國的菲利普斯曲線，目的是確定通貨膨脹目標，即對經濟體系可接受的通貨膨脹“定標”。根據對菲利普斯曲線的經驗估計，選擇就業水平和通貨膨脹的組合關系，同時確定失業率上限和通貨膨脹率的下限。[6]對通貨膨脹率上限的確定需要考慮趨勢因素，例如從經驗來看，是否存在維持一定經濟增長條件下通貨膨脹的下降趨勢，例如我國上個世紀八十年代兩次通貨膨脹高點在9.3%—18.8%（1985，1988年），九十年代通貨膨脹最高達到24.1%（1994年），2003年以后通貨膨脹率最高為5.9%（2008年）。由此，在依據經濟資源供給狀況和就業需求壓力確定適度經濟增長率以后，再結合通貨膨脹趨勢確定通貨膨脹率上限，這一上限最好落在溫和通貨膨脹區間以內或者接近溫和通貨膨脹水平。我國近些年實際上將通貨膨脹目標確定為3%—4%，盡管大多時間并未向外界明確宣示。
（2）研判貨幣政策影響通貨膨脹的機制。為此需要區分核通貨膨脹和通貨膨脹噪聲項（瞬時通貨膨脹），中央銀行貨幣政策能夠影響的是核通貨膨脹，通貨膨脹噪聲項由非貨幣事件引起。[7]為了清楚判斷貨幣政策效果，需要從CPI分離出核通貨膨脹和噪聲項，動態地量化貨幣政策數量與利率調節經由期貨市場對CPI的影響，從而決定一旦需要時貨幣政策的調節力度。此外需要分析確立前瞻性通貨膨脹指數檢驗貨幣政策效果。Clive（2003）將CRB期貨指數作為總體價格水平趨勢檢驗貨幣政策效果?？梢栽O想，根據事后判斷如果發現貨幣調節效果未如預想情況，中央銀行將進行再調節。這實際上為“管理”通貨膨脹預期提供了一種思路。貨幣當局若欲管理通貨膨脹預期就需要確定對CPI具有前瞻意義的具有代表性的總體價格水平趨勢指標，所選指標是既可以對貨幣政策做出反應，又可以影響主要通貨膨脹指標CPI的某種通貨膨脹指數。根據計量檢驗的相關結論（結論5），期貨價格與CPI存在兩方面關系：期貨價格是對1個季度和大約1年以后通貨膨脹的預期（盡管沒有完全預期到）；期貨價格變動可以傳導到CPI，引起現貨市場的通貨膨脹或者通貨緊縮。檢驗也說明以期貨價格作為通貨膨脹預期值對投資具有引導作用。所以，可以考慮將我國期貨市場價格指數（或者其中某一個子集）作為滿足總價格水平趨勢的通貨膨脹指數。
由于我國期貨市場仍處于發展中，為了適應管理通貨膨脹預期的目的需要考慮以下：第一，豐富期貨市場交易品種，提高市場參與度；第二，增強期貨市場與貨幣市場、商品現貨市場的“連接度”，溝通和拓寬中央銀行貨幣金融政策對期貨市場的傳導渠道。在此基礎上從技術層面研究、提取能夠擬合市場主要價格水平趨勢（指CPI走勢）的期貨市場子集，編制相應的期貨指數。
（3）確定貨幣政策管理通貨膨脹預期的手段?？刂曝泿殴颗c調節中央銀行基準利率仍然是影響通貨膨脹預期的重要手段?，F代市場經濟中商業銀行體系貨幣創造功能已非常發達，再加各種金融工具創新導致中央銀行僅通過控制基礎貨幣影響貨幣量顯得力不從心，如果放棄對商業銀行信貸的直接控制，那么利率就是貨幣政策更為有效的工具。佩里·梅林（PerryMehrling，2009）將宏觀經濟學的新共識概括為兩個方面：“一是作為實現經濟穩定的首選工具從財政政策轉向貨幣政策；二是對于我們有理由能實現經濟穩定的程度從樂觀轉變為悲觀”。