简述通货膨胀的原因范例(12篇)
简述通货膨胀的原因范文1篇1
[关键词]通货膨胀目标制可行性
20世纪90年代以来，货币供应量作为货币政策中介目标的局限性日益显现，许多工业化国家开始采用一种新型的货币政策理论框架――通货膨胀目标制。西方发达国家采用通货膨胀目标制之后在促进经济增长及抵制通货膨胀方面取得了良好成效。新西兰、加拿大、英国、瑞典、芬兰、澳大利亚、西班牙等发达国家率先实行通货膨胀目标制，接着，巴西、波兰、捷克、智利、以色列、南非、泰国、菲律宾等发展中国家也纷纷效仿。这些国家的实践结果表明：实施通货膨胀目标制后通货膨胀率明显下降，基本达到了稳定物价的目的。2007年我国居民消费价格指数（CPI）上涨为4.8％，涨幅比2006年提高3.3个百分点。2008年1月份居民消费价格总水平同比上涨7.1%。其中，城市上涨6.8%，农村上涨7.7%；食品价格上涨18.2%，非食品价格上涨1.5%；消费品价格上涨8.5%，服务项目价格上涨2.6%。由此可见，目前我国通货膨胀现象较为严重，我国在通货膨胀率大幅度上涨的情况下，如何控制物价上涨是政府需要调控的重点。既然通货膨胀目标制在其他国家的应用取得了较好的效果，我国能否也采用这种新型的货币政策呢？
一、通货膨胀目标制主要理论观点
通货膨胀目标制的基本含义是：货币当局预测通货膨胀的未来走向，并将此预测与已经确定的通货膨胀目标相比较，根据两者之间的差距决定货币政策工具的调整和操作；如果通货膨胀预测结果高于目标或目标区上限，采取抑制性货币供给调整：如果通货膨胀预测结果低于目标或目标区下限，采取松动性货币供给调整；如果通货膨胀预测结果在目标区范围内或非常接近目标，货币政策倾向则可以保持不变。有专家认为：通货膨胀目标制是一种货币政策策略，它包括五个因素：(1)对公众宣布通货膨胀的中长期数字目标；（2）一种价格稳定的制度性的承诺，并以价格稳定作为货币政策的主要目标，其他目标从属于该目标；（3）不仅是货币总量或汇率，其他各种信息和变量都可被用来确定政策工具模式；（4）通过与公众和市场交流以增加货币政策的透明度；（5）为保持通货膨胀目标，应增加中央银行的责任度。
与汇率目标相比，通货膨胀目标制使货币政策集中于国内的经济状况，对国内经济冲击进行反映。通货膨胀目标制的优点在于，货币与通货膨胀之间的稳定关系对于通货膨胀目标制的成功并不重要，通货膨胀目标制框架并不依赖与这一关系，而是使用所有可用信息去决定货币政策工具的最优设定。其优点表现在以下几点:（1）通货膨胀率的公布简单易行，并且很容易被公众所理解和接受;（2）通货膨胀目标制拓宽了央行与公众的沟通渠道，增强中央银行的责任感，提高货币政策的透明度，为衡量中央银行的业绩提供了一个相对严格的量化标准，从而也就有利于货币政策的制度化;（3）消费者可以享受价格稳定所带来的其他好处，避免或减小通货膨胀所造成的社会损失，如市场体制扭曲，分配不公等。另外，通货膨胀目标制框架可以降低通货膨胀水平及其易变性，提高产出增长并降低了其易变性，降低通货膨胀的持续性。
二、实行通货膨胀目标制的前提条件
经济学家认为通货膨胀目标制的执行需要三个先决条件。第一，中央银行的独立性，即中央银行能够独立地执行货币政策。第二，货币当局有愿意和有能力不钉住其他目标，如汇率等目标，不使通货膨胀目标从属于其他目标而使政策无效。第三，货币政策具有较高的透明度，并且与大众进行良好的沟通。
1.中央银行应有相当程度的独立性
中央银行的独立性指的是在三个大的领域必须排除或大大削减政府的影响：人事的独立性、融资的独立性和政策的独立性，而后者可以分为目标的独立性和工具的独立性。任何国家要考虑采用通货膨胀目标制作为其货币政策，其首要条件是中央银行应有相当程度的独立性。即便说中央银行未必需要拥有完全的法律上的独立自，但是货币当局至少必须具有为了达到某些名义目标而采用货币政策工具的自由。为达到这一要求，国家不能显示出有任何“财政主导”的迹象，换句话说，货币政策的实施不应受纯粹的财政上考虑的支配或制约。
2.货币当局具有单一货币政策目标
一个选择固定汇率制的国家会将其货币政策目标从属于汇率目标，从而在追求其他名义变量（如通货膨胀率）时变得无效。如果通过固定汇率制的变相形式来放松这一限制条件，那么从理论上讲，汇率目标是可以与通胀目标同时并存的，但前提是这种目标足够清晰明确，并且中央银行的行为能够表明通胀目标在这两者发生冲突时处于优先地位。然而，实践中这两种目标的并存会带来一些问题，因为货币当局可能不会事前就将这些优先目标以令人信服的方式公之于众。相反，公众可能会从货币当局面临汇率压力时的实际反应来推测其优先目标。而且，在此情况下，货币当局到底是调整工具组合以维持汇率目标还是允许汇率波动超出预定范围，以及对这两种行动过程是否公开，理论界至今仍无定论；而事实上，这两种过程恰恰能向公众传递恰当的信号或提高货币当局的可信性。因此。避免这些问题的最安全的方法是货币当局不要对汇率水平或其跨期变动做出承诺。
3.货币政策具有较高的透明度
货币政策透明度的核心内容是中央银行对货币政策决策结果的公布，以及对决策理由的解释。国际货币基金组织拟定的《货币和金融政策透明度良好行为准则》中，把透明度定义为“一种环境，即在易懂、容易获取并且及时的基础上，让公众了解有关政策目标及其法律、制度和经济框架，政策制定及其原理，与货币和金融政策有关的数据和信息，以及机构的职责范围”。从目前实行通货膨胀目标制的各国近年来的货币政策实践可以看出，他们主要是通过引导和管理公众的市场预期来实现。如果中央银行不能通过及时准确的政策信息披露来正确引导公众预期，就将会增加公众预期错误对宏观经济的扰动，致使货币政策操作滞后于公众预期，最终必然加大调控的试错成本。在实行通货膨胀钉住制度的国家，其货币政策无一例外具有很高的透明度。
从理论上来讲，满足了上述三项基本要求的国家都可以采用与通货膨胀目标制相一致的方式实施其货币政策。除此之外，实施通货膨胀目标制，还必须具有对国内通胀建立模型及进行预测的技术与制度能力，能够准确评估政策工具变化对未来通胀的影响，同时密切关注货币政策传导对主要宏观变量的影响方式。
三、我国实施通货膨胀目标制的条件分析
实施通货膨胀目标制的大部分国家，其宏观经济运行都有了较大的改善。因此，通货膨胀目标制作为一种新的货币政策框架越来越受到更多国家的青睐。从实践看，实施通货膨胀目标制必须具备一些前提条件：中央银行有相当的独立性、有明确的单一的货币政策目标、有较高的统计和预测通货膨胀的能力、信息透明度高等。我国是否具备实施通货膨胀目标制的条件呢？
1.我国中央银行缺乏足够的独立性
目前，在政治独立性和组织独立性方面，我国央行都不具备实施通货膨胀目标制的条件。由于政府与中央银行的政策目标并非完全一致，所以在两者的目标发生冲突时，缺乏独立性的中央银行可能会屈从于政府，从而无法完成既定的通货膨胀目标。因此，通货膨胀目标制对中央银行的独立性要求相当高。我国中央银行的独立性较低:（1)货币发行不独立;(2)制定和执行金融政策上不独立;(3)监督和管理金融体系和金融市场方面不独立。另外，从货币政策传导机制来看，由于我国银行业的市场结构是寡头结盟的市场结构，而国有商业银行又在其中居垄断地位，货币政策主要依靠国有商业银行的信贷渠道传导，因此国有商业银行的行为在一定程度上会影响货币政策的传导。这些方面会使中央银行在进行货币政策操作时受制于政府和国有商业银行自身的考虑，使相应的货币政策操作可能缺乏呼应，从而会使中央银行公布的通货膨胀率有实现不了的风险。
2.我国不具有明确的单一的货币政策目标
发展中国家经济实力相对薄弱，但是通货膨胀目标制要求中央银行将物价稳定作为首要目标，并且目标期的实际通胀率是否落入目标区间被认为是评价中央银行政策绩效的首要标准，这常常会激励中央银行“不顾一切”地去完成自己的目标，这种唯“物价稳定”是图的作法有时会付出巨大的代价，甚至对经济增长和社会稳定构成一定的威胁，而这也是中国政府最不希望看到的。譬如，当通胀率上升时，中央银行会采取紧缩性货币政策，若通胀率上升是由过度需求引起，则紧缩性货币政策就是正确的；但若是由供给条件恶化引起，则紧缩性货币政策会进一步减少产出，增加失业。1991年加拿大实行通货膨胀目标制不久，就受到了全球石油价格上涨引起的供给冲击，但中央银行为了实现通货膨胀目标，反而提高了利率，从而引起经济的严重衰退，1990年～1995年加拿大的产出损失累积高达4000亿美元，平均失业率高达15.7%。由此可见，我国暂时还不具备这个条件。
3.我国货币政策的透明度程度不高
中国人民银行的问责机制将随着其独立性的增强而加强，其透明度和沟通状况正在不断改善，但是通过与其他国家央行的透明度和问责机制建设相比，我国的中央银行问责机制建设仍旧比较滞后。按照货币政策委员会条例的规定，货币政策委员会只是人民银行制定货币政策的议事机构，货币政策委员会议案和例会讨论的重要内容不得对外提供或公开发表，有关议案表决通过后形成建议书，人民银行在向国务院报送有关货币政策重要事项的决定方案时，将建议书或会议纪要作为附件一并报上。媒体所报道的内容就是每个季度之初，货币政策委员会召开一次例会，然后在有关报纸上发表非常简短的“会议纪要”。由于“会议纪要”简短而且均为原则性表述，所以传达出的信息量有限，公众从中了解到的，充其量是未来一个时期的货币政策取向，而没有更多实质性的具体内容，这种信息披露方式，透明度应该说是不够的。
四、结论
我国目前尚不具备实行通货膨胀目标制的条件，换句话说，通货膨胀目标制在我国暂时缺乏可行性，但这并不意味着以后也会将其拒之门外，我国中长期内应放弃货币供应量目标，实行通货膨胀目标制，把我国的货币政策目标直接钉在通货膨胀率上，同时将利率、货币供应量和经济景气指数等其他主要经济变量作为监测指标，以长期性的“核心通货膨胀率”作为货币政策目标，重构一个通货膨胀目标制下的货币政策操作框架。
参考文献：
[1]艾洪德武志:发展中国家通货膨胀目标制货币政策的适应性分析[J].国际金融研究，2005（8）
[2]贺力平:“货币政策新方向：反通货膨胀目标制及其理论依据[J].经济研究，1998（2）
[3]生蕾:从西方实践看我国实施通货膨胀目标制的可行性[J].求索，2007（9）
[4]江秀辉李伟:论通货膨胀目标制被广泛采用的必然性[J].集团经济研究，2007（7）
简述通货膨胀的原因范文
关键词：通货膨胀；商业企业；成本计价和结转
我国的国民经济在市场经济体制不断地改革中得到快速的发展，通货膨胀已成为当今社会的亟待解决的重要问题之一。经济持续过热必然会引起商品成本增加，原料价格上涨、成本增加、物价大幅上涨等一系列连锁反应，这些都对商业企业的生存与发展提出了一个新的挑战。
一、通货膨胀的时代
通常来讲，通货膨胀是指因纸币发行量超过商品流通中的实际需要的货币量而引起的纸币贬值、实物价格上涨现象，即是一个价格持续上升，货币价值持续下降的过程。通货膨胀下，经济的增长率也会持续提高，通货膨胀率也不断地上升。实际上，经济理论和实践上认为，适度的通货膨胀对经济增长是有益处的，但持续的、过度的、明显的通货膨胀则会对经济的健康发展产生很多恶劣的影响。通常认为，通货膨胀率如果在3%~5%的范围内则是适度的，若超过5%就会带来更多的负面影响。这表明，货币资金在遇到通货膨胀的过程中会因为购买力降低而遭受损失。
通货膨胀下企业要承担银根紧缩带来的经济减缓，而且逐渐上升的利率也会使资金成本大幅提高。当前我国的通货膨胀即是货币量的通胀，又是产品与产品之间的价格调整和产品结构悄然变化造成的。通胀既表现为商品价格的普涨，也表现为商品与商品的价格有升有降，价格体系和有效需求都发生了变化。这些都是商业企业必须准备面临的情况。
二、通货膨胀下商业企业的成本计价和结转
