通貨膨脹論文大全11篇

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（二）技術變遷與中國通貨膨脹形成機制中國通貨膨脹二元分化現(xiàn)象主要有三個效應導致，分別是技術進步效應、國家控制力效應和缺口效應。1.技術進步效應。生產率增長、技術進步以及工業(yè)品價格之間的資關系非常復雜。當前的生產率提高顯然會導致PPI的增長，這是由于中國在技術上的劣勢以及作為一個發(fā)展中國家的現(xiàn)狀決定的，因此依靠從工業(yè)化發(fā)達國家引進先進的生產技術從事生產。但主要的引進方式是外國直接投資和專利轉讓以及進口。外國直接投資將拉動國內固定資產投資從而直接或間接增加國內投資需求，導致價格上漲和通貨膨脹；通過對國外的產品和技術進行分解研究，專利轉讓等方式進行吸收，再投資，以收購技術，以此提高生產率，從而進一步加大了對擁有新技術產品的投資，但是這樣會導致上游原材料供應緊張的局面產生，提高工業(yè)制成品的成本進一步提高產品價格。工業(yè)類投資領域產生的這種“潮汐現(xiàn)象”。將導致投資需求的快速擴并引發(fā)需求拉動型通貨膨脹。因此，引進造成的變化制成品鏈的價格指數(shù)技術：為了提高生產效率—引進技術—投資，對原材料的需求增加增加—上游原材料價格—新興的工業(yè)成本—工業(yè)價格。2.國家控制力效應。而中國宏觀經濟調控力度很大，更容易依靠國家的力量來集中發(fā)展這些技術引進的部門。此時大范圍引進先進技術的工業(yè)部門的發(fā)展會呈現(xiàn)良好的局面：一方面通過新技術和生產的規(guī)模效應使生產的成本降低了，這會減少部門產品價格水平的波動，并且還會產生價格水平下降的趨勢；另一方面來看在短期內，產出均可以被國內的需求吸收，進行技術引進的部門會因此獲得大量利潤。與技術引進部門不同的是向農產品生產部門這樣的非技術引進部門在向社會提供最終消費品的同時還向技術引進部門提供中間產品。此時非技術引進部門在資本和政策環(huán)境均不如技術引進部門的情況下，缺乏技術進步和創(chuàng)新，因此生產率相對比較低。短期內，非技術引進部門產品可以滿足技術引進部門對中間產品的需求，因此該部門的價格水平波動不會很劇烈。從總體上來看，技術引進部門良好的發(fā)展態(tài)勢掩蓋了非技術引進部門的發(fā)展缺陷，宏觀經濟整體上會顯現(xiàn)出高增長、低通脹的局面。3.缺口效應。引進新技術的工業(yè)部門的發(fā)展勢頭依然很快，產量的增長也非常迅速，因此潛在的國內需求已經無法滿足該部門的供給，將有可能通過擴大海外市場通過出口來支撐他們的發(fā)展。但通過出口起到的作用有限，由于供給大于需求，所以導致這些部門的產品價格比較低。此時，從經濟的宏觀方面來看經濟增長仍然由這些具有新技術的工業(yè)部門帶動，但農業(yè)部門價格水平的大幅度上漲與工業(yè)部門的低價格的現(xiàn)象并存，因此產生了價格水平的“二元分化”現(xiàn)象。在這里需要說明的是，衡量整個經濟的通貨膨脹率水平以及波動水平，需要由各個部門之間價格水平變動的強弱來決定。隨著落后國經濟的發(fā)展，技術引進將一次又一次不停地發(fā)生。每一輪技術引進都會交替產生通貨緊縮和通貨膨脹。

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論文正文：

通貨膨脹中國經濟論文

一、通貨膨脹產生的主要原因

(一)需求拉動

需求拉動是引起通貨膨脹的重要因素之一。需求拉動型通貨膨脹又被稱為超額需求通貨膨脹，通常是被認為總需求過度的結果。也可說成社會上的總需求超過生產商的總供給所引起的一般價格水平的持續(xù)、顯著的上升。概括說來，社會總需求的增加會引起產品價格的上漲和總產量的增加，但是在實現(xiàn)充分就業(yè)以后，也就是達到實際產量的最大限度，總需求輕微的波動都會帶動價格水平的進一步提高，通貨膨脹也就更加突出。在這種情況下，通貨膨脹又被生動地描述為過量的貨幣追逐稀有的商品。同樣根據(jù)經濟學家凱恩斯的理論：一旦出現(xiàn)社會上的總需求超過總供應的現(xiàn)象，物價上升趨勢的出現(xiàn)也就很正常了。所以不管什么原因，只要總需求上升必定會出現(xiàn)需求拉動型通貨膨脹這種現(xiàn)象。

(二)成本推進

成本是在生產和銷售某種產品的過程中需要花費的所有費用，是商品價值的表現(xiàn)形式和內容，也是構成產品價值的重要因素，即人們在通過一些途徑達到自己所需目的生產過程中所消耗的要素也稱為成本。成本推進型通貨膨脹又被稱為供給型通貨膨脹，是指在人們總需求沒有變動的情況下，從供給的角度來看，商品成本的提高所導致的物價水平全面持續(xù)地增長。指的是由于生產者成本的上升是價格水平上升的情況也會由于市場上的價格沖擊力造成的某一類原料價格上漲。

(三)結構性變

化20世紀60年代的經濟學家提出這樣一種觀點，認為市場活動內容應拆分為兩個部分：一部分是工作效率很高的工業(yè)組織;二是生產率保持一定水平線上的社會公共服務部門。當工業(yè)部門由于工作效率高而使部門工資上漲時，社會服務部門也會不甘示弱，同樣提高薪資上漲幅度。由此現(xiàn)象不難發(fā)現(xiàn)在這種做法下，經濟總體難免會形成由工資薪酬成本所推動產生的通貨膨脹。即社會中某一部門的工資提高，其他部門必會因為攀比心里而同時提高自己的工資比例。

具體定義來說，結構性通貨膨脹是指在沒有需求推動的作用下，僅僅是由于市場結構因素造成的普遍價格的上升變化。分析來看，社會各部門生產效率與發(fā)展水平層次不同，和外部的經濟聯(lián)系不同，可是現(xiàn)代經濟結構要想使生產要素從落后的部門向先進的部門轉移是很難做到的，同時落后的部門會要求與先進的部門在工資和價格方面達到同一程度水平，這樣就會導致一般價格水平上漲，形成結構性通貨膨脹。

二、通貨膨脹對中國經濟社會的影響和表現(xiàn)

(一)通貨膨脹使收入分配結構不平等

通貨膨脹會影響甚至降低消費者的生活質量水平，其中對固定水平低的民眾影響十分明顯。一般會分成兩個部分：對于有固定工資收入者和債權人來說會遭受財產的損失，由于這群民眾只有固定的工資收入及養(yǎng)老金，而工資的增長的幅度卻抵不過物價上漲的幅度，總是居于通貨膨脹之后。而對于那些非固定收入者(利潤收入者)和債務人都會在循環(huán)漲價的通貨膨脹過程中通過提高價格水平來減少通貨膨脹損失，并可能從中獲益。

(二)通貨膨脹造成消費與投資的不確定性

中國的畸形經濟結構由于消費投資帶來的巨大不確定性向更加不協(xié)調的方向演變，市場生產者發(fā)出商品價格的信號，而生產者會依據(jù)這個信號來明確市場是否需要自己的產品，明確需求，從而有針對性地調整自己的生產規(guī)模，來降低社會能源資源的浪費，讓這些資源能得到充分有效的利用。但通貨膨脹來臨時，商品價格的上漲只是由于生產的投機和人們的心理作用，并不是因為實際的需求而上漲。由于生產者不能及時準確地掌握全面可靠的市場信息，因此人們的這種行為會促使消費與投資的進一步盲目前進。

(三)通貨膨脹降低中國的競爭能力

在通貨膨脹過程中，商家們要想謀求自己的產品利潤最大化，最直接并且最有成效的途徑就是提高自己產品的價格，因為即使獲益的空間被通貨膨脹的循環(huán)沖銷壓縮，可是相對于不漲價而言，獲利空間還是很大的。我國屬于外向型發(fā)展經濟，而且以勞動密集型產業(yè)為主，加工制造國外的產品再輸出，成本低廉，在國際上有相當?shù)母偁幜Γ菦]有較高的技術含量。而通貨膨脹更加劇了這種低端的社會地位，不但國內貨幣貶值，而且抬高了出口的成本。中國逐漸失去競爭優(yōu)勢。

(四)通貨膨脹對國內居民的影響

首先，對于固定的工資收入持有者來說在通貨膨脹中會遭受損失。對于那些固定收入的階層來說，如：領取救濟金、退休金的人等，他們的收入屬于彈性很小的固定資金額，普遍追趕不上物價上漲的幅度，盡管實際收入通過名義工資有所提高但是購買力將不斷下降，導致固定收入者生活質量下降。其次，通貨膨脹對居民儲蓄不利，伴隨物價水平上漲，居民存入銀行的資金的實際價值就會下降，從而導致原本擁有的資金按照相反的利率來計算，使民眾所持有的資金受到嚴重的打擊。最后，通貨膨脹還會對居民就業(yè)產生很大影響，雖然通貨膨脹在前期內可以刺激生產者擴大生產，從而增加就業(yè)機會，擴大就業(yè)渠道，但是只要當通貨膨脹繼續(xù)以這種趨勢發(fā)展下去，那么人們就會大大的降低積極性，企業(yè)不愿意多提品而且工人的勞動生產率極大下降，這就會導致出現(xiàn)失業(yè)增多的現(xiàn)象。

三、應對我國通貨膨脹的對策

(一)調節(jié)和控制社會總需求

總需求屬于宏觀的理論。它是指在特定的物價體系階段中對產品和服務的需求的總和。調節(jié)和控制社會總需求，必須要對貨幣流通情況作出合理的判斷，不能就單方面來看，還必須綜合各種因素來采取對策。在財政政策方面，努力增加財政收入，大力縮減財政支出，保持財政收支平衡，避免赤字財政的產生。而在貨幣政策方面，主要通過緊縮型信貸，嚴格控制貨幣的放出量，降低貨幣供應量。但是無論財政政策還是貨幣政策，或是兩者結合的綜合治理，很重要的途徑即抑制消費過快增長并將投資的規(guī)模控制在一定范圍內，從而實現(xiàn)調節(jié)和控制社會總需求的目的。

(二)加大金融部門監(jiān)管力度

在世界金融自由化的大背景下，不難看到我國正處于經濟轉型階段，存在著很多不確定因素，所以工作的重點應該加大金融部門監(jiān)管力度。一方面建立健全相關的法律規(guī)章制度，不斷完善法律體系，完善加強監(jiān)管制度;另一方面整改一些不合理的經濟管理因素，協(xié)調好監(jiān)管體制下的各個金融部門，堅決制止和查處隨意提高利率、亂批設金融機構和各種違反金融政策法規(guī)的行為，防止各種違規(guī)現(xiàn)象發(fā)生，避免由于經濟中的不穩(wěn)定性因素推動通貨膨脹問題的出現(xiàn)。

(三)增加產品合理供給，優(yōu)化經濟結構

為解決通貨膨脹帶來的問題，需要從兩個切入點著手，一方面適當增加總供給;另一方面控制總需求，二者均要重視。若單方面控制總需求而忽略了增加總供給的作用，將阻礙經濟發(fā)展，使我國經濟處于低速階段，最終使努力付諸東流。但僅增加總供給而不控制總需求又必然會對我國經濟增長造成重大的影響，同時也增加了調整的成本。因此，在控制總需求的同時，還必須增加有效供給，降低成本，調整產業(yè)和產品結構，提高經濟效益。