[8]而貨幣政策的新共識也在于兩點：第一，“通貨膨脹目標制”是中央銀行（聯邦儲備委員會）貨幣政策恰當的長期目標；第二，聯邦基金利率是實現通貨膨脹目標的恰當工具。[9]這一共識得益于泰勒規則擬合總量數據的成功。我國央行利率調節的影響力已經逾益增強，此外也充分利用法定準備金率、公開市場操作（包括貨幣市場與外匯市場）和發行央行票據等政策工具。管理通貨膨脹預期是否需要兼顧和重視其他可選的工具變量？答案是肯定的。如果期貨市場至少是管理通貨膨脹預期的重要平臺、窗口之一，掌控貨幣政策的中央銀行就應該很好地管理期貨市場保證金比率，在很大程度上影響市場流動性，可以對商業銀行等金融機構對于期貨市場融資做出合理安排。
對通貨膨脹中的噪聲項，貨幣政策不能獨立撐持應對，需要借助于工資與價格管制等一攬子政策，有些情況下必須通過各種政策組合刺激、改善商品供給。
（4）建立反饋與再調節機制。管理通貨膨脹預期不可能畢其功于一役，必須經過市場信息多次反饋、重復判斷和再調節過程。因此，中央銀行需要明確和建立更加順暢、快捷與具有前瞻性的貨幣政策反饋回路，例如從貨幣信貸市場、期貨市場、證券市場、大宗商品市場和經理人指數變化等及時獲取信息，前瞻性地判斷一般商品市場對貨幣政策的反應，根據對市場的研判適時調整貨幣政策操作工具，把握政策作用的節奏和力度，找準政策作用的主要著力點。
【注釋】
[1]郭萬山.通貨膨脹釘住制度研究綜述[J].經濟學動態，2005（2）.
[2]京報網財經?？?010年9月20日.http：//.cn.
[3]對通貨膨脹目標制的系統研究參見本·S·伯南克等，通貨膨脹目標制：國際經驗[M].大連：東北財經大學出版社，2006.
[4]十六大將經濟增長置于宏觀經濟政策或者貨幣政策首要目標，原因在于政府對當時及以后經濟形勢的判斷。見劉明.轉型期金融運行與經濟發展研究[M].中國社會科學出版社，北京：2004254—255.
[5]周小川.中央銀行重點關切問題的演變——在牛津財經論壇上的午餐講話，2010年9月9日。見中國人民銀行網站：http：//.
[6]從弗里德曼以后對菲利普斯曲線存在爭論，即懷疑通貨膨脹率與失業率的替換關系。但即使菲利普斯曲線也存在不穩定性，由菲利普斯曲線斜率反映的通貨膨脹與失業率的替代比率受到很多因素影響，較為有利的一面是貨幣政策設計可以在一定程度上影響菲利普斯曲線斜率，通過降低斜率（絕對值）增加通貨膨脹帶來的降低失業率的收益.
[7]paringforecastsofinflationusingtimedistance.InternationalJournalofForecasting19（2003）339—349.文中提出將總通貨膨脹應區分為核通貨膨脹與瞬時通貨膨脹兩個部分，前者由貨幣政策引起，后者是非貨幣事件引起的“噪聲項”，檢驗貨幣政策對通貨膨脹的影響效果，將CRB期貨指數作為全部價格水平趨勢的代表。CRB期貨指數是橋訊系統公司在CRB指數基礎上適當調整后包括黃金等17種商品期貨合約的期貨價格指數（CommodityResearchBureauFuturesPriceIndex）。CRB指數是由美國商品調查局（CommodityResearchBureau）依據世界市場上22種基本的經濟敏感商品價格編制的一種期貨價格指數.