在通货膨胀的条件下，企业的成本计价和结转出现严重失衡现象。这主要是由于流通中的货币贬值十分严重。这时，企业如果采用流通中的货币作为衡量自身产品和服务价格的基准，就会丧失其真实性，造成企业资产的账面价值与实际的货币衡量结果之间产生了较大的差异，企业的成本计价就会出现严重的失衡。
现阶段我国主要采取历史成本作为计量基础，要求每项记录均以原始凭证作为依据，这种方法的优点是能客观的记录实际发生的经济业务，但在货币价值变动剧烈，尤其是通货膨胀时期，这种方法不能保证客观性、实时性、有效性，这种计量方法使得在不同时期获得的相同资产所付出的资源相差很大，从而导致企业同一时期的数据不具有可比性。
在会计的一般核算中，成本是受物价影响最大的因素。因为成本的变动直接受现行市场上生产原材料价格、固定资产价格等因素的影响，通货膨胀要求增加人工成本、原材料成本以及其他各种成本，同时出于趋利因素的影响，企业会储备更多的原材料，无疑加剧了企业成本的上升。
受通货膨胀的影响，投资与存货之间的资产成本计算结转也会在一定程度上失去可比性，究其原因在于资产的市场账面价值已经背离现实。货币资产的期初和期末的资产性数据不具有可比性，同时非货币性资产的账面价值与实际价值有很大偏离，这些都导致企业的成本结转无法真实计量企业的成本与收益。
三、简述商业企业在通货膨胀下财务的应对措施
知识经济时代的商业化企业通常都将资本的运营作为自身发展的基础，怎么样运营资本自身的价值才能让企业的整体价值最大化成为当今企业经济需要解决的一个重要问题。在通货膨胀的情况下，企业应该如何通过成本计价和结转的有效方式减轻企业压力，笔者有以下建议:
（一）转移通胀压力
商业企业可以通过改善库存商品结构，提高产品质量，提高附加价值，以及搞好售后服务等方式，使商品的需求大幅增加。这样，可以将原材料上涨的价格加到商品品价格中，将通货膨胀的压力有效转移给社会。
（二）改进折旧方法
在财会制度允许的范围内，企业应该尽量缩短折旧期限，加速折旧的过程，从而达到遏制通货膨胀不利影响的目的。这是由于在通胀的状况下，折旧不受影响，晚些时候发生的折旧可以使一部分税收有所减少，这可以削弱由于通胀带来的不利影响，增加企业投资经营项目的净现值。
（三）在通货膨胀时，企业应保持净债务人身份
近年来，很多西方学者认为，当出现通货膨胀时，只要企业能保持净债务人的地位，就可以从中获利，这是因为在通货膨胀的情况下，由于货币购买力下降，企业若保持净债务人的身份，那么从货币性负债上获得的收益会超过从货币性资产上所遭受的损失，这样就可以得到购买力净收益。当然，这种情况是在利率低于所设想的通涨率时出现的。同时要防范商业企业负债率过高造成的财务风险。
（四）对实物性的资金管理采用超额储备法
这里所说的实物资金，主要是增加库存商品。增加库存商品可以保证商业企业的正常运转，经营更具弹性。利率上升的变动，货币性资金的持有量会相应减少，这时更多的购置实物性资产是一个很好的规避方法。因为在通胀的情况下，实物性资产价格的上涨速度将远远超出利率的上升速度。在这个时候，购买实物性资产，不仅可以起到保值、增值的作用，更可以抵御由于通胀带来的压力。增加库存商品应重点考虑产品的品种，规格，质量，价格，以适应市场的需求，防范产品供求和价格体系变化带来的风险。
以上介绍的这几种方法，在通货膨胀环境下可以有效减轻商业企业成本及结转所承担的巨大压力，为企业平稳的度过通货膨胀这一难关提供一些帮助。
参考文献：
简述通货膨胀的原因范文篇3
关键词：通货膨胀CPIARMA模型
引言
传统经济理论认为，通货膨胀是在纸币流通条件下，由于货币供给大于货币实际需求导致货币贬值、物价普遍而持续上涨的经济现象。而在现实经济生活中，消费者物价指数（ConsumerPriceIndex，简称CPI）是根据与居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标，通常被作为衡量通货膨胀水平的重要标志。
2008年10月，美国“次贷危机”爆发，随即演变成全球“金融海啸”，之后国际经济形势持续低迷。国际经济形势特别是欧美发达国家的经济萎靡对我国出口造成了巨大影响，使得我国出口锐减，大量中小型外贸企业倒闭。另外，随着劳动力成本的逐渐提高，我国人口红利日渐消失，低端制造业依靠的传统比较优势会荡然无存，这致使我国长期依靠低端制造业出口的外向型经济难以为继。为防止“次贷危机”引发的“金融海啸”对我国实体经济造成较大冲击，避免经济“硬着陆”，国家启动4万亿投资计划，同时松动银根增加货币供给量。在积极的财政政策以及稳健的货币政策下，虽然我国经济保持了平稳较快的增长，实现了“软着陆”，但较高的通胀压力也伴随着积极的宏观调控政策而来。
进入2009年7月份，CPI指数重新抬头，从当月的-1.8一路飙升至2011年7月的6.5。CPI指数的飙升，使我国经济遭受外向型经济难以为继、国内通货膨胀预期压力日益增大的双重狙击。CPI持续上扬，一方面使想依靠积极的财政政策抵御经济危机的宏观经济政策陷入被动，另一方面对我国人民的生产生活都造成了巨大的影响。由于CPI指数是根据与居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标，与老百姓生活息息相关，因此研究此轮CPI上涨的成因是需要反复探讨的。虽然进入2012年以来，CPI上涨势头遭到遏制，但通货膨胀并不会远离人民的生活，随时都可能卷土重来，它永远都是人们所关注的社会、经济热点问题（见图1）。
文献综述
1937年，抗战全面爆发后，国民政府为了弥补财政赤字，不得不过度印发纸币，纸币的超量发行，导致物价螺旋式上升，恶性通货膨胀爆发。与20世纪40年代国民政府时期典型的由纸币过量发行而导致的通货膨胀不同，之后国内各阶段的通货膨胀都呈现出不同的特点，成因也各不相同。国内有关学者和研究机构对此做了比较充分和详细的研究。
中国人民大学经济学院联合课题组（2004）通过对通货膨胀和投资、产出、过度货币供给等宏观经济变量进行一系列的计量分析后认为，投资增长是产出增长的原因，却不是通货膨胀率上升的原因；通货膨胀率上升也并不是中央银行扩大货币供给的结果。
赵颖（2010）通过构建向量自回归模型，分析货币供应、金融机构贷款和通货膨胀之间的动态关系后认为，从长期来看，狭义货币月度增量、金融机构贷款增量与CPI之间存在协整关系，货币供给的变化最终会体现在价格水平上。刘平（2012）利用Copula-VAR模型对此轮通货膨胀动因进行研究后认为，此轮通货膨胀的主要原因是国际大宗商品价格的上涨，次要原因是货币的超额发行。以上的相关研究都得出了相类似的结论，即货币超额供给是导致通货膨胀的主要因素之一。除了认为货币因素是影响通货膨胀的主要因素之外，张权（2011）认为推动我国通货膨胀的主要因素是成本及经济增长。
除此之外，杨缅昆（2011）通过建立经济模型，并借助统计资料，从理论上论证了我国当前通货膨胀的主要原因是外汇的过量增长。陈舒薇、胡海鸥（2009）运用计量模型对外汇储备与通货膨胀之间的关系作了实证分析，得出的结论是：外汇储备与通货膨胀指标（消费物价指数CPI）之间存在协整关系，外汇储备是CPI上涨的Granger原因。
通过对以往不同阶段有关通货膨胀或者是CPI上涨动因的研究进行总结后发现，大部分研究成果认为造成我国通货膨胀的动因主要包括：货币超额供给、成本上升、外汇储备、经济增长，当然部分学者得出了相反的结论，认为通货膨胀率上升并不是中央银行扩大货币供给的结果。
而针对美国次贷危机后我国爆发的新一轮通货膨胀的原因，笔者认为，此轮通货膨胀是在“次贷危机”引发“金融海啸”致使全球经济形势持续低迷，中央政府施行4万亿投资的扩张型财政政策的形势下发生的，因此，投资的过快增长导致的过度需求可能是造成此轮通货膨胀的主要因素之一，这与以往的一些研究结论可能是不同的，过往的研究对投资是否是此轮通货膨胀的成因的研究结论也是比较少的。与此同时，以往大多数文献中的研究方法多采用单变量模型，而综合考虑多种变量对通货膨胀的影响的方法较少。为此，本文综合考虑外汇储备、货币供给、固定资产投资以及成本上升对通货膨胀的影响，具有比较重要的理论与现实意义。
数据与模型
（一）数据来源及说明
在现实经济生活中，消费者物价指数（ConsumerPriceIndex，简称CPI）是根据与居民生活有关的产品及劳务价格统计出来的物价变动指标，通常被作为衡量通货膨胀水平的重要标志，因此本文中用CPI代表通货膨胀水平。生产者物价指数（ProducerPriceIndex，PPI）也是工业品出厂价格指数，是一个用来衡量制造商出厂价格的平均变化的指数，本文将PPI指数代表成本上升水平。传统经济理论认为，货币超额供给是造成通货膨胀的直接因素，货币供给分别由M0、M1、M2表示。其中M0=流通中的现金；M1=现金+活期存款+旅行支票+其他支票存款；M2=M1+小额定期存款+储蓄存款+散户货币市场共同基金。
（二）ARMA模型估计与检验
1.ADF单位根检验。由于ARMA模型估计的理论只能应用于平稳的时间序列，在对模型进行估计之前需要对序列进行ADF检验。如果ADF统计量为负且绝对值较大，或者说ADF统计量小于临界值，则拒绝序列具有单位根的原假设，从而接受备选假设序列平稳。对lnAGDP、lnURB和lnFDI进行单位根检验，以考察这些变量是否具有时间趋势。若时间序列为非平稳序列，那么在进行协整检验时就会出现“伪回归”问题，从而导致错误的结论。本文采用ADF检验法来检验lnAGDP、lnURB和lnFDI序列的平稳性。模型表示为：其中，yt=yt-yt-1，α为常数项，t为时间趋势项，εt为残差项，即随机扰动项。本文通过图形观察来确定是否包含常数项、时间趋势，并采用AIC准则选取ADF的滞后阶数。对各个序列进行ADF检验的结果如表1所示。
通过ADF来检验各指标时间序列的平稳性。检验结果如表1所示。通过表1可以看出，生产者物价指数（PPI）以及固定资产投资（investment）时间序列ADF统计量小于在5%的显著水平下的临界值，是平稳的。消费者物价指数（CPI）、外汇储备（whcb）以及货币供应经过差分处理后的数据是平稳的。
在1%、5%和10%的显著水平下，时间序列变量lnAGDP、lnURB和lnFDI均接受时间序列分别存在单位根的假设，所以三个时间序列不平稳。因此，取lnAGDP、lnURB和lnFDI三个时间序列的一阶差分，即lnAGDP、lnURB和lnFDI，并对其继续进行ADF检验，可以发现lnURB在1%的显著水平下拒绝原假设，故lnURB的一阶差分在1%的显著水平下是平稳序列。lnAGDP和lnFDI在在5%的显著水平下是平稳序列。三个变量的水平序列存在单位根I（1），是不平稳的，而一阶差分序列是平稳的，因此这三个变量不能采用普通回归法检验其相关性，应采用协整方法来检验。
2.Granger因果检验。本文通过格兰杰检验来对各自变量与因变量的因果关系进行检验，选择滞后期为2期，检验结果如表2所示。以10%显著水平下F的临界值来看，CPI不是货币供应量（M1）变动的Granger原因，而货币供应量（M1）是CPI变动的Granger原因。同样，CPI不是外汇储备变动的Granger原因，而外汇储备是CPI变动的Granger原因。而CPI不是固定资产投资的Granger原因，固定资产投资也不是CPI变动的Granger原因。与固定资产投资正好相反，生产者物价指数（PPI）与CPI存在双向Granger因果关系。
3.模型设定与估计。由于货币政策与财政政策具有滞后性，模型将货币供给与固定资产投资分别滞后24期与12期。外汇储备与固定资产投资分别采用对数的形式，最初设定的模型如（1）式所示：
cpi=c+β1ppi+β2log（whcb）+
（-2.84）（9.12）（2.604179）
β3M0（-24）+β4M1（-24）+β5M2（-24）
（0.198125）（-1.898804）（1.230374）