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一、對通貨膨脹的分析

1、通貨膨脹的定義及其分析

西方經濟學家對通貨膨脹的定義，大體上可分為“貨幣派”和“物價派”。“貨幣派”認為通貨膨脹是物價的普通上升，而且這種上升是由于貨幣過度供應引起的。“過度的貨幣追逐相對不足的商品和勞務”。“物價派”主張用一般物價水平或總價格水平的上升來定義通貨膨脹。凱恩斯在其著作《就業(yè)、利息與貨幣通論》中指出當達到充分就業(yè)后，貨幣供給的增加而引起的有效需求的增加已沒有增加產量和就業(yè)的作用，物價便隨貨幣供給的增加作同比例的上漲。

兩派分歧的實質在于對物價上升原因的解釋。我們可以借助這樣一個“模型”來理解貨幣和物價之間的變動關系：假設市場是一個天平，貨幣是天平的左邊，物價是天平的右邊。當市場上貨幣量超出實際需要貨幣量時，大量的貨幣追逐一定的物品，物價就會上升；當市場上貨幣量一定時，由于物品供給的減少，也會使物價上升。實際上，我們可以做這樣的一種區(qū)分，前一種情況下，是貨幣的絕對過剩，這種情況引起的通貨膨脹我們稱之為絕對通貨膨脹。后一種情況下，是貨幣的相對過剩，這種情況引起的通貨膨脹我們稱之為相對通貨膨脹。

2、當前我國通貨膨脹的成因分析

結合上面的分析，我們從貨幣和物價兩個方面去探索當前我國通貨膨脹的原因。

（1）貨幣流動性泛濫。2006年以來，貨幣流動性過剩狀況越來越嚴重，究其原因，主要有以下幾個方面。①內外經濟失衡。長期以來，由于種種原因以及中國人消費觀念的原因，在拉動經濟發(fā)展的三駕馬車當中，內需一直是不足的。我國經濟的高速發(fā)展，一直是靠大量的基礎投資和迅猛增長的進出口貿易。在我國強制結售匯體制下，貿易順差的不斷增長意味著外匯儲備的不斷增長，并且累積下來導致了截至到今年6月底，我國外匯余額為13326億美元，同比增長41.6%。今年前6個月，累計對外貿易順差達到1125億美元，比上年同期增長83.1%。龐大的外匯占款迫使央行不斷地向市場投放基礎貨幣，經過貨幣乘數(shù)作用之后，市面上創(chuàng)造出大量的可流通的存款貨幣，從而導致貨幣供給增多，流動性過剩。②收入分配問題。中國社會科學院金融研究所利用1992～2003年的資金流量表，分解出我國居民、企業(yè)和政府部門的儲蓄率變化，分析結果表明，這些年間，特別是2000年以后，中國國民儲蓄率的上升主要歸因于政府部門和企業(yè)部門儲蓄率，而居民儲蓄率則是相對下降的。這意味著，推動中國儲蓄率居高不下的不是個人，而是政府和企業(yè)，尤其是政府。隨著國民經濟的高速發(fā)展，政府收入已經連續(xù)數(shù)年以遠高于國民經濟增長率的速度在增長。稅收增加的同時，政府的福利開支卻出現(xiàn)了相對下降。政府沒有在利用再分配機制去改善全社會收入分配機構方面發(fā)揮積極的正面作用，而是更多地用于投資。地方政府為追求政績，投資的沖動很大。

（2）物價水平持續(xù)上升。當前我國物價水平不斷上升，有著國際國內兩個方面的影響。①國際方面的影響。自2005年中期以來，全球大宗商品市場走出了一波快速上升的牛市。

中國、印度等新興國家需求大增，導致礦產資源供給吃緊。以銅為代表，有效突破3000美元/噸的歷史高價后，更是在隨后近一年的時間內創(chuàng)下8825美元/噸的天價。由于戰(zhàn)爭、限產等原因，石油價格也持續(xù)走高，一度達到80美元/桶的高價，高盛等美國著名投行甚至預測在不久的將來，油價會突破100美元/桶的大關。氣候變化、自然災害和生物能源替代政策等使得國際糧食減產，面對沒有減少的需求，國際糧價也持續(xù)走高。種種原因造成的基礎原材料價格的上漲，再通過進口成本傳遞到國內市場，引起同類產品的價格不斷攀升。②國內方面的影響。定價權缺失是導致國內糧食價格上漲的主要原因。長期以來，我國農副產品在價格上沒有主導權，一來有國家限價，二來本身進入門檻較低，秩序混亂。農副產品價格每上漲1個點，其結果是農資產品上漲幾個點。絕對來看，好像價格上漲了，農民增收了，其實是由于成本上升速度快于收入增加速度，所以反而是辛苦了一年，回頭一算，并沒有獲得相應的回報。在這種情況下，就造成兩種局面：產品生產成本是決定產品價格水平的內在因素，糧食生產成本的持續(xù)上漲成為糧食價格上升的內在動力；農民開始考慮農業(yè)生產的比較效益，不再固守自己的一畝三分地，進城務工，農田拋荒比例明顯增大，從而造成糧食連年減產，導致產不足需。

總體來說，目前我國的通貨膨脹情況表現(xiàn)為穩(wěn)定的、緩慢的上漲，即溫和的通貨膨脹。這種溫和的通貨膨脹在實際生活中，又區(qū)分為兩種表現(xiàn)：一是在實物資產方面，表現(xiàn)為貨幣的相對過剩；二是在金融資產方面，表現(xiàn)為絕對過剩。因而在投資策略上也要分別對待。

二、通貨膨脹對投資的直接影響及其策略

通貨膨脹對投資的直接影響又可以視為通貨膨脹帶來的投資機會。這種投資機會分布在實物資產投資和金融資產投資上。由上文的分析可知，實物資產方面主要是實物資產供給不足，金融資產方面主要是追逐金融資產的貨幣太多。可以針對這兩種情況分別采取不同的投資策略。

1、實物資產的投資策略

認清了上漲的本質在于供給不足之后，有助于我們制定明確的投資策略。

以銅為例。1992年以來，我國銅消費量激增，年均增長率15.16%。2002年消費量414.04萬噸，占世界銅消費量1495.65萬噸的27.68%（四分之一多）。已經超過美國（237.24萬噸）、日本（116.39萬噸）和德國（106.34萬噸），居世界第一位。

建國以來我國礦山共生產銅1113.94萬噸，1999～2002年礦山產量在52萬噸～59萬噸之間徘徊，加上國內每年回收30多萬噸廢銅，國內原料生產的銅的供應量約85萬噸～90萬噸/年。以2000年的消費量239.5萬噸為基數(shù)，假設從2000年到2020年間，我國銅年均消費增長率為10.0%，2010年的屆時需求量約410萬噸，2020年約665萬噸，20年間累計需求量為8710萬噸。2010年國內原料生產的銅，只能滿足需求的20.49%，2020年為13.53%，供應嚴重不足，矛盾日趨擴大。像銅等礦產資源，煤、石油等一次性能源產品，生產投資周期長，可替代性差，如果發(fā)生短缺的現(xiàn)象，在短期內是難以改變的。它們的價格上漲具有持續(xù)性，就算因此而導致成本推動型的通貨膨脹，政府和企業(yè)也只能接受而不可能違反市場經濟規(guī)律，采取強硬措施。因而對于此類的實物資產投資，可以買入并長期持有至市場基本面發(fā)生改變?yōu)橹埂６翊竺住⒇i肉等糧食，玉米、棉花等農產品，增加供給是一件不算很難的事情，因而，假如要對它們進行投資，只能是看準時機，快進快出，獲得市場波動的價格差。

2、金融資產的投資策略

在當前的通貨膨脹下，由于我國的低利率政策，實際上大家手頭上的貨幣是不斷貶值的。因而，不管是對于普通老百姓，還是高收入家庭，保值增值成為了大家的一致共識。

從資金層面實現(xiàn)保值升值的途徑無非是儲蓄、住房、證券、保險、外匯。目前儲蓄率持續(xù)低于CPI指數(shù)，人民幣一直處于升值的預期當中，因而儲蓄、外匯基本上不會成為大家的投資選擇，無法滿足人們的需求；保險只是備萬一之需，解決意外情況。在這種情況下，資金大量涌入住房和證券是理所當然的事情。特別是在住房受到了政策打壓而且高企的房價超出了老百姓承受范圍的情況下，面對火爆的股市，儲蓄進行搬家便成為普通老百姓唯一的途徑，股市的“瘋狂”也就變得可以理解了。

根據(jù)行為金融學的解釋，這種預期一旦形成，這將是一個過程，不會是短暫的結束。人與人、貨幣與資產之間的博弈生生不息的進行下去，直到預期改變?yōu)橹埂＿@場博弈在當前，主要表現(xiàn)為房價的高企并頑強上漲，股市的火爆并不斷創(chuàng)出新高。在實際情況中，盡管房產價格高到超出大多數(shù)人的承受能力之上，供過于求（相對而言，大多數(shù)人買不起房，有效需求不足），股票價格遠高于其內在價值，資產證券化率達到了100％以上，市盈率偏高（高出成熟市場一倍以上），但是，更應該清醒地認識到，這場博弈才剛開始，或者說是才開始不久，更精彩的在后面，后面還有充足的時間和巨大的空間。

但我們還是要明確一點，這場博弈的起點是大家的保值增值預期。如何保值增值呢？只有在經濟的發(fā)展過程中，分享國民經濟的成果才行，做到這一點，惟有投資國民經濟的中流砥柱——藍籌股才能實現(xiàn)。因此，博弈的重點是有價值的藍籌股，而不是大多數(shù)人所喜愛但不適用的垃圾股。

地產也是一個較好的選擇，但其牽涉面較廣，又時刻會遭遇政府的大棒，作為投資對象來說，謹慎樂觀對待為宜。

三、通貨膨脹對投資的間接影響及其策略

通貨膨脹是一把雙刃劍，溫和的通貨膨脹有利于經濟的增長，但超出一定程度后的通貨膨脹會對經濟造成嚴重的破壞，因而在對待通貨膨脹的問題上，國家一直保持比較藝術的態(tài)度。既能容忍一定程度的通貨膨脹，又會采取一定的措施防止通貨膨脹的進一步惡化。當前我國的通貨膨脹就有進一步發(fā)展至惡化的趨勢，通貨膨脹對投資的間接影響就是要規(guī)避政府出臺措施治理通貨膨脹而帶來的不利于投資的因素，同時發(fā)掘伴隨之的新的投資機會。

對于實物資產領域對通貨膨脹的貢獻來說，治理起來相對簡單，說白了就是要增加供給，比如現(xiàn)在的加大生豬繁殖，保障豬肉供應。而金融資產方面，很多變量不易統(tǒng)計，而且政策還有滯后效應，因而，調控的重點自然就在金融資產構成的通貨膨脹方面。

這方面，調控的核心指導思想就是緩解和疏通流動性泛濫問題，政府已經采取加息、QDII、發(fā)行特別國債和人民幣升值等措施，但這相對于當前的狀況來講，還是遠遠不夠的。循著上述提到的核心指導思想，在接下來的時間里，結合國民經濟的發(fā)展狀況，政府有可能推出以下措施（包括但不限于）。