關鍵詞:通貨膨脹;預期;產出缺口;菲利普斯曲線
中圖分類號:F820.5 文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)23-0010-02
在經濟學上,通貨膨脹表現為整體物價水平持續性上升。公認的菲利普斯曲線表示的是通貨膨脹與失業率之間的替代關系,即反映到政策上是可以用通貨膨脹換取失業率。弗里德曼和菲爾普斯在解釋20世紀60年代至70年代西方世界出現的滯脹現象時提出附加預期的菲利普斯曲線,在模型中引入了適應性預期,得出在短期菲利普斯曲線存在、長期不存在的結論;新古典宏觀經濟學派提出理性預期菲利普斯曲線,提出無法以通貨膨脹為代價來降低失業率,菲利普斯曲線始終是垂直于自然失業率的一條直線;新凱恩斯主義菲利普斯曲線是基于理性預期和價格黏性的菲利普斯曲線。
一、基于預期與產出缺口的菲利普斯曲線模型
在西方經濟理論中,預期的概念早已提出,但是,將其引入通貨膨脹的研究是在20世紀60年代之后。正是預期因素的引入,成為現代西方理論和傳統理論的分水嶺。相比之下,中國直到80年代后期,尤其是1988年搶購風之后,通脹的預期理論才逐漸引起學者的重視。預期的假定是“經濟人力圖正確的預期未來,從而減少目前決策的損失。”在現代人們偏向于理性的情況下,預期是一個不可忽視的因素。在菲利普斯曲線的研究中,西方學者也把預期引入其中,從而得出基于預期的菲利普斯曲線。我們知道在菲利普斯曲線中,失業率和通貨膨脹率之間存在替代關系,因此,推測政府有可能在失業率和通脹率之間進行取舍,從而在降低失業率的同時導致了通貨膨脹的發生。在我國,由于失業率的統計數據不完全,只有城鎮失業率登記,在農村還存在著大量的失業無法統計,所以,在我國不能用這種不完整的統計的失業率去找出通脹的原因。但可以用產出缺口來替代,因為按照奧肯定律,實際GDP增長率相對于潛在GDP增長率每下降2到2.5個百分點,失業率就上升一個百分點,所以只要證明了通貨膨脹與產出缺口之間存在正相關關系,就可以說明通貨膨脹率與失業率之間存在負相關關系。所以,本文建立了基于預期和產出缺口的菲利普斯曲線模型。
二、數據來源與實證分析
(一)變量的說明
在該模型中涉及到通貨膨脹預期及產出缺口,通貨膨脹預期是指對于通貨膨脹的估計值,其數值大小會直接地影響人們的行為。實際產出與潛在產出的差值就是產出缺口。潛在產出一般是指,在非加速通貨膨脹的情況下,現有的勞動力、資本和技術所能實現的生產水平。
(二)變量的計算
至于預期的通貨膨脹∏te如何確定,經濟學家提出預期機制,大致可以分成四種:首先是靜態預期,這種預期簡單地把上一期的實際通脹率作為現期的預期通貨膨脹,即∏te=∏t-1;其次是外推型預期,設定預期通貨膨脹率等于上期通脹率加上通脹變化趨勢的一個修正值:∏te-∏t-1=a(∏t-1-∏t-2);第三種是適用性預期,這種預期假設人們在形成對現期的預期通貨膨脹時,考慮到上一期的預期誤差,即∏te-∏t-1e= a(∏t-1-∏t-1e);最后是理性預期,即經濟當事人會利用一切可得的信息對未來的經濟變量做出準確的判斷:∏te=∏t。由于靜態預期過于趨于簡單化,理性預期又缺乏現實性,所以普遍使用的是外推型或適用性預期機制。本文采用外推型預期。
潛在產出的估計方法大致分為兩類:一是統計分解趨勢法,另一類是經濟結構關系估計法。前者試圖把時間序列分解為永久性成分和周期性成分;而后者則試圖用經濟理論分離出結構性和周期性因素對產出的影響。本文通過計量方法,用一條光滑的指數曲線來擬合潛在GDP的增長趨勢。因為Gt=(Yt-Yt*)/Yt*約等于lnYt-lnYt*,所以用公式lnYt-lnYt*來計算產出缺口。