+β4log（investment（-12））（1）
（0.583076）
R2（0.953691）DW（1.158590）
从对最初模型的估计及参数检验的结果来看，模型的拟合效果很好，判定系数R2达到0.95，但M0与M2的T统计量远远小于M1，表明M1对通货膨胀有更强的解释作用，模型修订应该将M0与M2剔除。此外，DW统计量为1.158590，远低于2，表明残差序列存在正自相关，应该在回归模型中加入一阶自回归项，修正后的模型如（2）式所示：
cpi=c+β1ppi+β2log（whcb）+
β3M1（-24）+β4log（investment（-12））
+AR（1）+MA（2）+ε（2）
由表3可知，从模型的估计结果来看，模型的拟合效果很好，修正的判定系数R2达到0.988998。所有变量的T检验以及F统计量都是显著的，表明外汇储备、货币供给、固定资产投资以及成本上升对此轮通货膨胀具有很强的解释作用。与其他阶段通货膨胀的动因不同，此轮通货膨胀成因比较复杂，是多种因素共同作用的结果。
结论与启示
与历来的通货膨胀不同，此轮通货膨胀发生在美国“次贷危机”爆发引起全球“金融海啸”，我国启动“4万亿”投资计划应对经济危机之后（“4万亿”只是一个绝对的概念，除了中央政府“4万亿”之外，如果加上地方政府的配套投资，总投资规模远远大于这个数字，有学者认为，总投资规模可能会达到20万亿），与以往相关研究的结论不同，固定资产投资可能是此轮通货膨胀的重要成因。模型估计结果也证实了这种判断。“4万亿”投资引致的非理性亢奋需求导致国内要素全面紧缺，使从劳动力到自然资源，特别是水泥、钢铁等基建要素的价格都大幅上涨，进而拉动了CPI的上涨。同时庞大的固定资产投资都应用在地方基础设施建设以及国有企业之上，而继续资金支持的中小企业却难以得到国家财政政策的支持。
因此，保持中国经济平稳快速的增长，固定资产投资并不是迅速解决问题的有效方法。应该走出经济低迷增加投资经济过热减少投资经济低迷经济低迷的怪圈，改变投资一贯向地方基础设施建设、国有企业的倾斜，加大对中小型企业的财政支持。与固定资产投资相比，货币供应对CPI上涨的影响滞后期更长（模型中货币供给的滞后期为24个月，而固定资产投资为12个月，货币供给对CPI上涨的影响滞后期更长）。如果前一轮由于固定资产投资导致的通货膨胀尚未得到遏制，由货币供应引起的通货膨胀可能会造成叠加效应，进一步抬高物价。或者前一轮由于固定资产投资导致的通货膨胀已经得到遏制，CPI指数已经下降，而由货币供应引起的通货膨胀可能会使CPI指数重新抬头。
因此，固定资产投资与货币供应对通货膨胀影响的时间差异性可能是CPI指数呈现上下波动的原因。
此外，生产者物价指数（PPI）与消费者物价指数（CPI）的Granger因果检验以及ARMA模型的估计结果表明，成本上升是此轮通货膨胀的直接动因。与传统的由于纸币超额供给所引起的通货膨胀不同，成本推动型的通货膨胀对我国经济增长的影响更为深远。
随着我国劳动力成本的逐渐提高，有研究表明，我国已经进入“刘易斯拐点”，在不远的将来，人口红利将逐渐消失。人口红利日渐消失，表明我国经济特别是低端制造业长期依靠的成本比较优势正在逐渐弱化，这将使我国长期依靠低端制造业出口的外向型经济难以为继。为此，转变经济增长方式，加快外向型经济向内向型经济的转变成为保证我国经济可持续发展的一个必然出路。为扩大内需，中央政府不断提高各地最低工资水平，这无疑会进一步提高许多中小型企业的经营成本，对中小企业造成经济危机后的二次冲击。
因此，我国面临着一方面要增加收入，扩大内需，一方面要控制降低企业的经营成本。可以说这两方面是相对立的，这就需要政府从其他方面减轻企业的负担，以减缓经济形势低迷对我国中小型企业特别是外贸型中小型企业的冲击，在税收、贷款、土地及其他政策上给予企业特别是中小型企业更多的支持，创造更加公平的经营环境。
最后，外汇储备也是影响CPI的重要因素。长期来看，外汇储备增加导致基础货币投放增加，基础货币通过货币乘数增加货币供给量，总需求扩大。由于此轮通货膨胀表现为食品、蔬菜类等居民必需品物价的普遍上涨，这种居民必需品的供应受到季节、土地等要素的影响，短期内总供给不能对应货币需求而增加，从而使得需求低于总供给，物价随即上涨。因此，必须进一步加强对外汇的管理和运用，缓解外汇对通货膨胀造成的压力。
参考文献：
1.中国人民大学经济学院联合课题组.通货膨胀、投资与经济增长.管理世界，2004（9）
2.赵颖.货币供应增长率与通货膨胀之间动态关系的实证研究.经济研究导刊，2010（31）
3.刘平.大宗商品价格波动对通货膨胀影响的实证研究.统计与决策，2012（8）
4.张权.我国通货膨胀的测度及其影响因素的实证分析—兼论我国现阶段的通货膨胀形势.华东经济管理，2011（6）
5.杨缅昆.论外汇推动型通货膨胀及其治理—兼评输入型通货膨胀假说.统计研究，2011（8）
6.陈舒薇，胡海鸥.我国外汇储备增加的通货膨胀效应实证研究—兼评外汇冲销政策的有效性.科学技术与工程，2009（1）
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简述通货膨胀的原因范文篇4
我国货币错配属于净外币资产性质，即债权型货币错配。本文认为，这种货币错配对通货膨胀的影响主要是通过以下两个途径发生作用的：一是为冲销高额的外汇占款，抑制本币的急剧升值，央行不得不进行大规模基础货币的投放，从而引发通货膨胀和经济过热；二是由于巨额债权型货币错配的存在，使我国目前不具备实行通货膨胀目标制（Infla－tionTargetingTheory）③的条件，故阻碍了货币政策对我国通货膨胀状况进行有效地实时监测、控制与管理。首先，我们对第一种影响途径进行分析。截至2009年末，我国外汇储备高达23991．52亿美元。如此高的外汇储备是结售汇制度下，④我国资本项目和经常项目多年“双顺差”局面的结果，而“双顺差”又使货币错配问题凸现。这种货币错配的一个直接后果是人民币升值压力的增大。此外，由于担心人民币的过快升值将对我国出口增长造成沉重打击，进而不利于国内经济发展和恶化本已严竣的就业问题，央行被迫入市干预，用人民币购买外汇，于是我国央行通过外汇占款渠道投放的基础货币在逐年增加，并已成为投放基础货币的主要途径。1997年以来，基于外汇占款所投放的基础货币一直保持40％以上，而2005年达到90％左右，2009年末我国外汇占款的绝对额已达到了28279．37亿美元。在没有采取相应的对冲措施或者对冲不充分的情况下，外汇占款的增加必然引起基础货币和M2增加过快，引起流动性过剩，再加上货币升值吸引了外资的进一步流入，一起推动了资产价格和CPI的上升，并最终带来通货膨胀的压力，造成经济过热。由图1可以看出，随着我国外汇储备的连年攀升，货币错配程度不断加剧，外汇占款也在大幅增加，从而导致流通领域货币供应量的不断增加。下面我们进一步分析货币供应量与通货膨胀之间的关系。参照国际通行原则并根据我国实际情况，现阶段我国将货币供应量指标划分为三个层次：M0，指现金或流通中的货币，即中国人民银行历年货币发行总额。M1，指M0＋企业活期存款＋机关团体存款＋农村集体存款，亦称作“狭义货币供应量”。M2，指M1＋单位定期存款＋自筹基本建设存款＋居民储蓄存款＋其他存款（财政存款除外），亦称为“广义货币供应量”。这里我们引入费雪交易方程式，从交易角度进行分析：MV＝PY其中M是给定年份的货币数量；V是给定年份货币流通速度；P是给定年份的价格水平；Y是给定年份的交易量。该方程式表示货币数量乘以货币使用次数必定等于名义收入。费雪认为短期内V、Y是不变的，因为V由社会制度和习惯等因素决定，所以长期内比较稳定。同时在充分就业条件下，社会商品和劳务总交易量，即Y也是一个相当稳定的因素。这样，交易方程式就转化为货币数量论。而且，货币数量论提供了价格水平变动的一种解释：当M变动时，P作同比例的变动，价格水平与货币供应量成正比关系。对两者间的这一正比关系，陆瑞（2007）曾收集1994～2005年的CPI数据和M0环比增长率、M1环比增长率、M2环比增长率进行了实证分析，得出CPI与M2之间的相关性很强，而且相关性的显著性也是非常强的。综合以上分析我们不难看出，净外币资产货币错配的不断积聚很容易引发并加剧一国的通货膨胀。其传导的途径可简单表述为：净外币资产货币错配外汇占款增加货币供应量大幅增加通货膨胀其次，我们再对债权型货币错配影响通货膨胀的第二种途径展开分析。通货膨胀目标制（InflationTargetingTheory）是在当今金融自由化和金融创新浪潮对传统货币政策产生巨大冲击，传统货币政策的有效性严重受损的背景下应运而生的。很多学者认为，通货膨胀目标制已取得了不错的实践效果，尤其可以对一国的通货膨胀状况进行较为有效的监测与管理，应予以推广。近年来，国内外学术界认为我国现行的货币政策体系存在诸多弊端，建议我国采纳通货膨胀目标制的呼声越来越高。那么在严重的债权型货币错配情况下，通货膨胀目标制在我国是否具有可行性呢？下面本文将从是否满足实施通货膨胀目标制的条件出发进行探讨。1．关于通货膨胀目标的实现为中央银行货币政策的首要目标，即只能有一个名义锚。债权型货币错配的特征之一是货币当局拥有高额的外汇储备。RonaldI．Mckinnon把这一存在债权型货币错配的国家所面临的困境称为“高储蓄两难”。一方面，随着美元权益的累积，外汇储备的高昂，国内美元资产持有者越来越担心美元资产价值下跌，纷纷将其转成本币资产，迫使本币升值；另一方面，国外指责该国持续的贸易顺差是由于货币低估引起的，这会诱发大量贸易摩擦，国外将以平衡贸易逆差为由敦促该国货币升值。内部资产转换的推力与外部贸易制裁威胁的压力相结合，使本币升值如箭在弦。但这些国家的政府又不愿本币升值，担心升值会损害其出口产品的国际竞争力并导致外汇储备贬值（张志超，2002），会对金融体系和宏观经济带来冲击，甚至会诱发通货紧缩，像20世纪90年代中期至2001年的日本那样陷入流动性陷阱。所以，这些国家只能选择对美元保持高度稳定的软钉住汇率制度。这样，就形成了一个看似合理的怪圈（图2）。图2债权型货币错配与固定汇率制度间相互作用因此，严重的债权型货币错配使我国在执行灵活的汇率制度方面受到极大约束，并且因我国货币错配现象的特殊性，目前集聚于宏观层面的货币风险正开始逐渐向微观层面转移，而我国的金融市场发展还不成熟，无法提供充足、有效的避险工具。所以，迫于资产净值大幅缩水的压力，虽然近年来我国在不断对汇率制度进行调整，却仍未改变事实上的软钉住汇率制度。为了避免汇率的大幅波动，不仅不能把通货膨胀率作为其货币政策的首要目标，有时还不得不以牺牲通货膨胀目标来稳定汇率。因此，目前我国还不具备实行通货膨胀目标制的条件。2．关于中央银行政策工具的“独立性”。随着近年来债权型货币错配的不断累积，我国外汇储备的规模在不断扩大，这部分外币资产净值主要来源于国际收支顺差和人民币升值预期下国外游资的涌入。在我国特有的强制结售汇制度下，央行作为被动买家，需要不断购入商业银行卖出的外汇。官方外汇储备的持续增长，同时也意味着央行基础货币的不断释放。为防止基础货币不断释放带来的流动性泛滥以及加息的压力，央行又不得不被迫地通过公开市场业务不断回笼资金。此外，在我国特有的国情下，央行的重大决策都必须报国务院批准，所以，我国中央银行政策工具的独立性受到很大的牵制。3．关于货币政策传导方面。通货膨胀目标制的政策效应主要是通过利率渠道进行传导。但是，由于目前我国存在着严重的债权型货币错配，人民币升值预期在不断增强，为了防止投机热钱的涌入，央行必须使人民币与美元之间的利差保持在2～3个百分点之内，以增加投机成本。可见利率作为货币政策传递的主要工具，在我国还远未实现市场化，货币需求和投资的利率弹性都非常小。利率不是通过市场力量形成的，而是中央银行制定的，是政府的一种行政手段。利率的高低既不反映资金需求，也不能有效地传导货币政策效应。因此，目前在我国以利率作为通货膨胀目标制货币政策的主要传递工具还不具备可行性。从上述分析可知，虽然通货膨胀目标制是一种非常有前途的货币政策，但因为目前我国存在着严重的债权型货币错配及特殊的国情，尚不具备实行通货膨胀目标制的条件，故阻碍了选用更有效的货币政策对我国通货膨胀状况进行实时监测、控制与管理，使我国通货膨胀的潜在压力不断加大。综上所述，通过理论层面的分析，可以看出货币错配的确是引发并加剧通货膨胀的一个重要因素。下面我们将建立VAR模型对这一研究理论做进一步的实证检验。