1、多次調整利率水平，最終使得實際利率為正并保持一定的正值

2、利用財政政策（減稅、提高公共消費支出）改善國民收入分配結構，刺激居民消費

3、加大農業(yè)直補力度，保障農民收入

4、加大大盤股（央企為主要代表）發(fā)行力度，擴大市場容量

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2、剔除商品期貨的季節(jié)性因素

本文實證中，選取的商品期貨品種為黃大豆，因為黃大豆這一期貨品種出現(xiàn)的時間較早，可利用的數(shù)據(jù)較多;另一方面，黃大豆受到國外商品期貨價格的影響較小，更易與國內的核心通貨膨脹建立關系。本文采用平滑法剔除期貨價格中的季節(jié)性因素。

3、建立回歸方程

得到了相應的平滑數(shù)據(jù)，即可對核心通貨膨脹與平滑后的數(shù)據(jù)進行回歸以證明其預測性。至此，準備工作已完成。剩下的部分即為將處理后的價格數(shù)據(jù)與相應日期的核心通貨膨脹數(shù)據(jù)進行回歸。因此，可建立滯后一到五階的回歸方程。對于滯后階數(shù)n的確定，利用AIC準則(赤池信息準則)。對不同的n值，分別比較方程的擬合優(yōu)度，以及AIC值(Akaikeinfocriterion)。取AIC值較小且擬合優(yōu)度較大的n值為佳。

4、實證結果

經實證，當回歸方程自變量是滯后階數(shù)由1到5時，擬合優(yōu)度要小于六、七、八階滯后，AIC值大于三、四階滯后，結果差強人意。且方程系數(shù)的顯著性很差，證明有不甚合適的變量混在其中，由于進行比較時是將滯后階數(shù)逐漸遞增，因此推測是一階與二階滯后，甚至三階滯后變量不合適。因此，將一階、二階、三階滯后相繼剔除，結果確實有所改善。從上述回歸結果也可以看出，回歸方程擬合優(yōu)度不高，DW值也偏低，表明除了核心通貨膨脹外，還有諸多對價格變動影響較為深刻的因素未引入到方程之中;同時，過多的滯后變量也會引起共線性問題。由于我們研究的是核心通貨膨脹對價格變動的影響程度，上述方程已能說明問題。

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在這一階段，實行IT的國家有新西蘭、智利、加拿大、以色列、英國、瑞典、澳大利亞、芬蘭、西班牙等9個。由于在實踐上IT剛剛興起，因此理論上對它的研究并不是很多，總的說來，在這一階段，IT的理論包括基本的概念和技術都不成熟，甚至對通貨膨脹目標(inflationtarget)和通貨膨脹定標(inflationtargeting)這兩個最基本的概念都不加區(qū)分。

1.《1989新西蘭儲備銀行法》和《政策目標協(xié)議(PTA)1990—03》無疑是IT最重要的文獻，兩者基本奠定了IT的總體結構框架。

(1)《1989新西蘭儲備銀行法》第8—15條、49條、53條對中央銀行目標、獨立、責任、透明等方面進行了明確規(guī)定，第16—24條規(guī)定了新西蘭儲備銀行在匯率政策上的處置權限。該法成為其他國家在修訂中央銀行法時認真研究和借鑒的主要文獻。

(2)根據(jù)《1989新西蘭儲備銀行法》，財政部長和儲備銀行行長簽訂的關于貨幣政策目標的合同也被稱為政策目標協(xié)議(簡稱PTA)。1990年3月的PTA又簡稱PTA(1990-03)。PTA(1990一03)規(guī)定價格穩(wěn)定的具體目標是到1992年底，通貨膨脹率達到0-2％。在貨幣政策的歷史上，PTA(1990-03)是一個具有劃時代的協(xié)議，標志著IT這一貨幣政策框架的誕生。

2.由于IT在9個國家相繼得以實施，因此理論界出現(xiàn)了介紹這些國家實施IT情況的文獻，這些文獻集中反映在由Leiderman和Svensson(1995)編著的《通貨膨脹目標》和Haldane(1995)編著的《釘住通貨膨脹》這兩本書中。尤其是后者，實際上是1995年英格蘭銀行舉辦的有關IT理論研討會的綜述與總結。有關內容包括：IT的目標和信息以及IT的技術問題等。

由于IT實施的時間不長，這一階段很少有學者對IT的效果進行實證評估。Ammner和Freeman(1995)與Freeman和willis(1995)最先用VAR模型對IT的效果進行了實證研究。他們發(fā)現(xiàn)：在新西蘭、加拿大和英國，通貨膨脹下降得比預計的要顯著，表明IT是有效的，但IT的反通貨膨脹成本比較模糊；IT增加了貨幣政策的可信度(長期利率下降)，但這種效應似乎并不長久。

二、第二階段：IT理論基本定型

在這一階段，IT的實踐得到了新的發(fā)展，從1997年到2000年相繼有捷克、韓國、波蘭、墨西哥、哥倫比亞、南非、泰國等8個發(fā)展中國家宣布實行IT。實踐大大推動了IT理論的進步。

在這個階段，IT理論文獻主要圍繞以下幾個方面展開：

1.IT的定義。

(1)框架性定義，也稱實踐性定義：IT就是貨幣當局在公開宣布對一個數(shù)值化(點或區(qū)間)的通貨膨脹率承諾的基礎上，貨幣政策決策行為和公開解釋，包括貨幣政策的獨立性、責任性的透明度等方面內容，是“有約束的相機抉擇(constraineddiscretion)。”IT并不是像有的學者和倡導者所主張的那樣代表一種堅不可摧的規(guī)則，相反，IT最好被理解成一個框架，其主要優(yōu)點是增加了政策的透明度和連貫性，相機抉擇有所限制，但仍有相當?shù)撵`活性(Bernanke和Mishkin，1997)。

(2)最簡單的IT規(guī)則性定義是：貨幣當局明確宣布一個通貨膨脹率作為未來一定時期的貨幣政策中間目標，中央銀行對未來的通貨膨脹作出預測，如果預測值大于目標值，則提高利率，如果預測值小于目標值，則降低利率，如果預測值與目標值大致相等，貨幣政策保持不變。Svensson(1997)首次明確提出了預測通貨膨脹定標(inflationforecasttargeting)這一概念：“IT隱含的就是預測通貨膨脹定標，預測的通貨膨脹變成了中間目標。這樣有助于貨幣政策的實施和監(jiān)督。”預測的通貨膨脹率比最終目標有更強的可控性和可測性；它有良好的透明度，更容易與公眾交流，更容易被公眾理解。

這里所說的規(guī)則是目標規(guī)則(targetrule)而不是通常意義上的工具規(guī)則(instrumentrule)。兩者的主要區(qū)別在于目標規(guī)則是前瞻性的，貨幣政策工具設定在預測通貨膨脹率和目標相等的條件下，這是一個內生的反應函數(shù)；而工具規(guī)則是后顧性的，政策工具是在反應函數(shù)中直接根據(jù)當前的信息設定的。

2.IT的假設和前提。IT的假設實際上要解決的問題就是為什么要實行IT這個問題；IT的前提條件大多與IT能否在發(fā)展中國家實施有關。

(1)IT的假設與貨幣政策目標理論密切相關，也就是說當承認貨幣政策的目標是價格穩(wěn)定時，這一問題的大部分實際上已經得到解決。

Debelle(1997)認為IT的一個顯著特點是通貨膨脹率成為貨幣政策壓倒一切的目標，其主要理由是：近年來重新強調價格穩(wěn)定是貨幣政策的主要目標；對通貨膨脹目標的承諾有助于消除貨幣政策中的通貨膨脹偏向；貨幣政策工具與通貨膨脹的聯(lián)系比以往通過中間目標的聯(lián)系更加穩(wěn)定。

Masson，Savastano和Sharma(1997)認為實行IT的最簡單的理由是為了保持一個“低且穩(wěn)定的通貨膨脹率”，而這又依賴于五個假設：從中長期來看，貨幣供給量的增加是中性的；通貨膨脹都是有成本的；貨幣在短期內是非中性的；貨幣政策影響有不確定的時滯；相機抉擇有“動態(tài)不一致”性，需要“承諾技術”。

(2)直到20世紀90年代中后期，實行IT的大多是工業(yè)化國家，有的學者據(jù)此認為IT只能在工業(yè)化國家實施，而發(fā)展中國家要成功實行IT，則需要滿足相應的條件，否則難以實行IT。

Masson，Savastano和Sharma(1997)，Debelle等(1998)首先提出了IT的前提問題，認為這些前提包括：中央銀行實施貨幣政策必須有一定程度的獨立性，雖不必有目標獨立性，但至少應該有工具獨立性；貨幣當局沒有對其他名義變量(工資、名義匯率)水平和路徑的承諾。

由于IT需要相當嚴格的技術條件和制度保障，這些都不是發(fā)展中國家所能具備的。因此他們認為至少在近期內還不可能通過實行IT來改善貨幣政策。

3.IT的模型。由于標準的總需求一總供給模型主要涉及產出和價格水平，而不是中央銀行的政策目標，因此這種范式不能解釋IT。此外作為一個貨幣政策框架，IT也很難完全用模型來加以描述，因為IT的一些特征如透明度和責任制難以模型化，較常見的模型主要是反映IT的反饋規(guī)則。IT反饋規(guī)則的一個顯著特點是前瞻性，強調通貨膨脹預期的作用。

(1)Haldane(1997a，1997b)提出了一個比較簡單的IT前瞻性政策規(guī)則理論模型：

It=γ(Etπt+j-πT)

上式中，it表示t期的名義利率，Et是以t期和更早的時期的信息為條件的期望算子，πt+j是t+j期的通貨膨脹率，j就是定標的時間跨度(targetinghorizon)，具體由貨幣政策傳導時滯決定，γ(＞1)是反饋系數(shù)。公式是對IT的最簡單的理解：當中央銀行在t期預計未來t+j期的通貨膨脹將高于目標值時，應該提高利率，反之則應降低利率。

(2)Svensson是目標規(guī)則論的主要倡導者，Svensson(1997a)模型是最優(yōu)化模型的代表。學術界應用得較多的這個模型，如Pierre-RichardAgenor(2000)中所討論的模型等。Svensson(1997a)模型可以簡單地用以下幾個公式來表示：

πt+1=πt+α11yt+α2xt+εt+1

yt+1=β1yt-β2(it-πt)+β3xt+ηt+1

xt+1=γxt+θt+1

其中，πt=pt-pt-1,pt是價格水平的對數(shù)，πt表示通貨膨脹率，yt是產出缺口的對數(shù)，長期自然產出正規(guī)化為零，xt是外生變量，ηt、εt、θt是白噪聲，it是名義利率，α1，β2＞0，其它系數(shù)是非負的，且β1，γ＜1。

再假定貨幣政策由一個目標通脹為π*的中央銀行來實施，中央銀行在t期選擇名義利率{it}τ=t∞t∞。以最小化損失函數(shù)L：

4.IT的設計技術。在符合基本前提的條件下，如何具體實施IT?Haldane(1995a，1997b)把這個問題稱為設計技術(designtechnique)。IT設計技術可大體概括為目標技術、分析預測技術和決策治理技術這三種。但設計技術問題并不是一個IT所特有的，事實上任何一種貨幣政策都有設計技術問題。

(1)目標技術：Haldane(1997a，1997b)認為應該考慮價格指數(shù)的選擇(choiceofpriceindex)，點(point)目標與區(qū)間(band或range)目標及時間跨度(horizon)的確定，匯率和貨幣條件指數(shù)(MCImonetaryconditionsindex)等問題。

(2)預測技術：IT要求中央銀行利用一切可以利用的信息來預測通貨膨脹，因此對IT的成功實施的主要挑戰(zhàn)是預測技術。值得一提的是扇形圖技術，這也是英格蘭銀行對貨幣政策分析的主要貢獻，這種方法不是點預測而是概率分布(probabilitydistribution)預測。