3.模型構建與實證分析
選擇1980―2009年的數據,利用EViews進行分析,可以看出Yt與t之間存在對數關系。所以可以建立擬合潛在產出模型
lnYt*=a+bt+e
Yt為年度國民內生產總值,t為時間變量,以年為單位,它在 1980年的取值為1,得出的函數為
lnYt*=8.227+0.1541t+e
(0.0531) (0.0030)
t=(154.83)(51.47)
R2=0.9895F=2649.666S.E=0.1419
擬合優度R2為0.9895,說明模型較好地擬合了實際GDP,國內生產總值的變化中98.95%可以用回歸模型來解釋。t值和F值都顯著,說明變量具有顯著性,模型也具有顯著性。這個結果表明潛在產出存在一種趨勢,潛在產出對時間的慣性為0.1541。
利用以上結果,計算出我國的產出缺口,選擇1979―2008年的居民消費物價指數代表1980―2009年的通貨膨脹預期的其中一部分,用1978―2008年的數據計算出通貨膨脹趨勢,與產出缺口一起得到,在大樣本的情況下并且剔除個別異常的數據后可以大概認為通貨膨脹∏t與∏t,∏t-1-∏t-2 ,Gt存在線性關系,因此可以設立線性模型:
∏t =a+b∏t-1+ c(∏t-1-∏t-2)+Gt+e
∏t代表通貨膨脹,∏t-1表示上期通貨膨脹,∏t-1-∏t-2表示通脹膨脹變化趨勢,Gt表示產出缺口,e表示隨機誤差。
應用EViews軟件進行回歸分析,由此得到的通脹與預期及產出缺口的模型為:
∏t=3.352003+0.390435∏t-1+0.493252(∏t-1-∏t-2)+11.19414Gt+et
(1.1975) (0.1634)(0.175)(7.041)
t= (2.799)(2.389) (2.812) (1.589)
R2=0.584F=12.176 S.E=4.411
模型表示的經濟含義為自發性的通貨膨脹率為3.35%,這是經濟增長引起的;上期的通貨膨脹對本期的通貨膨脹的影響慣性為39.04%,即人們有理由相信本期的通貨膨脹會在上期的基礎上保持一定的比例;通貨膨脹變化趨勢的影響程度為49.3%,即人們還會根據前兩期的通貨膨脹差額來預測本期的通脹;產出缺口的影響程度為11.194,即若實際GDP比潛在GDP增加1%,將會導致通貨膨脹增加11.194%。
模型的擬合優度為0.584,定量地描述了∏t的變化中可以用回歸模型來說明的部分為58.4%,也就是說模型具有0.584的解釋程度。F值為12.176,由于n=30,k=3,n-k-1=26,取顯著性水平為a=0.05,查表得F0.05(3,13)=3.41,表明只要F值大于3.41,就能以95%的置信度認為模型的線性關系是顯著的。
三、主要結論
1.菲利普斯曲線在中國還是存在的,只是在一些體制方面與西方國家有差別,導致不是很明顯,因而有些學者否認它在中國的存在。在這個模型中產出缺口與通貨膨脹之間呈現出正相關的關系。
2.產出缺口在統計上顯著影響我國的通貨膨脹率。應該說,我國經濟發展史上存在的經濟過熱現象是通貨膨脹的一個重要原因;或者說,實際產出超過潛在產出水平是通貨膨脹產生的主要實體經濟面因素。如果實際經濟當中實際GDP超過潛在GDP,其反映在通貨膨脹中將被放大十倍。