债权型货币错配对通货膨胀的影响：实证分析
（一）变量选取及模型设定本文选取动态计量经济学的向量自回归（VAR）模型对债权型货币错配对通货膨胀状况的长期影响作用关系进行实证研究。含有N个变量滞后k期的VAR模型表示如下：Yt＝μ＋A1Yt－1＋A2Yt－2＋…＋AkYt－k＋utut≈IID（0，∑）其中，Yt＝（y1y2…yn）′μt＝（μ1，μ2…μn）′Aj＝A11，jA12，j…A1N，jA21，jA22，j…A2N，j…………AN1，jAN2，j…ANN，熿燀燄j燅j＝1，2，…，kut＝（u1，u2…un）′Yt为N×1阶时间序列向量。μ为N×1阶常数项列向量。A1，A2，…，Ak均为N×N阶参数矩阵，ut～IID（0，∑）为N×1阶随机误差列向量，其中每一个元素都是非自相关的，但这些元素即不同方程对应的随机误差项之间可能存在相关，同时，因VAR模型中每个方程的右侧只含有内生变量的滞后项，它们与ut是不相关的，所以可以用OLS法依次估计每一个方程，得到的参数估计量都具有一致性。本文中令模型中的n＝5，选取通货膨涨率Tt（这里选择我国的居民消费价格指数CPI来反映通货膨胀程度，以上年同期价格为基期的指数减去100表示通货膨胀率）；货币错配指数AECMt、广义货币供给量（M2）年度增长率Mt、一年期存款名义利率Rt，以及我国的金融市场发展程度Ft（以反映金融深化程度的指标———广义货币供给量M2占名义GDP的比重来衡量），5个变量系统来建立计量模型。即令Yt＝［Tt，AECMt，Mt，Rt，Ft］′。其中，AECMt对Tt的影响是本文实证考察的目的，选取其他变量指标是因为：（1）Mt、Rt、Ft可以从不同侧面代表货币错配对通货膨胀产生影响的效应传递因素。这些指标不仅会直接影响到国内通货膨胀状况和货币错配的累积程度，还会影响货币错配———通货膨胀的传递效应，因为货币错配对通货膨胀的影响是通过经济人对各种经济变量状态的反应和相应行动达到的，以上的指标可以在一定程度上反映经济运行的状态。（2）希望通过对比货币错配对通货膨胀的影响与其他变量对通货膨胀的影响，发现更多可供参考的政策信息。实证研究的样本区间选为1986～2008年，AECM＊数据来源于本文的测算值，其他指标数据来源于历年的《中国统计年鉴》、中国人民银行统计报告、国家统计局以及由相关原始数据根据本文对变量的定义所计算的数值。确定VAR模型最佳滞后阶数L：一般情况下，滞后阶数越大，VAR系统包含的信息越全，但同时损失的自由度也越大，因此必须在两者之间权衡。本文根据AIC信息准则最小化确定最佳滞后阶数L＝2，构造非限制VAR（2）模型。（二）变量平稳性检验在基于VAR进行Johansen协整检验和Granger因果检验前，要保证各时间序列是稳定的，否则很可能会造成“伪回归”，模型估计无效。因此，本文先采用单位根检验中的ADF（AugmentDickey－Fuller）检验法来检验各序列变量（Tt，AECMt，Mt，Rt，Ft）的平稳性，以确定其是否单整。原假设为：若计算出的ADF值大于临界值，则接受非平稳的原始假设，反之则拒绝原假设。ADF单位根检验结果如下。从表2可以看出，在各原始序列中，各序列变量的ADF检验统计值都大于显著性水平5％时相应的临界值，因此，所有的检验结果在95％的置信水平下都没有拒绝有单位根的原假设，即它们都是非平稳的时间序列。需要进一步进行差分处理。分别对其取一阶差分后，各变量检验统计值都小于显著性水平5％的临界值，表明至少可以在95％的置信水平下拒绝原假设，即差分变量都是平稳的。因此模型中的所有变量都符合I（1）的特征，属于一阶单整序列，表明它们之间可能存在长期均衡的协整关系。对序列vecm进行单位根检验，发现它已经是平稳序列，并且取值在0附近上下波动，验证了协整关系是正确的。因此，中国的通货膨胀率、货币错配指数、广义货币供给量（M2）年度增长率、一年期存款名义利率，以及金融市场发展程度5个变量之间存在着长期均衡的协整关系。从上面的协整方程可以看出，我国的货币错配程度和广义货币供给量的年度增长率与通货膨胀率之间存在着较显著的正相关关系。货币错配每增加一个单位，通货膨胀率就会相应增加0．14个单位。这一检验证实了前文关于货币错配对通货膨胀动态作用关系的分析。即随着货币错配程度的加剧，外汇占款也在不断增加，为冲销高额的外汇占款，抑制本币的急剧升值，央行不得不进行大规模基础货币的投放，从而导致流通领域货币供应量的不断累积，长期看会引发通货膨胀和经济过热。因此当前大规模的债权型货币错配已经给我国造成了较大的通货膨胀压力。此外，由上面的协整方程式我们还可以看出，名义利率和金融市场的发展程度与通货膨胀率间都存在着较显著的负相关关系，其中金融市场发展程度Ft对通货膨胀率Tt的影响最大。（四）Granger因果检验解释变量与被解释变量相关度较高，并不意味着它们之间就一定存在着因果关系，有时候会出现伪相关现象。因此，证明上述5个变量间的协整关系是有意义的，下面我们还需要采取Granger因果检验法对5个变量是否构成因果关系做进一步的验证，结果见表4。从检验结果可以看出：在5％的显著性水平下，对于AECMt不是Tt的Granger原因的原假设，拒绝它犯第一类错误的概率是0．00205，表明至少在95％的置信水平下，可以认为AECMt是Tt的Granger原因。即，债权型货币错配规模的变化是引起通货膨胀率变动的原因之一，前文关于债权型货币错配是我国通货膨胀引致原因之一的理论分析得到了实证支持。同理可知，广义货币供给量（M2）年度增长率Mt，金融市场发展程度Ft与通货膨胀率Tt之间也存在着单向因果关系，而一年期存款名义利率Rt与通货膨胀率Tt之间存在着双向因果关系。故，Mt，Ft，Rt三个因素也都会在不同程度上对我国的通货膨胀产生影响，因此，上述对5个变量间的长期协整关系的分析是有意义的。此外，我们还可以看到，拒绝AECMt不是Mt的Granger原因零假设和拒绝Ft不是AECMt的Granger原因零假设犯错的概率均低于5％的显著水平，因此，可以判定AECMt是Mt的Granger原因；Ft是AECMt的Granger原因。也就是说，货币错配的规模变动会引起流通领域货币供应量的变化，而我国金融市场的发展程度也会在一定程度上影响货币错配的累积规模，进而对我国的通货膨胀状况产生一定的影响。
结论及政策建议
简述通货膨胀的原因范文篇5
关键词：国际贸易；通货膨胀；多元线性回归法
1引言
改革开放以来，我国的对外贸易进程不断加快，在借鉴国外经济发展经验的同时加速了我国经济由单纯引进外资向对外投资的转型升级，经济对外依存度的提升也会带来一定的负面影响，企业经营运转的过程中一旦出现问题就会给全球实体经济带来不容忽视的问题，也对我国经济的发展产生深远的影响[1-4]。国际贸易会通过货币和商品供求影响资本流动，从而引发通货膨胀。当前发达国家的社会总产值低速增长，通货膨胀率也相对较低，我国社会总产值高速增长，却存在着较高的通货膨胀率。究其原因，进出口贸易对通货膨胀的影响主要来自国际与国别价值的不同，随着货币总供给的增加，一些发达国家在高新技术产品上占据绝对优势，我国为了超额发行货币而将本币贬值来促进出口，进出口贸易收支改变了外汇储备量，间接影响了国内通货膨胀水平。
2数据来源与分析方法
2.1数据与变量
本文使用的数据来源于国家统计局，以2011-2017年我国对外贸易进出口额来源为样本，选取净出口额X1（出口总额—进口总额）、外汇储备规模X2以及我国主要商品（大豆、原油、铁矿石）进口额X3、X4、X5三个方面的数据作为外生变量（自变量）。变量的选择是综合对国际贸易影响最大的三个途径考虑：净出口额是作为总需求-总供给途径的影响因子；国家外汇储备规模是作为贸易收支途径的影响因子；对外依存度较大的大宗商品进口额是作为价格传导途径的影响因子。基于这些外贸数据分析我国近几年通货膨胀Y（因变量）的情况。
2.2数据预处理
由于上述因子的计量单位不统一，净出口额单位是百万美元，外汇储备单位是亿美元，而大宗商品进口额单位是亿元，因此在对数据进行分析之前要对数据做标准化处理（根据一定的比例缩放，使数据映射到一定的区间内，即各指标都处于同一个数量级别上）。这是因为各因子间的水平如果差别很大，用原始数据分析就会突出数值较大指标的综合分析作用，削弱数值较低指标的综合分析作用，其目的是将数据转化为无量纲化（去除单位限制）的纯指标测评值，一方面增加了样本的可比性，另一方面又保证了结果的可靠性，然后根据标准化后的数据进行相应的分析。本文采用SPSS22.0的“Z-score标准化”方法对所选数据进行预处理。
2.3分析方法
本文拟运用多元线性回归分析来揭示三个自变量对因变量的影响作用大小。多元回归分析预测法，是选取两上或两个以上的自变量，通过这些自变量的变化来研究因变量的变化的一种模型预测方法。多元线性回归分析法就是研究自变量与因变量之间的线性关系的一种方法。
3模型建立与实证分析
3.1模型建立
本文选取了通货膨胀作为因变量，采用净出口额、外汇储备规模以及我国主要商品（大豆、原油、铁矿石）进口额三个方面的数据（自变量）作为主要的解释变量。建立的计量经济学线性回归模型如下：Y＝β0+β1X1+β2X2+β3X3+β4X4+β5X5其中，β0，β1，β3，β4，β5为待定系数。
3.2实证分析
运用Eviews8用最小二乘法法（OLS）对上述模型进行回归，得到R2＝0.997291，F＝73.63282。进一步对模型进行拟合优度检验和对变量的显著性检验。由OLS法回归得到的数据显示，R2＝0.983747，这说明总离差平方和的98.37%被样本回归方程解释，只有1.63%未被解释。因此该样本回归直线对样本点的拟合优度很好；对于多元线性回归模型，方程和总体线性关系是显著的，并不能说明每个解释变量对被解释变量的影响都是显著的，因此，必须对每个解释变量进行显著性检验，以决定是否作为解释变量被保留在模型中。如果某个变量对被解释变量的影响并不显著，应该将它剔除。以建立更简单的模型。变量显著性检验中应用的是F检验。由回归结果可知，F＝73.63282，因为F＝73.63282＞F（5，1）＝6.61。所以应该拒绝原假设H0：βj＝0（j＝0,1,2,3,4,5），这说明此回归方程的线性关系在95%的水平下显著成立。这意味着净出口额、外汇储备规模以及我国主要商品（大豆、原油、铁矿石）进口额对被解释变量通货膨胀有显著的影响。
3.3模型修正和多重共线性检验