(3)決策治理技術：主要是指中央銀行治理中關于貨幣政策委員會(MPC)的組成和決策規(guī)則，英格蘭銀行的MPC是個成功的典范。

①MPC的組成：MPC應該由專家組成，成員中最好沒有政府、行業(yè)、部門的代表；MPC的專家應該有不同的專業(yè)特長，因為專業(yè)結構類同的MPC往往不能發(fā)現(xiàn)他們能力所及范圍以外意想不到的威脅。

②決策規(guī)則：MPC的決策應該由MPC集體投票決定，由行長個人決定比較罕見(以色列、新西蘭)。其中集體決定又有投票表決和一致通過兩種，大多數(shù)是采用投票表決的形式。

4.IT的宏觀效果。IT的宏觀效果主要是指實行這一框架后對通貨膨脹、利率、產出等宏觀變量的影響，宏觀效果有“相關論”和“無關論”之爭。

(1)極大部分支持IT的學者持“相關論”思想，他們認為，由于實行了IT這一貨幣政策框架，中央銀行的可信度大大增加，在實現(xiàn)價格穩(wěn)定中起到了關鍵性的作用(Neumann和Hagen，2002)。

(2)“無關論”者認為，如果單獨考察IT國家，可以發(fā)現(xiàn)IT國家的表現(xiàn)確實改善了很多。但這并不只是發(fā)生在IT國家，非IT國家的表現(xiàn)同樣得到了改善。雖然IT國家的改進比非IT國家要大，但正如矮個子人的子女比他父輩長得稍高一樣，這是一種自然“回歸”現(xiàn)象。因為1990年代早期，IT國家的經濟表現(xiàn)普遍比非IT國家較差些。一旦控制這方面的因素，IT與非IT的表現(xiàn)差別就會消失(Ball和Sheridarl，2003)。

但一個比較保守的結論是IT至少有鎖定已取得的利益的作用，不會對宏觀經濟產生危害，而且未來可能對提高經濟運行狀況有一定的作用。

三、第三階段：IT理論日趨完善

在這個階段，相繼又有挪威、冰島、匈牙利、秘魯、菲律賓等5個國家實行IT。

這個階段IT理論特點主要表現(xiàn)在以下幾個方面：

1.IT的數(shù)理模型大量出現(xiàn)。數(shù)理模型實際上在IT理論的第二階段已經出現(xiàn)，但進入第三階段后IT理論所運用的數(shù)學工具日趨復雜和高級。這也是IT理論日益融入主流宏觀經濟理論的標志和結果。

(1)最優(yōu)規(guī)則的理論：Woodford和Svensson(1999，2003)主要論述了通過預測的通貨膨脹來實施最優(yōu)政策的；Svensson(2002)認為IT應該公布中央銀行的損失函數(shù)以提高透明度，消除對“通貨膨脹目標癡迷者”的誤解；Svensson(2005)對目標規(guī)則和工具規(guī)則進行了深入研究。

(2)IT的獨立性、透明度、責任制度：IT增加了中央銀行的獨立性，有利于增加貨幣政策的穩(wěn)定性，IT確定了中央銀行表現(xiàn)的衡量標準，責任和穩(wěn)定的交替依賴于透明度，也就是對中央銀行表現(xiàn)的監(jiān)督能力。實行較長的中央銀行行長任期對責任制度產生了威脅，但解雇規(guī)則有助于增強中央銀行的責任walsh(2002)。

2.國別比較研究：由于IT實施已經有了較長的時間，而且實施的國家較多，因此比較研究的可靠性也大大增強。按照Kuttner(2004)的說法，IT已進入了“青春期”，雖然沒有完全定型，但也顯示了比較明顯的實踐特征。從全球范圍的廣泛視角對IT進行比較的文獻也隨之大量出現(xiàn)。

這些文獻主要比較了IT實踐的特征、產出和通貨膨脹的動態(tài)模擬、通貨膨脹報告、貨幣政策委員會決策規(guī)則等。

Mishkin和Schmidt-Hebbel(2001)認為IT已被證明是一個成功的貨幣政策框架；IT與中央銀行的獨立性、透明度和責任制是相互加強的；IT有助于降低通貨膨脹率，也有助于降低損失率和產出波動性；IT有助于降低通貨膨脹預期，從而有利于更好地應對供給沖擊，IT已經受過逆向沖擊的考驗；IT也考慮了實際經濟的因素，并不是“通貨膨脹癡迷者”。

3.發(fā)展中國家的IT理論有了新的突破。由于已有許多發(fā)展中國家實行IT，因此對于能否在發(fā)展中國家推行IT已不再是個問題，研究的重點自然轉向如何更好地在發(fā)展中國家實行IT這個問題上。

Mishkin(2004)等研究后得出的結論是：盡管實行IT需要一定的前提，但也不是說非要等到這些條件都成熟時才能實行IT；發(fā)展中國家更加應該重視IT的制度框架問題，其中法定的價格穩(wěn)定目標和工具獨立尤其重要；應該同樣重視目標的上限和下限；政府參與設定通貨膨脹目標有利于減輕經濟目標之間的沖突；中央銀行可以對匯率實行“平滑”，但不能使匯率離開市場所決定的水平；IT并不是發(fā)展中國家“萬能藥”，它可能適合于某些國家，但對另外一些國家可能并不合適。

IMF在2005年的《世界經濟展望》中把IT的前提概括為4個方面21個指標：

(1)機構獨立：中央銀行必須自治或免受財政和政治勢力的干預。主要有明示的(或隱含的)財政義務，操作獨立性(工具獨立性），法定目標，行長任期安全(能否被隨意免職)，財政平衡狀況，公共債務/GDP，中央銀行的總體獨立性等7項指標。

(2)技術設施：中央銀行應該有一定的經濟預測能力。主要包括中央銀行數(shù)據(jù)能力、建模能力和預測通貨膨脹的能力3項指標。

(3)經濟結構：經濟應該有一個較低的通貨膨脹率、取消價格管制，經濟對原材料價格和匯率不是太敏感，美元化程度很低。主要有匯率的滲入、對原材料的敏感性、美元化、貿易的開放度等4項指標。

(4)健康的金融體系：應該有一個穩(wěn)健的銀行體系、較為發(fā)達的資本市場，金融穩(wěn)定與貨幣政策傳導機制的沖突較小。主要有銀行資本充足率、股票融資量／GDP、債券融資量／GDP、股票市場成交量、(銀行)貨幣錯配、(公開市場)主要債券成熟期等6項指標。

定量研究后得出的結論是：沒有一個發(fā)展中國家是在完全具備這些前提的條件下才開始實行IT的。

有的學者則認為，發(fā)展中國家實行IT應該重視資本流入的“突然停止”問題(Caballero和Krishnamurthy，2005)。由于這些國家的金融部門比較脆弱，而且日益融入全球化，貨幣政策有可能成為問題的來源而不是補償。

參考文獻：

［1］賀力平.反通貨膨脹目標制及其理論依據(jù).經濟研究.1998；2

［2］柳永明.通貨膨脹目標制的理論與實踐：十年回顧.世界經濟.2001；4

［3］奚君羊，劉衛(wèi)江.通貨膨脹目標的理論思考—論我國貨幣政策中介目標的重新界定.財經研究.2002；4

［4］王學斌.通貨膨脹目標制度對我國貨幣政策的啟示.社會科學輯刊.2003；4

篇（6）

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(qū)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(lián)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?yōu)樵贑holesky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(jù)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(shù)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(shù)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(shù)個數(shù)不宜太多，主要是由于：一是并非所有的求知數(shù)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(shù)，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(shù)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(shù)據(jù)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(jù)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(shù)據(jù)皆來自中國國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)經對數(shù)、除季節(jié)性趨勢和時間趨勢調整后的序列（產出序列與CPI指數(shù)，利率和匯率序列存在著協(xié)整關系。而構成的var模型的變量之間要求不能存在著協(xié)整關系，否則模型不平穩(wěn)，估值不準。簡單的處理序列是不能除去他們之間的協(xié)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(shù)據(jù)，經季度調整后，再對數(shù)、差分并擴大100倍的數(shù)據(jù)。rt是同期全國銀行間同業(yè)拆借3個月（或90天）加權平均利率的月度數(shù)據(jù)，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(shù)）的月度數(shù)據(jù)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(wěn)，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(shù)為1階。用Stata軟件估計，穩(wěn)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(wěn)定，存在唯一移動平均表達式。實踐表明，采用文章的數(shù)據(jù)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(shù)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(xiàn)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(shù)，在此基礎上，其余的未知數(shù)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(shù)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(shù)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(yè)的價格上漲所形成的新一輪的通貨膨脹壓力，央行連續(xù)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(qū)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(wěn)序列，將其轉化為與CPI指數(shù)相似的核心通貨膨脹指數(shù)（Core指數(shù)）并檢驗Core指數(shù)與CPI指數(shù)、貨幣供給之間的協(xié)整關系。表2的檢驗表明，Core指數(shù)與CPI指數(shù)存在一階協(xié)整，因此它們具有相同的趨勢。然而，Core指數(shù)與貨幣供給m2沒有協(xié)整關系，其trace值小于臨界值，不能拒絕沒有協(xié)整關系的原假設。但是Core指數(shù)卻與m0一階協(xié)整。其trace值6.61小于臨界值6.65，不能拒絕存在一階協(xié)整的假設。因此所得到的Core指數(shù)與CPI指數(shù)、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(shù)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(shù)的后來走勢，因此我們可以通過現(xiàn)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(shù)不是Core指數(shù)的格蘭杰原因，相反Core指數(shù)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(shù)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(shù)的未來趨勢。這樣沒有實際的意義。所以，Core指數(shù)必須是CPI指數(shù)的格蘭杰原因，而不能相反。而驅動Core指數(shù)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(shù)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(shù)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。