3.上期通貨膨脹以及通貨膨脹趨勢在一定程度上影響著我國的通貨膨脹。
4.雖然在擬合優度不是很高,但從F值我們知道整個模型的影響是顯著的,所以在沒有引入其他影響因素的情況下,我們有理由相信這個模型是符合實際的。
四、治理我國通貨膨脹的政策建議
首先,經濟過熱的不僅是某些地方政府不惜代價追求發展速度的慣的結果,也是中國特定政治周期在經濟領域的一個反映:在某個政策規劃剛出臺的前兩年。各地都想把攤子鋪大,把基礎打好。各級地方政府應該樹立全局觀念,確保政令暢通;中央政府各有關部門也應管好土地,管好稅收。在宏觀的幾個指標中不能只顧經濟增長,在有矛盾的指標之間要注意協調。應該采用穩健的政策防止經濟過熱,要根據實際情況來制定政策,不應該一味地追求GDP的增長速度。
其次,作為調控者的政府要把好預期這一關,不要盲目地讓物價太高,只有讓人們擁有一個比較穩定的預期,才能保證經濟不會過分波動。一方面,要適度控制貨幣投放的規模和節奏,讓貨幣供給量平穩回落至適度水平;另一方面,要合理引導信貸投放的規模和結構,既要防止信貸過度膨脹,又要通過窗口指導推動貸款投放的結構調整。此外,保持國內農產品價格的基本穩定,合理控制水電油氣等資源類產品價格,在積極推進資源價格形成機制改革的同時,充分考慮到居民的承受能力和適應能力,以免成為推升物價的疊加因素。最后,加強對國際熱錢的監管,防止資產價格,尤其是房價的過快膨脹。
參考文獻:
[1] 張平,王宏淼.“雙膨脹”的挑戰與宏觀政策選擇[J].宏觀經濟研究,2008,(6).
[2] 劉偉.供求失衡的特點與通貨膨脹的治理[J].宏觀經濟,2008,(5).
關鍵詞：SV-MT模型 通貨膨脹 不確定性
通貨膨脹是宏觀經濟學中一個非常重要的問題，它關系到一個國家的經濟穩定、社會穩定以及人民生活福利水平。嚴重的通貨膨脹不僅僅會阻礙經濟的發展，而其還有可能引起社會政治危機。中國經濟體制改革以來，平均年通貨膨脹率不到10%，較之其他發展中國家、獨聯體諸國和東歐國家，通貨膨脹率不算高。但中國改革開放以來的通貨膨脹率變化很大，既經歷過年通貨膨脹率達到20%以上的嚴重通貨膨脹，也經歷過輕微的通貨緊縮，通貨膨脹動態路徑轉換頻繁，不確定性程度很強，對經濟的危害并不低。較低的平均通貨膨脹率和較高的通貨膨脹變動相結合，是當前中國通貨膨脹的一大特征，因此加強對不確定性的研究，不僅僅只是實踐的需要，也是通貨膨脹理論和其他經濟理論發展的要求。
國內外學者已經對通貨膨脹水平與不確定性的關系進行了大量的研究。Okun（1971）首先提出了高通貨膨脹導致高通貨膨脹不確定性。Friedman（1976）的研究指出通貨膨脹不確定性的發生常常產生于公眾通貨膨脹預期上的錯誤，當公眾預期的通貨膨脹與實際的通貨膨脹相差很多時，通貨膨脹不確定性就產生了，且通貨膨脹與通貨膨脹不確定性存在正向的聯系。Foster E（1978）采用樣本方差或均方通脹率代表波動性指標，研究結果均表明通脹均值和波動性之間存在較強的正相關性。