由于上述回归结果发现净出口额、外汇储备对被解释变量通货膨胀没有显著的影响。于是将这三个变量删除以对回归模型进行修正。再次运用Eviews8软件用最小二乘法法（OLS）对上述模型进行回归，得到了最优模型，且修正后的模型的拟合优度很好，且均能通过变量的显著性检验和回归方程的显著性检验。解释变量的多重共线性检验是计量经济学检验最主要的检验准则之一，对回归方程进行多重共线性检验以避免参数估计值的不确定，参数估计值的方差无限大以及参数估计值计量经济意义不合理，以保证模型的有效性。通过Eviews8得到解释变量的相关系数，发现解释变量大豆进口额的p值较大，而R2=0.969017，F=31.27549，F检验的p值为0.000412，因此大豆进口额和原油、铁矿石进口额之间存在很高的相关性，必然存在严重的多重共线性。用判定系数检验法对回归模型进行多重共线检验。分别逐次剔除每一个解释变量，再通过查看比较最不能影响模型拟合效果的解释变量，即查看比较回归结果的可决系数R2，最终确定导致模型多重共线性的解释变量。当从模型中分别排除解释变量净出口额、外汇储备时，回归拟合效果较好。而在模型中排除解释变量大豆商品进口额时，拟合优度与包含解释变量通货膨胀时最为接近。这说明解释变量大豆商品进口额与其他解释变量之间存在共线性，即解释变量大豆商品进口额是引起多重共线的原因。因此将引起多重共线的解释变量大豆商品进口额排除。当从模型中排除解释变量X3后，回归结果及得到优化后的回归模型如下：Y＝1.946166-0.004298X4+0.010273X5（-2.788524）（-7.431161）（7.499399）R2=0.933600S.E.=0.905926F=28.12056由于宏观经济数据的复杂性，该模型可能存在异方差，从而导致参数估计量非有效，变量的显著性检验失去意义，甚至模型的预测失效。解释变量的异方差检验是计量经济学检验最主要的检验准则之一，对回归方程进行异方差检验以保证模型的有效性。怀特检验法相对于其他检验方法更为简便易行，不仅能弥补其他检验方法的欠缺，也不需要假设任何关于异方差的先验知识，更不需要如同Breusch-Pa-gan检验那样建立在正态分布假定的基础上。本文利用Eviews8进行White检验，得到怀特统计量nR2=1.418740，根据卡方分布，5%显著性水平下且自由度为7的相应临界值X60.05＝1.6354，由于nR2=1.418740＜X60.05＝1.6354且其伴随概率（p值）为0.4920＞0.05，表明该模型不存在异方差。由此，我们得到如下最优回归模型，得到的结果是无偏且有效的：Y＝1.946166-0.004298X4+0.010273X5
简述通货膨胀的原因范文篇6
自金融危机发生以后，我国通货膨胀发生了大幅波动。通货膨胀自2007年中期逐渐提高，至2008年2月高达8.7%的峰值，2008年后半年特别是金融危机加剧以后，通货膨胀快速下滑，到2009年2月降为-1.6%，随后通货膨胀持续上升。2011年以来，通货膨胀一直维持高位运行，2011年通货膨胀为5.4%。面临通货膨胀的持续走高，我国是否进入高通胀时期成为热点问题。在这一背景下研究通货膨胀的成因具有重要意义。本文通过将影响通货膨胀的因素分解为长期因素和短期因素，对长期因素和短期因素进行相关性分析。研究发现，固定资产投资是影响通货膨胀长期走高的最主要因素，这与我国在危机后的国进民退的趋势紧密相关；影响通货膨胀短期波动的最主要原因是大宗商品价格的波动，大宗商品价格的大幅震荡导致我国通胀大起大落。本文的结构安排如下：第二部分为关于通货膨胀成因的文献综述；第三部分介绍本文所选取的变量和数据处理；第四部为通货膨胀长期因素和短期因素的相关性分析；第五部分为本文的研究结论及政策建议。
二、文献综述
金融危机后为了避免经济衰退，各国都大量印发货币推出扩张性政策刺激经济。伴随全球经济的缓慢复苏，新兴市场国家都面临比较严重的通货膨胀问题。通货膨胀是否会成为危机以后影响经济增长的重要因素成为关注的焦点。我国2007年以来通货膨胀大幅波动，关于通货膨胀成因的的观点主要可以分为两种。一种从货币角度解释，认为我国需求增长过快和货币超发为通胀的主要原因，另一种解释则是从货币因素出发，认为我国通胀主要是结构性因素和成本推动。成本推动有主要区分为国内成本推动和国外成本推动。国内成本推动主要指国内劳动力成本等因素对通胀的影响；国外成本推动主要指进口商品价格特别是大宗商品对我国通胀的影响。近期的研究主要集中在这两方面。赵昕东和耿鹏（2010）对通货膨胀的成因进行分解发现价格变动的绝大部分归因于需求因素。黄益平等（2010）研究发现过剩流动性和产出缺口是影响通货膨胀的重要因素。纪敏（2009）通过实证分析研究了外部冲击通过需求拉动、成本推动和货币冲击三条渠道对国内价格波动产生影响。李斌（2010）分析了流动性与物价水平之间的关系，随着流动性过剩向流动性不足逆转，物价也将表现为主要由初级产品和资产泡沫膨胀引发的结构性通胀向由于泡沫破裂导致的通货紧缩转化。曹协和、吴竞择和何志强（2010）研究表明扩大货币供给应对经济金融危机这种操作模式存在货币需求缺口错配的问题，经济危机后出现货币实际供给高于长期合意需求水平现象形成通货膨胀压力。刘凤良和鲁旭（2011）通过研究CPI和PPI之间的相互关系和传导机制得出当前通货膨胀应为需求主导型，而系统宽松的货币条件是促成需求旺盛的重要原因，治理通胀应从流动性入手，并引导货币供给流入到生产领域。张天顶和李洁（2011）在扩展phillips曲线基准模型下，全球流动性扩张对国内通货膨胀发展变化来说具有显著的助推作用。张晓慧等（2010）研究发现“结构性”价格上涨已经并很可能在未来成为通胀的主要表现形式且由金融投机引发的初级产品价格暴涨成为导致CPI、PPI大涨的重要原因。韩剑（2009）运用开放条件下的菲利普斯曲线模型对美国、日本、欧元区和中国四个样本国家进行实证检验结果发现工业化国家全球产出缺口对国内通货变动的影响程度明显高于中国，原油和食品等初级产品的价格对国内物价的影响也更为显著。中国经济增长与宏观稳定课题组（2008）研究表明外部冲击只是导致通胀的因素之一，而GDP增长率仍是影响物价的最主要因素。国内的文献对通货膨胀成因给出了不同的解释，但没有区分影响通货膨胀的长短期因素。本文通过将影响通货膨胀的因素分解为长期因素和短期因素，对长期因素和短期因素进行相关性分析明确得出影响通货膨胀长期趋势因素和短期波动因素。
三、变量选取与数据处理
为了分析通货膨胀成因，我们选取了反应外部冲击的大宗商品价格（CRB）和美元指数（USI），以及反应国内宏观经济状况的国内生产总值（gdp）、货币供应量（m2）、固定资产投资（Invest）和反应国内劳动力成本的全部单位从业人员平均劳动报酬（Wage）。除了国内生产总值和全部单位从业人员平均劳动报酬为季度数据，其余变量都是月度数据。本文的样本区间为1999年1月~2011年12月。数据来源于中经网统计数据库和wind数据库。
国家统计局公布的国内生产总值数据是季度累计数，因此我们首先要通过计算获得GDP当季发生数，即用本季的当年累计数减去上季的当年累计数。然后通过Eviews6.0软件自带的频率转换功能将将其转换成月度数据。全部单位从业人员平均劳动报酬同样经过频率转换变成月度数据。国内生产总值、固定资产投资、全部单位从业人员平均劳动报酬都具有很强的季节性特征，利用X12进行季节调整，然后对其取对数。对货币供应量数据直接取对数。通货膨胀率取月度CPI指数。然后对选取的变量利用HP滤波获得所有变量的趋势向和波动性成分。其中国内生产总值的波动性成分为产出缺口。接下来对所有变量的趋势性成分和波动性成分做相关性分析。
四、趋势性成分和波动性成分的相关性分析
1.趋势性成分相关性分析。通货膨胀的趋势性成分说明我国的通胀率有逐年上升的趋势。除美元指数外的所有变量的整体趋势都在逐渐增加。美元指数之所以下降是因为美元指数下跌，说明美元与其他货币的比价下跌也就是说美元贬值，那么国际上主要的商品都是以美元计价，那么所对应的商品价格应该上涨。美元指数可以看作是美国的货币政策向全球经济的渗透，通过贬值在世界范围内攫取利益。美元指数与大宗商品的价格趋势呈反向变动，这是由于大宗商品的价格主要是由美元标价的。利用每个变量的趋势性成分计算其于通货膨胀的相关系数。表中的整数代表其余变量相对于通货膨胀的滞后期数。
从长期趋势的相关性（表1）来看，固定资产投资是最重要的因素，同期相关系数高达0.9427。其次是货币供应量和国内生产总值。外部因素美元指数和大宗商品价格与通胀的相关性低于国内宏观经济因素的影响。工资与通胀的相关性最低。由此可以看出，长期通胀趋势主要是受国内因素的影响，其中投资的影响最大。这与我国由政府主导的经济增长模式的结论是一致的。特别是危机后，四万亿投资计划的推出，使我国通货膨胀压力陡然上升，最终演变为目前的高通胀。我国经济增长主要靠投资拉动，而非消费需求。一些固有体制性因素依然是投资扩张的重要原因，如一些地方政府出于本地区经济考虑和政绩考核引发了扩张性冲动。遏制通货膨胀的有效方法在于抑制过旺的（地方政府）投资需求，至少是要抑制由货币过多带来的盲目投资和投机需求。快速的经济增长和货币超发成为通货膨胀逐渐上升的另一个重要因素。
2.波动性成分相关性分析。从图中可以看出，短期固定资产投资与通胀的变化无关，国内生产总值的变化与通胀的变化一致，通货膨胀波动滞后于货币供应量。大宗商品价格与通胀有很强的一致性，美元指数在高通胀时期与通货膨胀反向变化。平均工资在短期与通胀的变化方向相同。与长期趋势类似计算通货膨胀短期波动与其他变量短期波动的相关性。
从表2可以看出，大宗商品价格与通货膨胀的同期相关性最强，其次为国内生产总值的短期波动。滞后两期的大宗商品价格与通货膨胀的相关性为0.7916，说明通货膨胀对通货膨胀的反应具有滞后性，两期后达到最大。货币供应量与通货膨胀在短期内呈现出相对较弱的负相关关系，说明货币供应量的短期波动成分对通货膨胀波动的影响有限。美元指数与通货膨胀呈负相关性，美国扩张性的货币政策会影响我国的通货膨胀，但影响程度较小。表征劳动力成本的平均工资与通货膨胀呈正相关，同期相关性较弱，只有0.3322。固定资产投资与通货膨胀的相关性比较小，皮尔逊相关性检验的结果表明固定资产投资与通货膨胀的相关性为零。综上通过短期波动的相关性分析，影响通货膨胀的短期因素主要为大宗商品价格和国内生产总值的短期波动，反应货币政策因素的货币供应量和美元指数对通胀的短期影响较小。固定资产投资对通货膨胀几乎没有什么影响。
五、研究结论与政策建议
本文基于1999年1月~2011年12月的月度数据，应用HP滤波方法将通货膨胀及影响通货膨胀的各个变量分解为长期趋势因素和短期波动因素，然后分别对其进行相关性分析。研究发现，影响通货膨胀长期趋势的最主要原因是固定资产投资，其次为货币供应量和国内生产总值；影响通货膨胀短期波动的最主要因素为大宗商品价格的波动，其次为国内生产总值的波动。我国通货膨胀在2001年以后出现明显的上升趋势，这与我国的经济增长模式有关。我国的经济增长主要是靠投资拉动，危机后我国政府推出四万亿的投资计划，避免了我国经济出现大的衰退。但是由于我国的一些固有体制性因素，地方政府出于本地区经济考虑和政绩考核引发了远远超过四万亿的投资，进而导致了我国通货膨胀自2009年以后的持续走高。因此抑制通货膨胀的持续走高，必须抑制过旺的投资需求，这就要求我国必须转变经济增长方式，由目前政府主导的投资增长模式转变为更符合市场经济规律的经济增长模式，促进经济增长方式由“投资驱动型”向“消费驱动型”的转变。滞后两期的大宗商品价格波动与通货膨胀的短期波动的相关性较强，大宗商品价格可以作为预测通货膨胀短期波动的指标。我国正处于经济快速发展的阶段，对大宗商品的需求较大，为了应对通货膨胀的短期波动，我国应该采取措施获得大宗商品价格的定价权，从而避免外国供应商对大宗商品价格的操纵。
参考文献：
1.韩剑.全球产出缺口与中国的通胀变动:基于扩展的菲利普斯曲线研究.国际金融研究,2009,（8）.
2.赵昕东,耿鹏.中国通货膨胀成因分解研究.数量经济技术经济研究,2010,（10）.
3.纪敏.本轮国内价格波动的外部冲击因素考察.金融研究,2009,（6）.
4.黄益平,王勋,华秀萍.中国通货膨胀的决定因素.金融研究,2010,（6）.
5.李斌.从流动性过剩(不足)到结构性通胀(通缩).金融研究,2010,（4）.
6.曹协和,吴竞择,何志强.货币政策、货币缺口与通货膨胀:基于中国的实证分析.国际金融研究,2010,（4）.