篇（7）

二、數(shù)據(jù)與參數(shù)估計

我們使用混合頻率(每日及每季度)的數(shù)據(jù)集，①目的是利用每日股票收益率預測季度產出增長率及通貨膨脹率。本文使用(最優(yōu)頻域濾波器)過濾過的及原始的道瓊斯工業(yè)指數(shù)(DJI)日收益率來預測美國產出增長率和通貨膨脹率。我們選取的時間區(qū)間為1951年1月1日至2010年12月31日。我們選擇了三對樣本內回歸區(qū)間及樣本外預測區(qū)間，分別為:(1)樣本內回歸區(qū)間:1951年第1季度至2008年第4季度;樣本外預測區(qū)間:2009年第1季度至2010年第4季度。(2)樣本內回歸區(qū)間:1951年第1季度至2006年第4季度;樣本外預測區(qū)間:2007年第1季度至2010年第4季度。(3)樣本內回歸區(qū)間:1951年第1季度至2004年第4季度;樣本外預測區(qū)間:2005年第1季度至2010年第4季度。每個預測區(qū)間的均方預測誤差(MSFE)都被計算以方便不同預測模型之間的比較。類似地，我們采用同樣的方法預測新加坡產出增長率和通貨膨脹率。所采用的日股票收益數(shù)據(jù)為1986年1月1日至2010年12月31日的海峽時報指數(shù)(STI)，我們同樣選擇了三對樣本內回歸區(qū)間及樣本外預測區(qū)間:(1)樣本內回歸區(qū)間:1986年第1季度至2008年第4季度;樣本外預測區(qū)間:2009年第1季度至2010年第4季度。(2)樣本內回歸區(qū)間:1986年第1季度至2006年第4季度;樣本外預測區(qū)間:2007年第1季度至2010年第4季度。(3)樣本內回歸區(qū)間:1986年第1季度至2004年第4季度;樣本外預測區(qū)間:2005年第1季度至2010年第4季度。1.頻域濾波器Ouliaris和Corbae［14］提出了一種新的頻域濾波器(簡稱為FDF)，該濾波器可以提取水平時間序列中的周期性成分，并且能夠輕松地處理時間序列的隨機及確定性趨勢(對平穩(wěn)序列顯然)。通過一系列的蒙特卡羅實驗，利用數(shù)據(jù)生成過程如美國實際產出增長率，發(fā)現(xiàn)該頻域濾波器相比流行的時域濾波器(HP濾波器及BK濾波器)，其均方預測誤差要低得多。此外，Ou-liaris和Corbae［14］建議的頻域濾波器相比Mari-anne和Robert［15］以及Hodrick和Prescott［16］分別提出的BK濾波器和HP濾波器有一個重要優(yōu)勢，就是它只需要我們設定一個商業(yè)周期的區(qū)間，而不需要設定任何參數(shù)。以本文為例，我們提取了6—32季度(即1.5—8.0年)區(qū)間的產出成分，或者等價地，395.0—2088.5天區(qū)間的每日股票收益成分。2.參數(shù)估計MIDAS方法關鍵的一步在于估計MIDAS權重函數(shù)式(2)及式(3)當中參數(shù)(θ1，θ2)的值。參數(shù)(θ1，θ2)不僅決定了MIDAS權重函數(shù)的形狀，而且同樣決定了式(1)中所包含的滯后項數(shù)目的多少。本文試圖從“預測”(Forecasting)及“實時預報”(Nowcasting)兩種情境下分別估計(θ1，θ2)。限于篇幅，我們僅使用如下包含指數(shù)Almon權重函數(shù)的AR－MIDAS回歸方程。將表1中所得到的參數(shù)估計值代入Almon權重函數(shù)，就能得到在“實時預報”情境下Almon權重與滯后日之間的關系。類似地，在“預測”情境下，我們利用式(5)AR－MIDAS模型得出參數(shù)值(β0，β1，β2)及(θ1，θ2)估計值，如表2所示。

三、預測分析

我們考慮如下的MIDAS預測模型:。其中，Yt代表名義或者對數(shù)差分化后的產出增長率。Sqt(Sqt－1)代表對數(shù)差分化后的原始季度股票回報率，且經過如式(4)或者式(5)的“季節(jié)反應”處理，即乘以因子(1－^β1L)以剔除“季節(jié)反應”(下同)。Sudt(Sudt－1)代表對數(shù)差分化后的原始日股票回報率的季度加總，Sfd1(Sfdt－1)代表對數(shù)差分化后的FDF日股票回報率的季度加總。我們在“實時預報”與“預測”情境下分別進行預測，且在每種情境中選擇以原始季度股票回報率為解釋變量的預測模型作為我們的基準模型，例如，式(6)為“實時預報”情境下的基準模型;式(7)為“預測”情境下的基準模型。這樣處理的目的:一方面，因為季度股票回報率數(shù)據(jù)與產出增長率及數(shù)據(jù)處于同一頻率，因而我們可以直接使用其對后者進行預測;另一方面，通過比較(加總的)日股票回報率與季度股票回報率的預測結果，我們可以知道高頻股票回報數(shù)據(jù)是否包含任何對預測產出增長率有用的信息，且是季度股票回報數(shù)據(jù)所沒有捕捉到的。同樣地，使用這樣的處理方式可以讓我們檢測MIDAS方法的有效性，即使用MI-DAS權重函數(shù)對高頻數(shù)據(jù)進行加總的同時，盡可能多地保留對預測有用的信息。此外，通過比較FDF日股票回報率(即使用頻域濾波器過濾后的日股票回報率)與原始日股票回報率的預測結果，我們可以知道，在剔除了超高頻的噪音以及可能的季節(jié)趨勢之后，我們的預測結果會不會比原始數(shù)據(jù)來得更好。我們將對產出增長率與通貨膨率的預測結果列示在表3和表4中。我們分別在“實時預報”與“預測”情境下計算出每一個預測模型的均方預測誤差(MSFE)，并且除以每種情境下基準模型的均方預測誤差以便比較。另外，從數(shù)據(jù)部分的介紹可知，我們所采用的樣本外預測區(qū)間分別為h=8，h=16，h=24。

1.名義產出增長率的預測結果分析從表3可以看出，原始股票回報率以及經頻域過濾器過濾過的日股票回報率對預測美國名義產出增長率的作用十分微小，計算出的均方預測誤差(MSFE)與基準模型的均方預測誤差比值都大于1，說明我們所選取的預測模型的預測效果比基準模型要差。同時，在“實時預報”與“預測”情境下，我們很難甄別以原始股票回報率為解釋變量的預測模型(式(8)與式(9))和以FDF股票回報率為解釋變量預測模型(式(10)與式(11))之間的優(yōu)劣。以上是針對美國名義產出增長率的預測結果分析，看上去令人有些沮喪，因為在加入高頻股票回報率的信息之后，我們的預測模型相比基準模型的預測效果反而更差。不過對新加坡名義產出增長率的預測結果讓人重拾對MIDAS預測模型的信心，對新加坡的預測結果更是相當?shù)毓奈枞诵摹Ｎ覀兘酉聛矸治鰧π录悠旅x產出增長率的預測結果。表3中用黑體顯示的數(shù)值表示，式(8)預測模型以及式(10)預測模型的均方預測誤差相比基準模型式(6)都要低，說明兩者的預測精度比基準模型要高。換句話說，在引入高頻股票數(shù)據(jù)后(無論是原始的還是經頻域過濾因子過濾過的)，我們改進了對新加坡名義產出增長率的預測精度。另外，很容易看出式(8)預測模型在三個預測區(qū)間h=8、h=16、h=24的相對均方預測誤差都比式(10)預測模型的均方預測誤差小。這說明在“實時預報”情境下，式(8)預測模型的預測精度要比式(10)更高。在“預測”情境下，我們一方面能看出式(8)預測模型和式(10)預測模型在三個預測區(qū)間的均方預測誤差均比相應的基準模型式(6)和式(7)大，說明引入高頻股票回報率信息后，我們對新加坡名義產出增長率的預測精度反而降低了。另外，對比式(8)與式(10)的預測結果可知，在“預測”情境下，且在三個預測區(qū)間當中，式(8)預測模型的相對均方誤差都比式(10)預測模型的相對均方誤差小。綜上所述，對于美國名義產出增長率的預測，無論在“實時預報”還是“預測”情境下，我們的MIDAS預測模型不但沒有提供相比基準模型更多的有用信息，反而降低了預測精度。而且我們也不能在式(8)與式(10)、式(9)與式(11)預測模型做出優(yōu)劣的判斷。對于新加坡名義產出增長率的預測，我們發(fā)現(xiàn)在“實時預報”情境下，式(8)以及式(10)預測模型相比基準模型的預測均有改進，雖然在“預測”情境下我們不能得出類似的結論。最后，無論是在“實時預報”還是“預測”情境下，式(8)預測模型都比式(10)預測模型的預測精度更高。這說明，我們在對原始海峽時報指數(shù)(STI)使用頻域過濾因子進行過濾的過程當中，可能把對預測產出增長率有益的信息也過濾掉了，而這些有用的信息包含在高頻噪音以及長期趨勢當中。

2.名義通貨膨脹率的預測結果分析與名義產出增長率預測的情形類似，Yt代表美國或者新加坡的季度通貨膨脹率，sudt(sudt－1)代表對數(shù)差分化的原始日股票回報率季度加總，而sfdt(sfdt－1)代表對數(shù)差分化的FDF日股票回報率的季度加總。預測結果如表4所示。預測結果顯示，引入高頻股票回報率信息之后，式(8)—式(11)模型的均方預測誤差(MFSE)相比基準模型都小于1(只有使用FDF日股票回報率對美國進行“實時預報”與“預測”時情況例外)，說明高頻股票回報率數(shù)據(jù)包含有預測有用的信息。具體而言，對美國名義通貨膨脹率的預測，無論在“實時預報”還是“預測”情境下，以原始日股票回報率為解釋變量的MIDAS預測模型相比基準模型有更高的預測精度。以FDF日股票回報率為解釋變量的MI-DAS預測模型相比基準模型隨著預測區(qū)間的不同而預測結果不一樣。且在“實時預報”情境下，原始日股票回報率相比FDF日股票回報率包含有更多的有用信息，而在“預測”情境下，我們不能得出類似的結論。對于新加坡名義通貨膨脹率的預測，我們發(fā)現(xiàn)無論是在“實時預報”還是“預測”情境下，在對原始海峽時報指數(shù)(STI)使用頻域過濾因子進行過濾后，剔除掉了高頻噪音及長期趨勢的影響，的確改進了新加坡通貨膨脹率的預測效果。

3.Diebold－Mariano檢驗Diebold和Mariano［17］提出了一種比較不同預測模型的直接方法，該方法可用于二次損失函數(shù)、多期預測以及預測誤差。我們將應用該檢驗比較不同預測指標的預測效果。在實際應用中，我們選取均方誤差損失為我們的損失函數(shù)。我們在“實時預報”以及“預測”情境下分別進行比較，而且也對“實時預報”情境下的預測指標以及“預測”情境下的預測指標進行了交叉比較。從表5可知，在“實時預報”情境下，對美國產出增長率的預測，以原始日股票收益率為自變量的預測模型的預測精度相比基準自回歸預測模型要弱(在5%的顯著性水平下)，但與以FDF日股票收益率為自變量的預測模型沒有顯著差別。然而，對美國季度通貨膨脹率的預測，我們發(fā)現(xiàn)以原始股票收益率為自變量的預測模型的預測精度比基準模型以及以FDF日股票收益率為自變量的預測模型都要高(在10%的顯著性水平下)，但后兩者之間的差別卻不明顯。對于新加坡產出增長率的預測，本文所采納的三個預測模型之間的預測精度對比沒有顯著差別。我們對新加坡季度通貨膨脹率的預測得出一些新的結果:分別以原始日股票收益率和以FDF日股票收益率為自變量的MIDAS預測模型相比基準自回歸模型的預測精度都要高(顯著性水平為10%)。特別地，我們看到FDF日股票收益率MIDAS模型的預測精度要比原始日股票收益率MIDAS模型高(顯著性水平同樣為10%)，這說明當我們將高頻STI指數(shù)可能的季度趨勢以及高頻的噪音過濾掉以后，模型對新加坡季度通貨膨脹率的預測精度相應提高。在“預測”情境下(如表5中欄所示)，我們發(fā)現(xiàn)對于美國產出增長率以及季度通貨膨脹率的預測，本文所應用的三個預測模型之間的預測精度均沒有顯著差別。對新加坡產出增長率的預測，檢驗結果告訴我們，以原始日股票收益率為自變量的預測模型的預測精度相比基準自回歸模型要稍差(顯著性水平為10%)，然而，后者與以FDF日股票收益率為自變量的預測模型之間的預測精度沒有顯著差別。對新加坡季度通貨膨脹率的預測，以FDF日股票收益率為自變量的MIDAS模型的預測精度比以原始日股票收率為自變量的MIDAS模型以及基準模型都要高(顯著性水平為5%)，雖然后兩者之間的預測差別并不明顯。這證實了我們在“實時預報”情境下對新加坡季度通貨膨脹率預測的結論。我們再一次看到，采用最優(yōu)頻率過濾器過濾后的數(shù)據(jù)在某種程度上的確改進我們的預測精度。我們對比“實時預報”及“預測”情境下的預測模型之間的預測精度，即交叉對比，結果顯示在表5下欄。對于美國產出增長率的預測，我們發(fā)現(xiàn)以實時原始日股票收益率為自變量的MIDAS預測模型的預測精度相比以滯后一期的原始日股票收益率為自變量的MIDAS預測模型并沒有顯著改進。對于FDF日股票收益率(實時和滯后一期)情形類似。這說明引進當前季度的股票數(shù)據(jù)并沒有顯著改善我們對該季度的美國產出增長率的預測效果。然而，對于基準模型，引進當前季度的股票數(shù)據(jù)的確改進了我們對該季度的美國產出增長率的預測效果(在10%的顯著性水平下)，盡管程度比較弱。對美國季度通貨膨脹率的預測，我們發(fā)現(xiàn)三個以實時股票信息為自變量的“實時預報”模型與以滯后一期的股票信息為自變量的“預測”模型之前的預測并沒有顯著差別。對新加坡產出增長率的預測，以實時原始日股票收益率為自變量的MI-DAS預測模型的預測精度相比以滯后一期的原始日股票收益率為自變量的MIDAS預測模型要高，且顯著性水平為1%，但對于其它兩個預測模型，實時股票信息的引進并沒有明顯改善對新加坡產出增長率的預測效果。對新加坡季度通貨膨脹率的預測，我們發(fā)現(xiàn)以實時FDF股票信息為自變量的“實時預報”模型的預測精度比以滯后一期的FDF股票信息為自變量的“預測”模型之前要低(顯著性水平為5%)。