隨著經濟計量技術的發展，Engle利用條件異方差模型（ARCH）對英國和美國通貨膨脹的易變性進行了實證研究，估計出非預期通脹的方差序列。Kontonikas、Wilson（2006）、Guglielmo和Alex Andros等利用GARCH類模型對通貨膨脹水平與不確定性的相關關系進行了研究。在GARCH 模型的框架下，一步向前的條件方差代表不可預測的通脹新息的波動性，它是事先的方差而不是像移動平均標準差那樣的事后方差，因此，能夠更好地反映通貨膨脹不確定性。然而，在GARCH 類模型中令波動的條件方差服從一個確定的自回歸過程，因此，波動的改變即是一個已知過程，這與不確定性的概念不符。與GARCH 類模型不同，隨機波動（SV）模型令條件方差包含某些隨機過程的不可見成分，因此，波動的改變是隨機變化的，這種隨機沖擊的性質與程度也是影響通脹調整的重要因素。相對于GARCH 模型，Danielsson等的研究認為SV類模型在實證檢驗中優于GARCH 類模型，SV類模型能更好的刻畫通貨膨脹水平與不確定性的時變特征。
理論模型及參數估計
（一）理論模型
在時間序列波動研究文獻中，SV模型是一類隨機微分方程的離散化表示，其波動性不僅與以往的波動情況相關，還依賴于當前的信息項，通過對未觀測隨機過程建模顯示其靈活性。與基本的SV模型相比，SV-t模型是一種厚尾SV模型，具有捕捉實際時間序列的尖峰后尾的能力，其對時間序列波動的描述能力更強。
設時間序列通貨膨脹水平rt，根據通貨膨脹水平的波動性，假定rt服從分布：rt～N（0，σt2），其中σt2是rt基于t-1時刻已有信息的條件方差，由此可以得到SV-t模型：
（1）
其中：殘差項εt和ηt互不相關；為持續性參數，反映了當前波動對未來波動的影響，
在SV-t 模型的基礎上，為刻畫通貨膨脹波動與預期觀測值的相關關系，可以在均值方程中引入波動項作為均值回復的一個影響因素，以考察條件分布對預期通貨膨脹與不確定性之間關系的影響，由此得到SV-MT模型：
（2）
其中，d exp（ht）為模型的預期觀測值，d為風險溢出系數，它用來度量波動對預期觀測變量的影響，若d>0，表示波動和預期觀測變量具有正向相關關系，d值的大小表示波動變動一個單位時對預期觀測變量的影響程度。
（二）參數估計
根據式（2）可得ht的條件分布為：ht |μ，φ，ht-1～NID（μ+φ（ht-1-μ），1/τ）；對于給定的ht和d值有：rt |ht，d～t（d exp（ht），exp（ht），υ），t=1，2，…，n。由此可得到rt的條件概率分布函數：
由以上可得到SV-MT模型的似然函數：
（2）
SV-MT的參數估計采用基于MCMC（Markov Chain Monte Carlo）的貝葉斯估計方法。MCMC方法將隨機過程中的馬爾可夫過程引入到Monte Carlo模擬中，建立馬爾可夫鏈，實現動態模擬，構造平穩分布的樣本，并使它的平穩分布和后驗分布相同，當馬爾可夫鏈收斂時，模擬值可以看作是從后驗分布中抽取的樣本。定義SV-MT模型中的待估參數為h=（μ，φ，τ，d，υ）′，通貨膨脹水平R=（r1，r2，…rn）′，不可觀測的潛在對數波動率記為：Q=（q1，q2，…qn）′，則模型的條件似然函數可以寫成 ：
待估參數h和不可觀測量的聯合先驗概率可以表示為：
根據貝葉斯定理，h和q的聯合后驗概率密度正比于其先驗概率和條件似然函數的乘積：
由先驗分布及似然函數，便可得到參數的后驗條件分布。μ的后驗條件分布如下：
（3）
類似地可以得到參數φ、τ、υ、d的后驗條件分布如下：
（4）
（5）
（6）
（7）
根據MCMC參數估計的基本原理可知，平穩分布與初始分布無關，Markov鏈在經過足夠多的次數迭代后，若各個時刻狀態的邊際分布都是平穩分布，則認為該Markov鏈為收斂的，因此，參數的后驗分布不會隨著參數的先驗分布發生顯著變化，由此我們參照Kim等的經驗選取以下分布作為先驗分布：
實證研究
（一）數據來源及統計特征分析