7.刘凤良,鲁旭.CPI与PPI的“虚假传导”及其修正一个相对稳健的实证框架.数量经济技术经济研究,2011,（8）.
8.张天顶,李洁.全球流动性扩张的通货膨胀效应研究.国际金融研究,2011,（3）.
9.张晓慧,纪志宏,李斌.通货膨胀机理变化及政策应对.世界经济,2010,（3）.
基金项目：教育部重大课题基金项目（项目号：ZB100102）。
简述通货膨胀的原因范文篇7
关键词通货膨胀；经济增长；政策建议
中图分类号F822.5［文献标识码］A文章编号1673-0461(2011)10-0009-04
一、引言
当前，中国的经济形势呈现出了前所未有的复杂局面。一方面，按照现有的统计数据，今年经济增长的强劲势头依然不减；可另一方面，也看到，中国持续的流动性过剩导致物价不断攀升，通胀压力日益加大，进而使得我国的经济增长面临着潜在的巨大风险。国家统计局前不久的2011年5月宏观数据显示，5月份的居民消费价格指数（CPI）同比上涨幅度依然高达5.5%。通货膨胀程度的不断加深，不可避免地给我国经济带来了负面影响：国际热钱的不断流入、生产成本的加剧上涨以及人民币升值压力的逐渐扩大等等。
鉴于我国过去多次高经济增长伴随着高通货膨胀的历史经验，笔者认为：在现如今，有必要对通货膨胀和经济增长之间的关系进行更加深入的研究。因为，这不仅仅是判断我国当前经济周期发展态势、经济增长趋势的重要依据，而且对于今后加强和改善宏观调控、实现国民经济较快平稳发展也具有重大的理论意义和现实意义。
二、文献述评
1.国外文献
Gregorio（1993）的研究采用1950年～1985年的数据为样本，选取12个拉丁美洲国家为研究对象，结果显示：一国通货膨胀与其经济增长的速度存在着显著的负相关关系。[1]而W.Stanners（1996）采用1960年～1990年的英国数据进行实证研究，结果却迥然不同，在作者研究的时间段内，英国的低通货膨胀率并没有给英国带来经济的高速增长。[2]Alexander（1997）的研究对象是OECD国家，其首次采用了经济增长方程来研究通货膨胀和经济增长之间的关系。文章的结果是认为：通货膨胀的加速阻碍了经济的增长。故作者认为，发展经
济的有效手段是控制较低的通货膨胀率。[3]
Krugman（1998）的研究则以上世纪末日本的萧条经济为研究对象，他通过实证分析后认为：低通货膨胀率并非有助于经济的增长，两者之间不存在必然的因果关系。[4]Mallik和Chowdhury（2001）的研究从四个亚洲国家（孟加拉国、印度、巴基斯坦和斯里兰卡）入手，通过协整分析和误差修正模型的实证方法得到结论：长期说来，以上四个国家的GDP增长与通货膨胀之间存在着明显的正效应关系。同时，作者认为，温和的通货膨胀有利于经济增长，但过快的经济发展有可能会带来严重的通货膨胀。[5]而Shamim和Golam（2005）在他们的论文中采用了孟加拉国1981年到2005年的年度数据，运用经典的时间序列分析方法，拓展了Mallik和Chowdhury的研究，结果认为：孟加拉国的GDP增长与通货膨胀之间并不存在明显的正效应关系。[3]
2.国内文献
比较有代表性的是黄先开和邓述慧（2000）的先期研究成果。他们采用1980年～1996的季度数据，利用协整技术等计量分析方法，研究了全国的货币市场和商品市场的均衡问题。研究结果认为：在作者所选的研究阶段内，货币并非是中性的，其在很大程度上影响着经济运行状况。[6]其后，刘金全和谢卫东（2003）具体研究了通货膨胀和经济增长的动态关系，结论认为：第一，我国的经济运行中存在着通货膨胀率和GDP增长率的正相关关系；第二，通货膨胀率和GDP增长率之间的相互作用具有所谓的“门槛效应”（thresholdeffects），即“当通货膨胀率超出或者低于一定程度以后，都将对GDP增长率的提高和稳定带来妨碍。”[7]李槿一和蒋海（2004）则从开放的角度论述了通货膨胀和经济增长的关系。他们构建了开放经济下的拉姆齐模型，然后对利率和经济长期增长率进行了分析，结果证明：通货膨胀会使得经济增长的稳态水平降低。[8]刘霖和靳云汇（2005）以中国改革开放以来的统计数据为基础，采用协整和向量自回归的方法对货币供应、通货膨胀与经济增长的关系问题进行了深入的实证分析。结论认为：货币的过度供应会导致通货膨胀发生，而通货膨胀则会阻碍经济增长。[9]许宪春（2009）则从一个全面的角度回顾了我国通货膨胀和经济增长的周期情况。[10]吴剑飞和方勇（2010）又从一个新开放的宏观经济模型来研究中国的通货膨胀和经济增长的关系。他们认为：货币供应量无论是在长期还是短期都是诱发通货膨胀的主要原因；而通货膨胀将会给我国宏观经济造成较大的冲击。[11]
3.现有研究的不足
综上所述，在已有的理论文献中，学者们主要是从国家的角度来探讨通货膨胀和经济增长之间关系，却鲜有从国家内部来研究两者之间的关系。诚然，对于不存在明显“区域不平衡”的国家来说，不分地区来研究有其合理性。但是，对于我国这样一个存在着严重地区差异的国家来说，这是不够严谨的。而这正是本文想要研究的问题。
鉴于如上讨论，试图运用时间序列问题的规范分析方法，首先考察全国范围内的通货膨胀和经济发展的关系，然后细分到各个地区进行研究，期望从长期、动态的角度来揭示我国通货膨胀和经济增长之间的发展规律。
三、模型构建、数据说明和实证方法
1.模型构建
首先，考察全国范围内的通货膨胀和经济发展的关系。梳理已经公开发表的文献，可以建立如下的基本模型（这是笔者多次实证研究后所选的最优结果）：
Yt=β0+β1Xt+β2X2t+β3X3t+μt
其中，β0为常数，t代表时间（年），β1、β2和β3为待估系数，而μt为随机扰动项，且假定其均值为零，方差为常数。另外，模型中的因变量Yt表示的是t年的通货膨胀率，自变量Xt表示的是t年的GDP增长率。同时，需要指出的是，在上述方程中，关于X的平方项和立方项的引入是为了使模型具有更好的解释力。
2.数据说明
选取1978年～2009年各年度的全国数据以及分地区（共计30个省、直辖市和自治区。由于数据严重缺失，故没有进行进一步分析）的数据作为计量分析的原始数据。另外，本研究所涉及的数据主要包括通货膨胀率和GDP增长率。对于通货膨胀率，常用的计算方法有消费价格指数折算法、GDP折算法和生产指数折算法。笔者选取消费价格指数折算法（其中，少数地区的缺失数据由商品零售价格指数代替）。本研究所涉及的数据来源于《中国统计年鉴》（1980年至2010年）、《新中国六十年统计资料汇编》（中国统计出版社）。
3.实证方法
为了避免分析模型出现“伪回归”的情况，我们首先利用扩充的迪基―福勒法（ADF单位根检验法）来分别检验变量是否具有平稳的性质。ADF单位根检验基于模型：
Yt=?琢+βt+?酌Yt-1+■?琢i?驻Yt-i+εt。
其中，εt表示白噪声。检验结果由ADF值与麦金农（Mackinnon）临界值相比较决定，而?驻Yt-i的最优滞后期由赤池（Akaike）的AIC准则决定。若变量在水平上是非平稳的，可以采用差分方法将其处理成平稳的序列。协整概念的提出对于用非平稳变量来建立计量经济模型，进而检验这些变量之间的长期均衡关系具有非常重要的意义。若变量在水平上是平稳的，则直接可以用Granger因果关系检验法（Grangercausalitytests）来进一步分析。Granger因果关系检验法的实质上是检验一个变量的滞后变量是否可以引入到其他变量的方程中。如果一个变量会受到其他变量的滞后影响，就称他们具有Granger因果关系。另外，向量自回归（VAR）模型是基于系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量滞后值函数构造的非结构化的多方程模型。该模型一般用于预测相关时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的动态冲击。脉冲响应函数（IRF）能够描述一个内生变量对误差冲击的反应。也就是说，在随机误差项上施加一个标准差大小的信息冲击后，其会通过VAR模型的动态结构对内生变量的当期值和未来值产生影响，由此可以来判断变量间的动态关系。
四、实证检验结果与分析
1.变量的平稳性检验
首先利用Eviews6.0软件来进行单位根检验（以下分析均采用此软件），进而判断相关变量的平稳性，其分析结果如表1。从表中可以看出，中国的年度通货膨胀率（Y）和年度GDP增长率（X）均为平稳性变量，服从I（0）单整过程。
2.格兰杰因果关系检验
由上述结果，无法判断：年度通货膨胀率（Y）和年度GDP增长率（X）之间到底是“需求跟进”还是“供给引导”的？基于此，引入格兰杰因果关系检验法，结果如表2所示。
因果关系检验表明：在10%的置信度下，同时拒绝原假设“X不是Y的格兰杰原因”和“Y不是X的格兰杰原因”。也就是说，在既定置信度下，年度通货膨胀率（Y）和年度GDP增长率（X）存在着双向的格兰杰因果关系。
3.参数回归结果
对通货膨胀率和年度GDP增长率两者进行回归分析，结果如表3所示。
参数回归结果表明：模型中的各项系数均满足要求，R2也达到了0.3。有理由认为：在只有GDP增长率这一个解释变量的情况下，模型对通货膨胀率能做到这种程度的解释，拟合程度是比较好的。
4.脉冲响应分析
为了进一步分析模型中各变量之间的动态关系，采用VAR模型进行脉冲响应分析，结果如图1所示。其中，图中横轴表示冲击作用的滞后时间，纵轴表示因变量对扰动项一个标准差冲击的响应程度。实线是脉冲响应函数值，虚线为两倍标准的置信带。
从脉冲响应过程可以看出，短期内，GDP增长率的提高对通货膨胀率的上升具有正效应，在第3期达到峰值后回落，最后在第8期后趋于稳定。另外，同样在短期内，通货膨胀率对GDP的增长具有明显的反向冲击，在第3期达到波谷后回升，也在第8期后趋于稳定。容易理解，上述变量间的动态关系是符合实际经济情况的。
5.分地区通货膨胀率和GDP增长率关系的实证研究
由于我国地域辽阔，各个地区发展不平衡，从而使得全国的经济运行具有明显的“地域特点”。基于此，有必要将指标细分到省级行政水平，然后再来考察变量通货膨胀率（Y）和GDP增长率（X）的关系，结果如表4所示。
五、结论和政策建议
通过上文的实证分析，可以看出：第一，就全国来说，通货膨胀与经济发展具有双向的格兰杰因果关系。也就是说，两者表现出了显著的、长期稳定的均衡关系。第二，但就各个地区来说，通货膨胀与经济发展之间却表现为多种情况：一种是通货膨胀与经济发展之间具有单向的格兰杰因果关系；一种是通货膨胀与经济发展之间具有双向的格兰杰因果关系。而有些地区的通货膨胀与经济发展之间却没有格兰杰因果关系。
基于上述结论，结合当前我国实际情况，笔者提出两项政策建议：第一，加强宏观经济政策的针对性。在现阶段，我国各个地区经济发展的差异性较大。政府在制定政策的时候，务必要关注到地区特点，实行分类的指导、管制。第二，合理利用货币政策工具。政府一方面要控制好货币供应量增长率，使其与经济增长相适应；另一方面又要充分考虑到货币乘数效应，防止社会出现流动性过剩。
[参考文献][1]JoséDeGregorio.Inflation，Taxation，andLongRunGrowth[J].JournalofMonetaryEconomics，1993，31（3）：271-298.
[2]StannersW.InflationandGrowth[J].CambridgeJournalofEconomic，1996，20（1）：509-512.
[3]AlexanderWR.InflationandEconomicGrowth:EvidencefromaGr-
owthEquation[J].AppliedEconomics，1997，29（3）：233-238.
[4]KrugmanPR.It'sBack:Japan'sSlumpandtheReturnofLIquidityTrap[J].BrookingsPapersonEconomicActivity，1998，5（2）：137-205.
[5]Girijasankar.Mallik，Anis.Chowdhury.InflationandEconomicGrowt-
h：EvidencefromSouthAsianCountries[J].Asia-PacificDevelopmentJournal，2001，8（1）：123-135.
[6]黄先开，邓述慧.货币市场与商品市场共同均衡下的货币需求建模与预测[J].系统工程理论与实践，2000（5）：46-53.
[7]刘金全，谢卫东.中国经济增长与通货膨胀的动态相关性[J].世界经济，2003（6）：48-57.