篇（8）

0引言

自2005年7月21日匯改以來，我國開始施行以市場供求為基礎、有管理的浮動匯率制度，由于美國經濟的衰退，美元持續(xù)貶值，造成人民幣對美元持續(xù)升值，于2006年5月15日首次破“8”，2008年4月10日破“7”，而且還有繼續(xù)升值的空間。那么人民幣升值對我國經濟的影響究竟是什么樣的呢？

1人民幣升值的積極影響此無關

1.1可以有條件的降低進口產品的成本。在進口產品價格的漲幅小于人民幣升值的幅度的情況下，人民幣匯率升值會使進口的國外消費品和生產資料的價格比以前便宜，有利于降低進口成本。同時對于消費者而言，消費進口產品的價格將大大降低；對于一些企業(yè)而言，如果產品價格以人民幣結算、原材料從境外采購，如造紙、汽車等行業(yè)，其生產成本因人民幣升值而下降，從而提升企業(yè)利潤。

1.2可以減輕外債負擔，不論內債還是外債，從借到還都要經過一定的期限，而在此期限里，由于受匯率、利率的影響，債權人和債務人都面臨著一定的風險。對于我國的外債而言，作為債務人，隨著人民幣升值，到期需要償還的外債本息所需的本幣數(shù)量將相應減少，因此可以減輕國家和負外債企業(yè)的債務負擔。

1.3國內居民出國旅游和留學的成本將會有一定程度的降低。人民幣升值，可以使人們花費比以前更少的人民幣就可以到歐美等地區(qū)留學、旅游。

2人民幣升值的消極影響

人民幣升值是一把“雙刃劍”，它給經濟帶來積極影響的同時，也給我國現(xiàn)行的經濟帶來了一定程度的消極影響。

2.1不利于我國外貿企業(yè)產品的出口同時增加失業(yè)壓力。對于出口企業(yè)而言，其盈利水平與匯率變化密切相關。在產品國際價格不變的情況下，如果人民幣相對于某一外幣升值的話，則意味著企業(yè)與以前相比出口換回的本幣數(shù)量減少，企業(yè)利潤下降，嚴重影響企業(yè)的出口積極性，如果出口企業(yè)為維持一定利潤而提高價格，則會削弱出口產品的國際競爭力，不利于出口的持續(xù)擴大和提高產品國際市場占有率。例如某服裝公司每年出口額約1000萬美元，2006年3月，美元對人民幣匯率為7.45：1，2010年3月為6.82：1，中間差價高達0.63元，那么因匯率變化公司直接收益便減少了630萬人民幣。與此同時，這些出口企業(yè)大部分是勞動密集型的，由于公司利潤減少，一般會采取裁員措施，社會失業(yè)壓力會逐步顯現(xiàn)并加大。隨著人民幣對美元的持續(xù)升值，再加上國內通貨膨脹引起的生產成本提高，我國出口企業(yè)特別是勞動密集型出口企業(yè)的利潤空間縮小，甚至會面臨生存危機。

2.2金融風險會逐步加大。隨著人民幣的持續(xù)升值、美元不斷貶值，增加了債權人的損失。對于外債，作為債權人的國家和企業(yè)，隨著本幣的不斷升值，其損失也在不斷增加。我國是世界上持有美元外匯儲備最多的國家，同時是美國最大債權人，在人民幣升值、美元貶值的過程中，損失最大。與此同時國際游資和熱錢會以各種方式和手段進入我國股票市場和房地產市場，這部分資金規(guī)模大、流動快、趨利性強，造成金融市場動蕩。

2.3通貨膨脹的壓力不斷增加。人民幣的持續(xù)升值、外資的進入，為了保證國民經濟穩(wěn)步增長，保持社會穩(wěn)定，自2008年金融危機以來，我國貨幣供應量在持續(xù)增長，流動性過剩逐步顯現(xiàn)；如果人民幣持續(xù)升值、外資涌入將推動資產價格上漲，其產生的“財富效應”將引起國內其他產品價格的上漲，這樣使我國目前面臨通貨膨脹的壓力加大。

3對策及建議

3.1盡可能的改變結算用外幣，學會靈活使用各種金融工具來規(guī)避風險。在對外貿易中，要根據(jù)變化了或即將變化的經濟環(huán)境來選擇相對比較有利的結算用外幣。既然國際上美元、日元相對于人民幣持續(xù)貶值，那么可盡可能的選擇其他的結算用外幣如歐元（到目前人民幣相對于歐元還是貶值的）或外幣組合，來盡量減少自己的損失。

3.2充分借鑒他國經驗。例如：日元大幅度升值后，迫使日本汽車制造商（豐田、本田）把企業(yè)搬到北美，這些企業(yè)在規(guī)避風險損失的同時，也造就了今天在北美市場上日本汽車占有三分之一的份額。國內企業(yè)可充分借鑒他國企業(yè)成功的經驗，提高應變能力。

3.3堅定不移促進國內消費，為增加就業(yè)創(chuàng)造條件。我國GDP雖然連續(xù)多年高增長，但是拉動經濟的三駕馬車中消費在GDP的比重是最小的，通過促進國內消費，可以明顯改善并解決就業(yè)問題，這種現(xiàn)況在2009年汽車、家電產品下鄉(xiāng)、國家稅收補貼等政策中已經得到了充分證明。

篇（9）

一、當前我國通貨膨脹的表現(xiàn)

對于通貨膨脹程度的度量,主要有GDP平減指數(shù)(又稱縮減指數(shù))、消費物價指數(shù)(ConsumerPriceIndex,簡稱CPI)、工業(yè)品出廠價格（PPI）等指標。我國較多地采用CPI來衡量通脹水平。CPI，是反映與居民生活有關的產品及勞務價格統(tǒng)計出來的物價變動指標，通常作為觀察通貨膨脹水平的重要指標。如果消費者物價指數(shù)升幅過大，表明通脹已經成為經濟不穩(wěn)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(shù)過高的升幅往往不被市場歡迎。

二、當前我國通貨膨脹出現(xiàn)的原因

關于通貨膨脹的成因,西方經濟學家認為主要有四種類型:需求拉上型、成本推動型、混合推動型和結構性通貨膨脹。另外,在開放的經濟環(huán)境中,通貨膨脹的國際間傳遞也是一國(地區(qū))出現(xiàn)通貨膨脹的重要原因。

(一)糧食、豬肉、能源等商品價格上漲過快,產生成本推動的通貨膨脹,本輪價格上漲的直接原因是由于糧食、豬肉、能源等商品價格大幅上漲。這些商品既與居民的生活密切相關,又是工業(yè)生產的上游產品,當其價格上漲積累到一定程度時,必然會傳導到下游產品。由于這些產品的產業(yè)關聯(lián)度強,其價格上漲會導致諸多產品價格(包括工資)的上漲。

(二)國際經濟因素的影響

由于去年美國次貸風暴爆發(fā)，造成全球流動性緊縮，美國為了挽救其金融機構及經濟增長，向市場大量注資，同時連續(xù)多次減息，造成美元貶值，全球流動性泛濫，食品石油等大宗商品價格不但創(chuàng)歷史新高，直接導致了全球性的通貨膨脹。

(三)經濟快速增長,固定投資過熱

一季度，全國規(guī)模以上工業(yè)增加值同比增長16.4%（3月份增長17.8%），比上年同期回落1.9個百分點。分企業(yè)類型看，國有及國有控股企業(yè)增加值增長12.9%；集體企業(yè)增長11.6%；股份制企業(yè)增長18.9%；外商及港澳臺投資企業(yè)增長14.3%。分輕重工業(yè)看，重工業(yè)增長17.3%，輕工業(yè)增長14.7%。分產品看，發(fā)電量和原煤產量分別增長14.0%和14.6%；粗鋼和鋼材產量分別增長8.6%和12.2%；汽車增長15.8%，其中轎車增長14.7%。工業(yè)產銷銜接狀況良好。一季度，工業(yè)產品銷售率為97.7%，比上年同期提高0.5個百分點。三、政策建議

經濟學中存在所謂“有多少目標就應該有多少手段”的說法,即在面臨多重目標的情況下,為實現(xiàn)目標,必須使用多重政策手段,而且要掌握好“度”。鑒于我國既要防止通脹,又要預防經濟通脹轉入通縮的雙重目標,以及當前通貨膨脹是由諸多因素所導致的現(xiàn)實,筆者認為緩和當前通脹局面應采取“一攬子”措施,贊同實施從緊的貨幣政策與穩(wěn)健的財政政策配合的“組合拳”出擊。

（1）控制貨幣供應量。由于通貨膨脹形成的直接原因是貨幣供應過多，因此，治理通貨膨脹的一個最基本的對策就是控制貨幣供應量，使之與貨幣需求量相適應，穩(wěn)定幣值以穩(wěn)定物價。而要控制貨幣供應量，必須實行適度從緊的貨幣政策，控制貨幣投放，保持適度的信貸規(guī)模，由中央銀行運用各種貨幣政策工具靈活有效地調控貨幣信用總量，將貨幣供應量控制在與客觀需求量相適應的水平上。國際收支順差導致我國基礎貨幣供給增加,減少貿易順差自然成為解決貨幣供給過度的強有力手段,也即要控制出口,擴大進口,并適時適度地促進人民幣升值。

（2）調節(jié)和控制社會總需求。治理通貨膨脹僅僅控制貨幣供應量是不夠的，還必須根據(jù)各次通貨膨脹的深層原因對癥下藥。對于需求拉上型通貨膨脹，調節(jié)和控制社會總需求是關鍵。各國對于社會總需求的調節(jié)和控制，主要是通過制定和實施正確的財政政策和貨幣政策來實現(xiàn)。在財政政策方面，主要是大力壓縮財政支出，努力增加財政收入，堅持收支平衡，不搞赤字財政。在貨幣政策方面，主要采取緊縮信貸，控制貨幣投放，減少貨幣供應總量的措施。采用財政政策和貨幣政策相配合，綜合治理通貨膨脹，兩條很重要的途徑是：控制固定資產投資規(guī)模和控制消費過快增長，以此來實現(xiàn)控制社會總需求的目的。