數據來源。下面的檢驗中本文使用的通貨膨脹率水平（r） 是采用我國消費物價指數（CPI）的對數一階差分形式表示。本文使用1990年1月至2011年9月間的月度數據，差分后的樣本共 260個。樣本自1990年始是因為我們無法獲得更早年份的月度統計資料，而且從20世紀80年代商品價格才開始逐步放開，此前嚴格受國家計劃控制。數據來源是國家統計局網站以及《中國統計月報》。
數據的統計特征分析。從圖1可以發現，上世紀90年代以來，我國的價格水平波動十分明顯，經濟經歷數次通脹、緊縮以及兩者的相互轉換，通貨膨脹過程在不同階段的行為特征差別明顯，其動態經歷了高漲-溫和膨脹-緊縮-再度溫和膨脹-緊縮-再度溫和膨脹的過程。即有0.277的高通貨膨脹時期，也有了-0.0181的低通貨緊縮時期。同時，從圖1中，我們也可以看到，從1992 年下半年至1995年初是高通脹階段，其中1994年的年度通脹率超過25 %，為建國以來最高水平。這次物價上漲同樣源于貨幣的過度供給，糧價改革以及能源價格的提高也是物價上漲的直接誘導因素。價格改革和調整盡管導致了高通脹，然而從這一階段開始價格的市場形成機制得以確立（易綱，1996）。1998-2002年中國出現了長達5年的通貨緊縮，價格水平一直處于0附近，這一階段同1995年前通脹水平較高且波動劇烈的特點形成鮮明對比。又從2002年底到2008年基本保持在溫和的通貨膨脹水平，并在2008年達到了高峰。到了2009年出現了短暫的通貨緊縮，我國新一輪的通貨膨脹自2010年初啟動，到我們的觀察期結束CPI還一路攀升，后期CPI的變化還有待觀察。最后，我們可以觀察到，整體上的通貨膨脹率變化體現出異方差性，通貨膨脹階段價格變化的波動程度較大而通貨緊縮階段價格的波動程度已經明顯降低。
建立分析模型之前，我們先簡要考察要檢驗的數據序列的基本統計特征。用EVIEWS6.0軟件對通脹率r進行統計分析，表1給出了通脹率r序列的描述性統計量。結合數據的偏度和峰度值容易看出，通脹率r具有左偏厚尾特征，并且它的J- B檢驗統計量也都在1%的顯著性水平下拒絕了數據服從正態分布的原假設，說明通脹率在少數月份中出現了異常值。為了檢驗通脹率r的異方差特征，針對樣本均值的偏差序列以及其平方序列分別計算了Ljung-Box統計量Q（k），容易看出，均值偏差序列和偏差平方序列均具有高階自相關性，并且LM統計量說明偏差序列顯著存在ARCH效應即具有異方差特征。ADF檢驗用來判別序列的平穩性，檢驗結果表明，通脹率r不存在單位根，即序列是平穩的，因此，保證只含有時變的隨機擾動項。
（二）模型參數估計及收斂性檢驗
模型的參數估計。考慮到通貨膨脹水平與不確定性的相關關系具有時變性特征，將基礎SV模型拓展為SV- MT模型。為了估計SV- MT模型的參數，我們采用貝葉斯估計，MCMC的Gibbs抽樣次數為50000次，由于Markov鏈收斂前的一段時間的迭代中，各狀態的邊際分布還不能認為是平穩的，因而選擇“燃燒”舍去前25000個抽樣值，在此基礎上在進行25000次迭代作為各參數的穩定分布抽樣，記錄下的樣本結果作為參數估計的Monte Carlo試驗數據。根據Markov鏈在平穩狀態下的Monte Carlo抽樣數據，圖2是模型參數的后驗分布核密度估計圖，表2是各參數的估計值。