[8]李槿一，蒋海.利率管制：一个经济增长的分析框架[J].广东金融学院学报，2004（4）：45-48.
[9]刘霖，靳云汇.货币供应、通货膨胀与中国经济增长――基于协整的实证研究[J].统计研究，2005（3）：14-19.
[10]许宪春.改革开放以来我国经济增长与通货膨胀周期的简要分析[J].宏观经济研究，2009（4）：6-9.
简述通货膨胀的原因范文篇8
摘要：马克思的货币理论和价格理论表明，商品和货币中所包含的价值量共同决定商品的内在价格并且共同决定商品的价格总水平。依此推论，通货膨胀可能产生于货币的实际贬值或相对贬值：相对贬值根源于生产商品的劳动生产率下降，不是货币问题；实际贬值根源于的货币量供给量过多，是货币问题。通货膨胀通过对各经济主体利益关系的影响对宏观经济活动产生重要影响。在政策选择上，需要通过紧缩货币应对实际贬值，通过减税和补贴应对相对贬值。
一、马克思的价格理论
以劳动价值论为基础，马克思建立了他的货币理论。马克思指出，货币是从商品交换过程中产生的，在交换过程中。“充当一般等价物就成为被分离出来的商品的特殊职能。这种商品就成为货币。”“随着劳动产品转化为商品，商品就在同一程度上转化为货币。”“一切商品只是货币的特殊等价物，而货币是它们的一般等价物。”所以。货币本质上是充当一般等价物的商品。货币和商品相交换，本质上与商品交换一样，遵循等价交换原则，不同的是，货币作为等价物，专门充当商品交换的媒介。以货币理论为基础，马克思建立了他的价格理论。
(一)商品和货币中所包含的价值量共同决定商品的内在价格
1交换价值。交换价值本质上是一种使用价值所含价值量和另一种使用价值所含价值量的关系或比例，而在表现形式上则“表现为一种使用价值同另一种使用价值相交换的量的关系或比例”，即：交换价值(麻布的)=被表现价值量的商品(麻布)的价值量／等价物(上衣)的价值量=(10小时劳动／20码麻布)÷(10小时劳动／1件上衣)=1件上衣／20码麻布(1)
这就是说，20码麻布的交换价值是一件上衣，或者20码麻布值一件上衣。公式(1)表明，交换价值在表现形式上是20码麻布交换1件上衣，本质上是20码麻布和1件上衣花费了等量的劳动，包含着等量的价值。
如果生产麻布和上衣的劳动生产力发生变化，它们当中所包含的价值量会随之发生变化，交换价值因此发生变化，其中被表现价值的商品(麻布)的价值量变动引起交换价值同方向变化，比如生产麻布的生产率水平提高，5小时生产20码麻布，则20码麻布的交换价值是2件上衣，或者，20码麻布值2件上衣，商品麻布的交换价值提高。等价物(上衣)价值量变动则引起交换价值反方向变动。
2商品的内在价格。“一种商品(如麻布)在已经执行货币商品职能的商品(如金)上的简单的相对的价值表现，就是价格形式。”在价格形式上，货币的职能首先是价值尺度，即用货币的数量(货币的使用价值量)来尺度商品的价值量。这样，商品内在的由社会必要劳动时间决定的价值量，就被表现为商品的使用价值量同货币使用价值量的交换比例关系。在这个关系中，只是用货币替换上衣作为等价物，因而公式(1)基本关系也适用。具体内容修改为：某商品的价格=商品的价值量／货币的价值量=2盎斯金／20码麻布(2)
这就是说，在商品价格只反映商品价值的条件下，作为货币的金，用它的使用价值量2盎斯金来衡量使用价值量为20码麻布的商品的价值量，即20码麻布的价值量为2盎斯金，本质上是，2盎斯金的生产花费了与20码麻布相同的劳动时间，含有相同的价值量。所以，在马克思的价格理论中，商品的价格不仅由商品自身的价值量，而且由货币的价值量来共同规定。其中商品或货币任何一方的价值量发生变化，都会影响价格(交换的比例)。例如：黄金非常容易得到，比如5小时可以生产2盎斯黄金，20码麻布值4盎斯黄金，货币贬值，商品麻布的价格上升。而麻布的劳动生产率提高，则使货币相对升值，商品麻布的价格下降。
(二)商品和货币中所包含的价值量共同决定商品的价格总水平
考虑商品市场供求波动因素，马克思讨论了市场价格问题。由于各种商品价格因市场供求影响而产生的波动会在总体商品市场中互相抵消，市场价格趋近于内在价格(即马克思所说的市场价值或平均价格)，所以，在讨论商品的价格总水平决定问题时，所涉及的是商品的内在价格。因此，可以把公式(2)推广到对商品的价格总水平决定问题的讨论，基本关系仍然适用，具体内容修改为：商品的价格总水平=总体商品的价值量／总货币的价值(3)
由公式(3)可见，在总体商品市场中，只要在商品和货币生产上各自投入的总劳动不变或者呈现同向同比例变动、生产商品和货币的劳动生产率水平不变或者呈现同向同比例变动，价格总水平不会发生波动。只有当上述变动不呈现同向同比例变动时，才会引起价格总水平的变动。
总之，无论是从个量还是从总量关系看，货币(金属货币)所以能够作为价值尺度，用其使用价值量来表现商品的内在价格，是因为它中间包含着和商品相等的价值量，而“价格是物化在商品内的劳动的货币名称”。因此，商品的内在价格由商品和货币中所包含的价值量共同决定。商品的内在价格变动根源于商品价值或货币价值变动。“商品价格，只有在货币价值不变，商品价值提高时，或在商品价值不变，货币价值降低时，才会普遍提高。”
二、马克思的通货膨胀理论
以上述价格理论为基础，有马克思的通货膨胀理论。从马克思的货币理论、价格理论和相关论述中可以推论，通货膨胀是一种价格总水平不断上升的现象。所以，从马克思的理论视角讨论通货膨胀，实际上是在讨论价格总水平变动的原因。
(一)生产商品和货币的劳动生产率水平的变化引起商品的价格总水平的变动
假设：货币与商品间供求平衡；各自投入的劳动总量不变；单位商品和货币的价值量都为1；1单位货币媒介一单位商品。
根据公式(1)、(2)、(3)，商品价格总水平变动根源于商品价值量或货币价值量变动。关于这一点，运用马克思的劳动生产率和单位商品价值量成反比规律，可以推论：当生产商品的劳动生产率提高1倍时，同量劳动生产出更多的商品，单位商品价值量从1下降到0.5，这使货币相对升值，1单位货币能够媒介2单位商品，价格总水平下降。反之，当生产商品的劳动生产率下降1倍时，同量劳动生产出更少的商品，单位商品价值量从1上升到2，则使货币相对贬值，2单位货币媒介1单位商品，价格总水平上升；当生产货币的劳动生产率提高1倍时，同量劳动生产出更多的货币，这使单位货币价值量从1下降到0.5，货币实际贬值，2单位货币能够媒介1单位商品，价格总水平上升。反之则发生货币实际升值；如果生产商品的劳动生产率提高或下降而价格总水平保持不变，意味着生产货币的劳动生产率也在同比例提高或下降。
由此可见，依照马克思的理论推论，货币币值存在实际变动和相对变动两种情况，币值的相对变动根源于生产商品的劳动生产率的变动，而币值的实际变动根源于生产货币的劳动生产率的变动。区分货币币值变动的原因对于研究通货膨胀理论很重要。如果货币发生相对贬值，说明价格水平上升的原因来自于生产商品的劳动生产率下降，这不是货币问题，如果此时试图运用紧缩货币量的方式保持价格水平不变，结果会导致经济衰退，解决问题的途径只能是通过激励发展生产力来提高生产商品的劳动生产率。如果货币发生实际贬值，说明价格水平上升的原因来自于生产货币的劳动生产率的提高，运用紧缩货币量的方式保持价格水平不变，可以消除通货膨胀。
运用马克思理论讨论通货膨胀可以看到，通货膨胀可能产生于货币的实际贬值，也可能产生于货币的相对贬值。经济中也有可能出现货币实际贬值和货币相对升值同时存在的现象，如果二者变动率相同，不会出现通货膨胀。所以，货币实际贬值，并不一定发生通货膨胀，而货币相对贬值，发生通货膨胀的原因不是货币问题。可见，不能简单地认为，通货膨胀就是货币问题。
(二)货币供给量变动对商品的价格总水平的影响
1生产货币的总劳动量变动
马克思的货币理论指出，总体商品和货币量之间存在着互为供求的关系，并且遵循等价交换原则。假定生产总体商品的劳动投入量和劳动生产率不变，如果货币供给大于需求，意味着总体商品对货币的需求小于货币的供给，根源是投入生产货币的总劳动相对于投入生产商品的总劳动过多，这时，情况类似于商品市场中互为供求的商品供求失衡状况，不同的是，现在总体商品与货币量之间互为供求。此时，由于货币量相对于总体商品量过多，总体商品能实现大于其所含价值量的价值，货币只能实现小于其所含价值量的价值，因此，总体商品价格上升。所以，当货币供给量相对于它所媒介的商品总量所需要的货币量过多时，货币发生实际贬值，总体商品的价格水平上升(实现的价值上升)，可以用公式(4)描述这个关系：
价格总水平=总体商品实现的价值/货币实现的价值(4)
可见。依照马克思的理论推论，在金属货币条件下，货币实际贬值，还可能是由于金属货币这个作为一般等价物的商品的供给量相于它所媒介的商品总量所需要的货币量过多，金属货币实现的价值下降。所以，控制由货币实际贬值引起的通货膨胀，需要关注货币供给量。
2货币流通速度的变动
货币流通速度影响着货币供给量。
某商品价格总额=某商品的单位价格×流通中某商品总量
在加总社会待实现商品的价格总额时，先不考虑价格水平的变动，即设价格总水平为1，因此，有下面关系：社会待实现商品的价格总额=∑各种商品价格总额=价格总水平×实际GDP
以货币在一定时间内的平均流通次数衡量速度，有公式(5)所示的货币流通量规律：货币流通量=待实现的商品价格总额／货币的平均流通次数(5)
由公式(5)可以得出公式(6)，这是马克思的商品货币交易方程：价格总水平×实际GDP=货币流通量×货币的平均流通次数(6)
从形式上看，马克思的商品货币交易方程与货币数量论的交易方程没有区别，但是，它们在本质上不同。以劳动价值论为基础的马克思的货币流通规律说明：由于商品的价格由商品的价值量和货币的价值量共同决定，所以，当货币流通速度、待实现的商品价格总额既定时，流通中的货币量由商品的价值总量和货币的价值总量共同决定。马克思说：“流通手段是决定于流通商品的价格总额和货币流通的平均速度这一规律，还可以表述如下：已知商品价值总额和商品形态变化的平均速度，流通的货币或货币材料的量决定于货币本身的价值。”货币数量论则认为，“在进人流通过程时，商品没有价格，货币也没有价值，然后在这个过程内，商品堆的一定部分同金属堆的相应部分相交换。”缺少价值理论基础的货币数量论无法说明，当待交易的商品总量和货币流通速度也即马克思所说的“商品形态变化的平均速度”确定不变时，货币量是如何决定的。
由公式(6)可见，货币流通速度对货币流通量进而对商品的价格总水平产生影响，其影响机理是：货币流通速度加快(流通次数减少)，使货币的供给量大于待实现的商品价值总额对货币的需求量，货币的市场价格背离其内在价格，表现为货币的市场价格低于其内在价格，货币发生实际贬值，商品的价格总水平上升。货币流通速度加快是导致通货膨胀的一个原因。所以，保持价格总水平不变，需要关注影响货币流通速度的因素，比如，利率上升、金融创新、放松金融管制，都会使货币的流通速度加快。
根据公式(6)马克思的商品货币交易方程，从增长率的角度看，可以有公式(7)：通货膨胀率=货币增长率-经济增长率+货币流通速度变动率(7)
由公式(7)可见，控制由货币实际贬值引起的通货膨胀，不仅要关注货币增长率，还要关注货币流通速度变动率。马克思的理论揭示了通货膨胀可能发生的原因和机理，在金属货币条件下，由于金是商品，有储藏价值，作为储藏手段，无论货币发生实际贬值还是相对贬值，货币都会自动退出流通(甚至可以金银器皿和首饰形式储藏)，“货币贮藏的蓄水池，对于流通中的货币来说，既是排水渠，又是引水渠；因此，货币永远不会溢出它的流通的渠道。”所以，在金属货币条件下，市场机制能够有效地调节货币流通量。通货膨胀不会发生。
三、纸币条件下的通货膨胀