（3）增加商品的有效供給，調整經濟結構。治理通貨膨脹必須從兩個方面同時人手：一方面控制總需求；另一方面增加總供給。二者不可偏廢。若一味控制總需求而不著力于增加總供給，將影響經濟增長，只能在低水平上實現(xiàn)均衡，最終可能因加大了治理通貨膨脹的代價而前功盡棄。因此，在控制需求的同時，還必須增加商品的有效供給。一般來說，增加有效供給的主要手段是降低成本，減少消耗，提高經濟效益，提高投人產出的比例，同時，調整產業(yè)和產品結構，支持短缺商品的生產。

（4）加強金融特別是特定經濟部門的監(jiān)管

在經濟全球化的大背景下，經濟的不穩(wěn)定性因素在全球就有很強的傳染性。雖然在目前的金融自由化大趨勢下，各國提倡金融以及經濟自由化，但是由于我國正處于經濟轉型的關鍵階段，經濟中不穩(wěn)定性因素多而復雜，并且我國剛剛徹底的實現(xiàn)金融業(yè)的對外開放，因此，我國在當前的經濟形勢下，在取消一些不合理的金融、經濟管制的同時，也應該通過不斷完善的法律以及通過體制的不斷完善加強監(jiān)管，最重要的是做好目前分業(yè)監(jiān)管體制下各金融監(jiān)管部門之間的協(xié)調，避免金融監(jiān)管真空以及重疊區(qū)域，從而避免由于金融的不穩(wěn)定性推動貨幣進而經濟尤其是通貨膨脹問題的出現(xiàn)。

優(yōu)化金融資源配置，創(chuàng)新理財產品，加強銀行流動性管理。促進銀行資產結構多元化，優(yōu)化信貸投向結構；加強對房地產開發(fā)貸款和個人住房抵押貸款的信貸管理，嚴格控制房地產投資貸款需求；進一步引導資金向醫(yī)療、教育、社會保障等方面流動；加快銀行資產證券化；推動商業(yè)銀行采取主動的流動性管理措施；建立規(guī)模適當?shù)亩鄬哟瘟鲃有詢洌瑢崿F(xiàn)流動性與效益性相協(xié)調；進行積極負債管理，減輕流動性過剩的壓力。

部分學者倡導通過人民幣快速升值來“釜底抽薪”,減少國際游資流入,雖然有利于降低生產資料進口成本,阻斷國際通脹因素的輸入,但由于人民幣匯率很可能存在“棘輪”效應,短期內不可能恢復到原來較低的水平,當人民幣升值帶來出口劇減之后,如果宏觀經濟出現(xiàn)不景氣甚至衰退的局面,那么政策當局很可能陷入進退維谷的境地。值得注意的是,盡管資本項目的增加會導致商業(yè)銀行的流動性過剩,但是只要這些資金不進入流通環(huán)節(jié),就不會加劇通貨膨脹程度。因此,如何化解因國際資本流入而出現(xiàn)的流動性過剩及其伴隨的信貸擴張就成為貨幣當局直接面對的問題。從目前情況看,由于金融機構人民幣存款準備金率和存貸款基準利率經過屢次上調,考慮到國際利差因素,已經沒有太大的自由操作空間,如果央行進一步強化執(zhí)行銀行信用控制的政策,這與流動性過剩因素結合在一起,將進一步壓縮商業(yè)銀行的盈利空間,從而加劇商業(yè)銀行與中央銀行博弈的目標沖突,構成了反通脹政策力度選擇與執(zhí)行效果的強擾動因素。

總之,中國目前的經濟環(huán)境和社會環(huán)境,包括就業(yè)、經濟增長、人民幣匯率升值預期、商業(yè)銀行改革、資本市場改革等,以及貨幣政策尺度的當前位置,約束了反通脹政策力度的選擇范圍。由于宏觀經濟政策存在多種目標,而這些目標之間并非完全一致,目前的其他經濟政策目標牽制著為實現(xiàn)反通脹目標而采取的行動。中國整體的宏觀調控應當全面考慮各種經濟政策目標的成本和收益,在綜合排序的基礎上權衡利弊。由于通貨膨脹會導致生產和流通領域的紊亂,并產生巨大的再分配效應,其中利益受損最嚴重的是中低收入階層。因此,應堅持反通脹的目標。貨幣當局需要在充分考慮這些牽制力量的基礎上,統(tǒng)籌兼顧,妥善決定反通脹政策措施的力度,精確制導。

參考文獻:

［1］樊彩躍，中長期保持“高增長、低通脹”面臨的主要問題[J]1宏觀經濟管理,2008

［2］陳國輝,段鵬,我國的外匯儲備與通貨膨脹[J]1經濟管理,2007

［3］尚金峰，開放條件下的金融監(jiān)管.北京：中國商業(yè)出版社，2006.

［4］祁敬宇.金融協(xié)調運行機制論綱.北京：中國財政經濟出版社，2006.

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（二）模型的估計與分析1．數(shù)據(jù)的選取我們選取1996年1季度到2012年1季度的實際產出同比增長率（RGDP）、同比CPI通貨膨脹率（CPI）、M2貨幣增長率（RM）、食品價格同比變化率（CPIFOOD）作為模型估計所需要的變量。在估計之前，首先對變量平穩(wěn)性進行檢驗，表1是這些變量的檢驗結果。2．模型的估計與分析根據(jù)AIC和SC原則，簡化式VAR最優(yōu)滯后階數(shù)為4階。在此基礎上估計施加了長期約束的SVAR模型，得到長期響應矩陣D（L）和矩陣A，B如表2所示。3．結構性沖擊的分解及其動態(tài)沖擊效應農產品價格沖擊對通貨膨脹先是負向作用然后正向推動，但其沖擊作用的力度明顯小于供給和需求沖擊，在－0．1％到0．1％以內，說明農產品價格在中國通貨膨脹波動中并不是最重要的因素，相比于供給和需求沖擊，農產品價格因素的作用有限。此外，農產品價格對通貨膨脹影響呈現(xiàn)先下降后上升的特點，與理論判斷存在一定差異。其原因在于，考慮到食品價格波動對于居民生活具有廣泛影響，食品價格在中國往往會受到一定的價格管制，因此上游農產品價格變化對下游食品價格的傳導機制會受到一定制約，對CPI指數(shù)的傳導也不夠順暢。由于價格管制因素的存在，農產品價格對通貨膨脹影響的時滯拉長，不確定性增大，即農產品價格并不必然導致通貨膨脹的上升，這與盧鋒、農業(yè)部農村經濟研究中心分析小組的研究結論一致［7，11］。從圖1至圖4可以看到，供給沖擊對產出的作用最大最顯著，并呈現(xiàn)長期性，說明技術進步、制度優(yōu)化等結構性變遷能夠對經濟發(fā)展產生持久的推動作用。從20世紀80年代起于農村領域的到1992年社會主義市場經濟體制的最終確立，再到21世紀初中國加入世界貿易組織，比較競爭優(yōu)勢得以充分發(fā)揮，這些都是中國結構性改革中的重要環(huán)節(jié)，也是推動中國經濟長期增長的根本動力。相比于供給沖擊，貨幣政策、需求層面的作用效果要小得多，需求沖擊的峰值效應大約在6％，貨幣政策則是2．5％。這說明技術進步、生產效率提高以及結構性改革能夠顯著持久地推動經濟增長，僅僅依靠需求管理政策的調控對經濟增長的作用力度和空間都十分有限。農產品價格的沖擊效應最小，產出對農產品價格沖擊有十分微弱的正向響應，在第10個季度以后轉換為負向反應并逐漸增大。4．宏觀經濟中結構性沖擊成分的分解借助Blanchard和Quash的研究思路和方法，我們還可以將宏觀經濟時間序列分解為由需求沖擊、供給沖擊、貨幣沖擊和農產品價格沖擊四個結構性沖擊表示的組成成分，這對于更好理解宏觀經濟中的結構性波動成分有著積極幫助。從圖5至圖6可知，農產品價格沖擊對通貨膨脹的影響在大多數(shù)時候要小于供需和貨幣政策沖擊對通貨膨脹引起的波動。其中，農產品價格對通貨膨脹影響較大的年份出現(xiàn)在1998到2001年之間。1998年中國南北方同時出現(xiàn)了大范圍的洪水等自然災害，農業(yè)生產受到嚴重影響，農產品價格面臨較大的上漲壓力，對中國通貨膨脹的有效調控造成巨大挑戰(zhàn)。2001年以后，農產品價格對中國通脹的影響開始逐漸減弱，即便是在2007年全球大宗商品價格攀升、2008年初中國南方遭遇冰凍等極端氣候的背景下，中國農產品價格總體上基本保持了相對穩(wěn)定，并沒有對通貨膨脹造成顯著的推動作用。這與之前通貨膨脹對農產品價格脈沖響應特征相對應，也與羅永泰、李津的研究一致［12］。原因是：第一，從中國宏觀經濟運行的特點來看，加入世貿后，中國豐富的勞動力和自然資源稟賦、較為完備的工業(yè)生產體系以及政府在環(huán)境問題實質上的軟約束等多方面因素所帶來的比較競爭優(yōu)勢在全球貿易體系中得以充分釋放，巨大的外部需求是中國經濟自2003—2008年呈現(xiàn)兩位數(shù)高增長的重要推動力量。次貸危機前，中國國內經濟受國內投資和出口需求的拉動，經濟增長迅速，外匯占款規(guī)模提高，當然全球經濟向好也助推了石油等大宗商品價格的高企。因此，受到國內經濟過熱、外匯占款增加以及輸入性通脹等多重因素的共同作用，中國呈現(xiàn)出經濟過熱、通脹面臨較大上行壓力的形勢。2008年下半年以來，金融危機席卷全球，國際貿易大幅收縮，全球經濟陷入蕭條，在中國對外貿易需求下滑等因素的作用下，中國通貨膨脹暫時消除了之前的上行壓力。但是，中國在2008年末實施的大規(guī)模經濟刺激計劃在實現(xiàn)國民經濟穩(wěn)定增長的同時，以國內投資需求高速增長所帶來的新一輪通脹壓力在2010年后開始顯現(xiàn)。此外，國外各種版本的量化寬松貨幣政策的密集實施加劇了流動性涌入新興市場國家，原來跌入谷底的農產品價格再次扭轉回升。在國內外寬松貨幣政策的刺激和作用下，中國通貨膨脹再次面臨上漲壓力。第二，從農業(yè)領域的生產情況來看，中國一直重視農業(yè)生產對國民經濟的基礎性支撐作用。中國農業(yè)基礎設施投入不斷增加，糧食生產連續(xù)多年實現(xiàn)豐收，糧食儲備充足，糧食總體自給率高，這對于穩(wěn)定糧食等農產品價格具有積極的戰(zhàn)略意義。因此，近年來中國農產品價格總體保持了相對溫和的增長，減少了對通貨膨脹波動的影響。

二、農產品價格隨機沖擊與通貨膨脹的溢出效應

（一）農產品價格波動與核心通貨膨脹率考慮到CPI指標容易受到暫時性外生沖擊的影響，可能引起中央銀行貨幣政策和公眾預期出現(xiàn)誤判。因此，構建能夠反映通貨膨脹長期潛在變化的指標具有積極意義。這里應用SVAR對核心通貨膨脹指標進行測度，同時考察其與農產品價格沖擊之間的動態(tài)關系。最后，就建立核心通脹指標對貨幣政策調控的意義進行探討。計算結果如圖7所示。