由圖2可以看出，模型參數φ和υ的后驗分布具有偏態特征，其他參數的后驗分布都具有對稱性。這主要是由于參數φ和υ的Monte Carlo抽樣數據中，一側的極端值出現的概率較大，使后驗分布呈現出偏態特征。綜合各個參數的后驗分布核密度圖，對利用MCMC方法抽樣得到的Monte Carlo 樣本進行進一步的分析，可以得到模型參數的貝葉斯估計值以及相應的分位區間估計。由表2可以看出，波動方程的自回歸參數φ的貝葉斯后驗均值為0. 982， 表示通貨膨脹的不確定具有較強的持續性特征，類似于金融收益率波動的持續性過程，風險溢出系數d的貝葉斯后驗均值為5.978，由于d可以用來度量波動對預期觀測變量的影響，值為正則說明通脹不確定性對通脹水平具有正向影響。
模型的收斂性檢驗。采用MCMC 估計，參數估計值序列的收斂性診斷異常重要，如果一個參數估計值序列不收斂，那就意味著它不會圍繞一個值來波動，方差將會很大，也就是等價于一個回歸模型中的回歸參數的t值非常小，從而無法通過統計檢驗?；诖?，我們要對模型進行收斂性診斷。
首先，由表2可以看到，各個參數的MC誤差遠小于標準差，我們可以得到一個初步的結論，參數的估計趨于收斂。為了進一步證實我們的判斷，我們這里采用更為精確的方法G-R（Gelman-Rubin）收斂性診斷方法。Gelman-Rubin診斷方法以正態理論逼近為基礎，最終得到一個判斷收斂性的診斷統計量R，一般來說，>1，當Markov 鏈趨于收斂時，應趨近于1。表2已經給出了G- R檢驗統計量，可以看出各個變量的G- R檢驗統計量均在1.0-1.1之間，因此，可以認為模型各個參數的樣本分布已經收斂到其后驗分布，即采用MCMC穩態模擬估計模型參數是有效的。
（三）通貨膨脹及其不確定水平的動態分析
為了進一步研究通貨膨脹水平與不確定的動態關系，接下來我們將繪制出通貨膨脹率與不確定相互作用的脈沖響應函數圖。
從圖3可以看出，給通貨膨脹不確定性一個正的沖擊，通脹水平在第2期達到最大值，即r對h的相應值為0.0076，然而這種沖擊作用不具有可持續性，在第8期之后幾乎為0；反過來，通脹水平的變化對其不確定的影響基本接近于0，說明h對r沖擊影響不顯著。這與我們前面有SV-MT模型得出的結論相一致，這些經驗結論表明：劇烈的通貨膨脹不確定性會推動通貨膨脹上升，反之則沒有相應的證據支撐。
結論
本文針對我國通貨膨脹水平與不確定性的相關關系具有時變性特征，建立SV- MT模型來刻畫我國的通脹不確定性動態特征，運用MCMC方法對我國1990年1月至2011年9月的通脹水平和不確定性的動態關系進行實證分析。結果表明：SV- MT模型能很好的刻畫我國的通脹不確定性動態特征，我國通貨膨脹不確定性具有明顯的持續性特征，通貨膨脹不確定性對通脹水平具有正向影響作用，同時也說明了我國目前的宏觀經濟政策框架中含有相機抉擇的成分因素。由于在存在通貨膨脹粘性的條件下，有約束的相機抉擇貨幣政策下通貨膨脹波動低于完全相機抉擇下的波動，因此從長期來看，貨幣政策應給予通貨膨脹目標更大的權重，從而在通貨膨脹粘性的條件下，減少社會福利損失。
另外，在SV-MT模型中，我們均假定均值方程和波動方程的擾動項εt與ηt是相互獨立的，沒有考慮兩個擾動項之間的相關關系，在接下來的研究中，我們可以把這種假定放開到更一般的情況，用兩個擾動項之間相關關系來說明利空（觀測值為負）或利好（觀測值為正）消息對波動影響的非對稱性，即在SV-MT模型的基礎上考慮這種波動對正向沖擊和反向沖擊的影響，這樣才能更好的描述通貨膨脹不確定性的動態特征。
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