（二）農產品價格沖擊與通貨膨脹率、核心通貨膨脹率的溢出效應1．均值波動溢出效應模型的構建此處構建通貨膨脹與農產品價格沖擊之間的均值波動溢出模型，通過溢出關系檢驗來進一步考察農產品價格波動與宏觀經濟在均值波動層面上的溢出效應。構建基于農產品價格波動和中國通貨膨脹（核心通貨膨脹）的二元VAR－MVGARCH－Asym－metric－BEKK均值波動模型，其中均值方程為。2．模型的估計與均值波動溢出效應檢驗表3、表4為均值波動溢出效應的檢驗結果。均值層面看，通貨膨脹與農產品價格之間不存在顯著的均值溢出效應。這與之前的SVAR脈沖響應結果形成一定的對應關系，即通貨膨脹與農產品價格之間在均值層面上不存在顯著或確定的正向關系。從波動溢出層面來看，兩者之間的波動溢出效應卻十分顯著，說明相對于長期的均值水平層面，通貨膨脹與農產品價格在短期波動層面上表現(xiàn)出更為緊密的關聯(lián)關系。從長期均值層面來看，通貨膨脹更多地由總供給和總需求決定，在供需穩(wěn)定、貨幣政策不變的條件下，僅僅某一個市場如農場品市場的價格波動很難改變社會的總體物價水平。對比波動溢出效應的似然比可知，通貨膨脹或核心通貨膨脹對農產品價格溢出效應的似然比LR要遠大于農產品價格對通貨膨脹或核心通貨膨脹溢出效應的似然比LR，表明前者在更高的顯著水平下拒絕不存在溢出效應的零假設，這說明通貨膨脹對農產品價格波動的單向溢出效應相對于反向溢出要更為顯著。這與中國近年來通脹波動的事實十分契合。如前文所述，中國通貨膨脹更多受到供需層面和貨幣政策的影響，農產品僅作為構成通脹指標中的一部份，其價格波動對整體通脹改變的作用力度有限。相反，當中國通貨膨脹出現(xiàn)加大幅度波動時，隨著一般商品價格的整體性調整，農產品市場必然不能獨善其身，其價格波動性隨之增加。

（三）農產品價格沖擊與通貨膨脹率、核心通貨膨脹率的動態(tài)相關性從圖8可以看出，農產品價格與CPI、核心通貨膨脹率的動態(tài)相關性既有正向也有負向關系，說明農產品價格上漲不會必然引起通貨膨脹上升。同時農產品價格與核心通貨膨脹率的正向相關關系相比于CPI有明顯的下降，說明CPI更容易受到農產品價格因素波動的影響，而核心通貨膨脹率由于已經剔除農產品價格隨機沖擊，受到農產品因素的作用相對較小，因而能夠更多反應經濟供需層面的情勢變化。事實上，考慮到核心通貨膨脹與CPI相比，能夠剔除農產品價格這些隨機沖擊的影響，更多地反應經濟內在情勢變化所產生的潛在通脹，從這一點來看，如果我們能夠建立起更為科學、合理的反應通貨膨脹真實變化的指標體系，將會給中央銀行進行貨幣政策調控預留出更多的調整和操作空間，更好地保持貨幣政策的穩(wěn)健性與連續(xù)性。

（四）農產品價格沖擊與通貨膨脹率、核心通貨膨脹率的協(xié)動關系在研究農產品價格沖擊的漲跌對通貨膨脹（核心通貨膨脹）的非對稱影響方面，此處根據(jù)Kroner和Ng提出的一元GARCH的新聞曲線進行了改進和創(chuàng)新，提出了基于“通貨膨脹（核心通貨膨脹）與農產品價格沖擊之間的協(xié)方差”的多元GARCH聯(lián)合消息沖擊曲面（NewsImpactSurface）［13］。需要指出的是，在宏觀經濟變量變化的非對稱影響方面，曾有應用類似的消息沖擊曲面對中美貨幣政策協(xié)調以及基準利率聯(lián)動等領域展開了較為深入的研究。此處應用這一方法考察農產品價格沖擊波動性與通貨膨脹、核心通貨膨脹協(xié)動性所產生的非對稱沖擊效應。總的來看兩者之間協(xié)動關系，可以認為，農產品價格或通貨膨脹上升更容易帶動對方變量的上行，農產品價格或通貨膨脹下降對對方變量下行的作用力度則相對較小，即農產品價格隨機沖擊或通貨膨脹對對方變量的作用具有非對稱性，其中農產品價格或通貨膨脹上行具有更為顯著的推升作用。

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(二)混合NKPCGali等［4］擴展了關于廠商定價行為的假設。假設壟斷競爭廠商存在兩種定價行為，一是前向型定價，即基準模型中的定價方式。二是后向型定價，即一部分廠商根據(jù)以前時期的價格來設定價格。這里假定比例為1－ω的廠商采取前向型定價，比例為ω的廠商采用后向型定價。

(三)二元經濟結構的混合NKPC由于，實際邊際成本與產出缺口存在近似線性關系:

二、實證檢驗

(一)計量模型依據(jù)(17)式，可以構建相應的計量模型:上面計量模型中包含通脹預期項πt+1，該項的數(shù)值顯然會受到隨機干擾項的影響，即解釋變量與隨機干擾項相關，采用最小二乘法估計參數(shù)值不是有效的，故采用GMM估計方法。GMM方法不要求擾動項的準確分布信息，允許隨機擾動項存在異方差和序列相關，是一個穩(wěn)健估計量。GMM估計方法的基本思想是選擇最小距離的估計量，通過設定矩條件估計得出參數(shù)值，該方法是估計前瞻性計量模型參數(shù)的有效方法，且本文模型的數(shù)據(jù)樣本數(shù)量為89，可以滿足其樣本數(shù)量要求。GMM估計方法的重要問題是工具變量的選擇。工具變量的選擇應滿足兩個條件:(1)工具變量與其替代的解釋變量高度相關;(2)工具變量與隨即擾動項不相關。本文的計量模型所使用的數(shù)據(jù)均為時間序列數(shù)據(jù)，按照常用的工具變量的選擇方法，采用解釋變量或被解釋變量的滯后值作為工具變量。選擇的工具變量數(shù)不小于被估計參數(shù)的個數(shù)，以保證GMM估計量可識別，常數(shù)項會被自動加到工具變量中。

(二)數(shù)據(jù)說明①本文選取1992年第1季度到2014年第1季度期間的季度數(shù)據(jù)為樣本。自1978年以來，中國經濟結構經歷了由計劃經濟向社會主義市場經濟的變革。1992年以前，中國經濟處于變革的前期，整體上仍具有明顯的計劃經濟特征，1992年至2014年期間，經濟結構更接近于本文模型的假設情形。此外，年度數(shù)據(jù)的時間跨度過長，月度數(shù)據(jù)變化又過快，所以本文選用季度數(shù)據(jù)，這也是進行菲利普斯曲線模型經驗研究的慣例。模型中涉及的變量有五個:通貨膨脹率為被解釋變量，產出缺口、通脹預期、通脹慣性(滯后一期通脹率)、勞動力流動速度缺口為解釋變量。(1)通貨膨脹率和通脹慣性:采用居民消費價格指數(shù)(CPI)環(huán)比。季度CPI環(huán)比指數(shù)為季度內三個月CPI指數(shù)乘積。(2)產出缺口:產出缺口以實際產出偏離潛在產出的百分比來表示，即yt=(Yt－Y*t)Y*t，Yt為t期的實際產出，Y*t為t期的潛在產出，實際產出=名義GDP/GDP平減指數(shù)。采用H－P濾波方法(λ取1600)將實際產出分解為趨勢部分Tt和周期部分Ct，即Yt=Tt+Ct，趨勢部分即潛在產出，產出缺口由CtTt給出。(3)通脹預期:目前通脹預期數(shù)據(jù)的估算方法主要有:一是調查數(shù)據(jù)方法。研究人員通過設計調查問卷直接收集消費者對未來物價水平走勢的看法，然后把這些對通脹趨勢的定性估計進行量化，轉化為可以使用的定量數(shù)據(jù)，如Roberts(1995)和文獻［14］。而這種方法獲得的數(shù)據(jù)的可靠性很難令人信服。二是采用適用性預期。常用的處理方式是以滯后若干期通脹的加權平均作為通脹預期的變量，即πet=(1－θ)∑∞j=0θjπt－j，其中θ∈(0，1)。該方法的使用以持續(xù)穩(wěn)定的貨幣政策為前提。三是采用理性預期。該方法以t+1期通脹的實際值作為通脹預期，即Etπt+1=πt+1+ηt+1，ηt+1為理性預期誤差。此外，還有以對實際利率的預測替代對通脹預期的預測，如利用金融市場上有價證券名義利率與實際利率的差別來估計通脹預期，如Fasolo和Portugal(2004)。云航等［21］將狀態(tài)空間模型和Hamilton(1989)的Markov區(qū)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(tǒng)下估算了通脹預期。該方法建立在分析通脹預期形成的基礎上，是一種更為接近預期形成現(xiàn)實的方法，本文借鑒該方法估算通脹預期數(shù)值。(4)勞動力流動速度缺口:該變量指勞動力流動速度偏離穩(wěn)態(tài)流動速度的百分比，vt=(Vt－V*t)V*t，Vt為勞動力流動速度，以非農產業(yè)(第二、三產業(yè))就業(yè)在總就業(yè)(第一、二、三產業(yè))中的占比來度量，V*t是勞動力流動速度穩(wěn)態(tài)值。同樣采用H-P濾波方法(λ取1600)，分離出穩(wěn)態(tài)值，進而計算出該缺口。

(三)參數(shù)估計過程和結果分析1．單位根檢驗本文采用的是時間序列的宏觀經濟數(shù)據(jù)，為避免數(shù)據(jù)不穩(wěn)定而導致計量模型參數(shù)估計出現(xiàn)偏差和偽回歸，先對相關數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗。單位根檢驗結果見表1。本文對變量yt、πt、Etπt+1和vt分別進行ADF、PP、DF-GLS檢驗，結果顯示yt、πt和vt在5%的顯著水平下，拒絕原假設H0:存在單位根。而Etπt+1不能通過穩(wěn)定性檢驗，為非穩(wěn)定序列。進一步對Etπt+1的一階差分進行單位根檢驗，其ADF、PP、DF-GLS檢驗統(tǒng)計量分別為－5．513735、－5．623668和－5．550893，通過5%的顯著水平的平穩(wěn)性檢驗。Etπt+1的一階差分為平穩(wěn)過程，是一階單整，即I(1)。2．四組工具變量檢驗根據(jù)計量模型，本文為內生變量Etπt+1選取的工具變量主要涉及通貨膨脹、產出缺口和通脹預期的滯后期。采用GMM估計方法，工具變量的選擇較為敏感，工具變量集的微小變化可能導致估計參數(shù)的顯著變動。為了增強檢驗結果的信服力，本文選取四組工具變量進行檢驗。從表2可以看出參數(shù)估計值的變化范圍及其穩(wěn)健程度。λ3估計值的變化范圍是0．40～0．45，λ1估計值的變化范圍是0．33～0．40，λ4估計值的變化范圍是0．18～0．20，λ2估計值的變化范圍是0．0001～0．0009，這四個參數(shù)的估計值均表現(xiàn)出良好的穩(wěn)健性，其估計值較為穩(wěn)定，說明使用這四個變量作為通貨膨脹的解釋變量是適當?shù)摹Ｍㄟ^對估計參數(shù)數(shù)值的比較，可以看出各個解釋變量對通貨膨脹的影響在程度上的差異，滯后一期通貨膨脹的影響效果最大，其次是產出缺口和勞動力流動速度缺口，而通脹預期的估計參數(shù)相對很小，基本上不會產生效果。常數(shù)項的估計值變化范圍很小，其絕對值小于0．04，說明截距點距離原點很近。相對于其他估計四組工具變量集的估計結果基本保持一致，說明GMM的估計結果是穩(wěn)健有效的。