在马克思的货币理论中，纸币本身有流通规律：“纸币的发行限于它象征地代表的金(或银)的实际流通的数量。”所以，马克思在金属货币条件下所揭示出的价格总水平的决定和影响其变动的因素、货币流通量规律等基本关系，都不会因为纸币象征地代表金属货币而改变。但是，由于纸币没有了与金属货币同等的货币贮藏的蓄水池功能，市场机制对货币流通量的调节出现失灵，如果纸币发行量超过市场对其所代表的金属货币需要量，就会发生纸币实际贬值，产生通货膨胀。如果由于生产商品的劳动生产率下降，发生货币的相对贬值，则会产生通货膨胀和失业并存现象。
马克思没有讨论非金本位制下的纸币发行量的决定、变动和通货膨胀问题，这是马克思的货币理论、通货膨胀理论需要发展的地方。从纸币量的决定看，在现代非金本位制下，事实上，需要有一个类似于金或银这样的商品作为决定纸币发行量的错，当纸币发生较大规模贬值时，人们购买商品和黄金来尽量避免通货膨胀的损失就是最好的说明。所以，归根结底，商品和货币要等价交换，流通中的货币量由商品的价值量和金属货币的价值量共同决定。从纸币量的变动看，依据马克思的货币理论和商品货币交易方程推论，如果一国有一个明确的通货膨胀率控制目标，就意味着，当年的纸币增长率由经济增长率和货币流通速度增长率规定。如果纸币增长率超过经济增长率和货币流通速度增长率之和时，就会使纸币发生实际贬值，价格总水平上升，产生通货膨胀。
简述通货膨胀的原因范文
【关键词】通胀持续性；经验研究
持续性又指惯性，在物理学上是指物体维持原来速度的一种特性，其大小是通过物体的质量来衡量的。即当一个物体的质量越大那么改变该物体的速度所需要的外力越大，这就是牛顿第二定律。当把这种定义类比应用到经济学中，就有经济变量（产出、通胀等）的持续性。其意义主要是指在他条件不变的情况下，经济变量保持其趋势的特点。也就是说，当遭受到某种冲击使经济变量偏离了长期的均衡水平之后，向该均衡水平收敛的趋势和过程。例如本文讨论的是通胀的持续性，也即通胀保持其趋势的性质：当通胀的持续性比较高时，经济冲击并不能使通胀立即偏离原来的水平，而是要经过一段时间的调整后才能达到某种状态。其所产生的影响，特别是当经济冲击是政策冲击时，政策的效果就会存在时滞，比如货币政策，财政政策。因此更需要政策具有前瞻性。
90年代初，新凯恩斯主义在理性预期的前提下，从微观上假设名义交错调整模型。初始认为泰勒模型隐含着通胀持续性，后来有学者证明这种论断并不正确。Fuhrer&Moore（1992，1995）等发现新凯恩斯的模型却与实际数据中通胀持续性这一特点不太相符。由此就有了对通胀持续性的讨论，这个问题也成为过去几年里西方经济研究的一个重要课题。由此也有一些新的理论解释通胀的持续性，比如混合预期模型、曼昆与里斯（Mankiw&Reis，2002）的粘性信息模型等。但是，随着近几年的许多西方国家所实行的通胀目标制货币政策的实施，通胀率在这些国家有了显著的降低，并且通胀的持续性也降低。由此对通胀持续性的研究不再是一个热点。
早期对通胀的经验研究并没有把通胀持续性考虑为具有微观基础的变量而加入模型，而是基于对菲利普斯曲线的经验研究中发现通胀通胀对产出缺口的反应是缓慢的。于是就在估计的方程中加入通胀的滞后项表示其惯性。比较典型的是Gordon（1997）三角模型，模型中通胀由三部分决定：通胀滞后项表示的持续性；一个需求冲击项，用失业率减去自然失业率（非加速通胀的失业率）表示；另外一部分是供给的影响。结果是加入滞后项的模型拟合性得到了很大的提高。
对通胀持续性的经验研究不能从单个的通胀时间序列的特征来说明问题，因为在实际经济数据中，与通胀率相关的许多其他变量也表现出持续性。单时间序列不能解释通胀持续性的原因。所以应该从经济系统多时间序列多方程的角度来研究。
要从经验研究上分清通胀持续性影响因素，需要分清这种持续性是外在变量的影响还是其本身所固有的部分。一般的把这种单方程的经验估计的持续性称为简约形式的持续性，不需解释这种持续性的原因；而在多方程的经验研究中的持续性因为考虑到了其他变量的持续性的影响，这种研究估计出来的持续性被称为结构持续性或者固有的持续性（Fuhrer，2009）。欧洲的基于结构方程或DSGE模型的研究发现，也许通胀持续性的问题并不是很大，可能是因为模型的设定问题或没有考虑经济在不同的区制状态下的特点。另外，在通胀目标制之后，通胀的持续性得到显著的降低。
总的来说，不管是基于单时间序列通胀数据的经验研究，还是基于结构方程或DSGE模型的研究，还有或基于中观的CPI子成分数据的研究，欧洲中央银行的研究得比较充分和深入。在这方面我国的经验研究不多，也显得零散。
近年来国内研究通货膨胀问题的文献主要致力于考察我国通货膨胀和通货紧缩的成因以及对经济“缩长模式”的解释，如樊纲（1999），余永定（1999），谢平和沈炳熙（1999），刘树成（1999），以及龚刚和林毅夫（2007）等。在这里简要介绍一下他们的研究。
张成思、刘志刚（2007a）对我国通胀率持久性的统计特性做了计量检验和分析，应用“格点拔靴（自举）”中值无偏估计和Exp-Wald未知断点检验来捕捉我国物价波动持久性的特征。统计结果显示，通胀率持久性在高通胀时期走高，而在物价波动减小的20世纪90年代中后期显著减弱。并分析相关货币政策分析机制的含义。张成思（2007b）对中国通货膨胀的惯性结构转换特征进行研究，采用计量的未知断点检验方法估计断点，显示我国通胀率的持续性在不同时期表现不一样，在高通胀时期走高，在低通胀的90年代中后期显著减弱。李敏、王相宁、缪柏其（2008）应用Markov区制转移模型研究我国通胀的动态波动路径，结果表明我国存在三区制的通胀波动特点，分别为“高通胀”、“低通胀”和“温和通胀”，通胀持续性在“低通胀”比较低，在“高通胀”、“温和通胀”比较高。刘金全、金春雨、郑挺国（2005）对我国通胀的结构转换的断点做了经验估计，估计结果与实际相符。杨碧云、易行建、周义（2009）基于外生的结构变化点对我国的通胀持续性进行了实证估计，并从最优货币政策提出相应的政策建议。张屹山、张代强（2008）应用一个带有单位根的门限自回归模型对我国通胀率的波动路径进行了实证检验表明我国通胀率是一个具有局部单位根的门限自回归过程，且可以划分为加速通胀状态和减速通胀状态。
以上这些研究主要是从单时间序列的角度研究我国的通胀持续性，如前文所述这被称为简约形式的通胀持续性（ReducedformInflationPersistence）。如前所述，单时间序列分析中可以更进一步的从CPI的组成部分来研究CPI总体和各个组成部分的通胀持续性极其相互部分之间的关系，目前所见的文献中似乎只有张成思（2009）有所研究，在该文献中作者研究了中国CPI类子成分的月度时序数据的动态传导机制，分析CPI内部类子成分对总体通胀率的动态传导效应，比较货币政策本身变化与随机货币政策冲击对CPI子成分的传递效果。结果显示，CPI类子成分自身动态传导特征与总体CPI表现不同，货币政策本身变化与不可预料的随机货币政策冲击对各大类通货膨胀指标（特别是食品类通胀率）的影响存在明显差异。
我国目前对通胀的单方程研究的比较多，主要基于估计中国的菲利普斯曲线，或是验证中国的费雪效应等。研究的重点不是通胀的持续性，而是经济理论在我国的应用与验证估计，或者政策分析等。下面简要介绍关于这方面的研究。
陈彦斌（2008）提出了包含需求拉动、成本推动、通胀预期和通胀惯性四种因素的新凯恩斯菲利普斯曲线模型，使用中国数据对所提出的模型进行了检验，其中采用了基于微观调查数据的通胀预期。结果表明在通胀的四个决定因素中，通胀预期对当前通胀的影响最显著，通胀惯性次之，需求拉动排第三，而成本推动的影响不显著。李振、杨晓光（2007）采用VAR的分析方法，对中国经济的新凯恩斯菲利普斯曲线进行了估计和检验，采用季度数据。其结果显示，单位产出劳动力边际成本对通货膨胀的影响很小，理性预期对通货膨胀的影响是显著的，同时通货膨胀过程也表现出很强的惯性特征，计算还表明在我国约有70%左右厂商定价行为是属于后望形式的，他们的定价规则是以前一期价格和0.72倍的前一期通货膨胀之和作为当期的价格。杨继生（2009）利用我国省际数据结合新凯恩斯混合Phillips曲线来考察我国通货膨胀预期的性质以及流动性过剩对通货膨胀的影响。其模型采用GMM方法估计动态面板模型，结果表明通胀动态性质具有短期新凯恩斯混合Phillips曲线的典型特征，存在通胀持续性。王少平、王津港（2009）基于我国省际通胀的面板数据，应用Wachter（2004）的动态面板数据模型的内生结构突变检验，检验我国通胀惯性的结构突变。在此基础上，应用系统广义矩估计，对我国的通胀惯性进行估计。发现我国通胀的惯性，随通胀运行的不同阶段和货币政策的变化而发生内生性结构突变，但总体呈下降趋势，通货膨胀的下降期和紧缩期的惯性较大，当前的惯性相对较小。李松华（2010）采用DSGE的框架来实证分析我国的利率传导机制，在求解企业追求利润最大化下动态优化得到模型的新凯恩斯菲利普斯曲线，校准部分参数下用最大似然函数法估计模型参数，实证结果显示价格工资存在调整粘性，外生变量的持久性参数比较大。纵观以上文献，在加入其它的外在经济变量对通胀的影响的非结构的经验研究结果显示，我国通胀存在持续性，混合菲利普斯曲线符合我国的统计数据。
总的来说，国内学者对中国通胀惯性的研究相对较少，主要是对我国通胀持续性进行实证检验，很少对通胀持续性背后的中国微观经济结构与机制作分析，即从一个结构模型的框架下讨论的比较少。就像对菲利普斯曲线的经验研究的重点相似，微观层次的建模相对来说更少，国内更多的是用现代西方的一般动态模型框架来研究分析我国的货币政策，货币经济系统中的经济变量如产出和通胀在遭受政策冲击后的反应，也有用来分析货币政策的效果等，但通胀持续性并不是关注的重点，持续性一般在新凯恩斯模型曲线下讨论。
参考文献：
[1]张成思,刘志刚.中国通货膨胀率持久性变化研究及政策含义分析[J].数量经济技术经济研究,2007(3):3-12.
[2]张成思.通货膨胀动态路径的结构性转变特征与货币政策启示研究[J].货币金融评论,2007(10):1-14.
[3]石柱鲜,邓创,等.中国的自然利率与经济增长、通货膨胀的关系[J].世界经济,2006(4):
12-21.
[4]刘金全,隋建利.我国通货膨胀率及通货膨胀不确定性的持续性和记忆性检验[J].吉林大学社会科学报,2010,1,50(1):84-93.
[5]杨碧云,易行健,周义.中国通货膨胀持续性估计及其货币政策启示[J].经济经纬,2009(5):
27-30.
[6]李敏,王相宁,缪柏其.我国通货膨胀率的动态波动机制及政策启示[J].中国管理科学,2008,10,16:278-283.
简述通货膨胀的原因范文1篇10
一、关于通货膨胀成因的理论综述
对我国通胀的成因，国内众多学者展开了分析。例如李斌（2010）从流动性过剩和不足的角度分析了我国通货膨胀和通货紧缩的原因。闵娜、付雯潇（2011）用计量经济模型对我国通胀的成因展开了分析，得到我国目前通胀主要是输入性因素造成的结论。张成思（2009）从外生冲击、货币政策的角度分析了我国通货膨胀持续性的现象。赵昕东（2010）利用结构VAR模型对通货膨胀的各种成因进行了分解。以上文献都对我国通胀进行了非常精彩的讨论，但存在片面性问题，要么仅关注通胀的供给影响因素，要么仅关注通胀的需求影响因素，而很少有文献能同时从需求与供给两个层面同时展开对通胀成因的分析。根据经济学理论，通胀的影响因素主要包括两方面：一方面是需求因素，需求因素主要体现在货币的数量，一般用货币发行数量来衡量；另一方面主要是供给因素，供给因素主要通过产出的供给数量来衡量。这两种因素尽管都能推高物价，但是它们对经济冲击的影响是不一样的。如果是需求推动型的通胀在引发物价高涨的同时，产出水平也会高于自然产出水平；但若诱发通胀的因素是供给冲击，对经济冲击的后果更加严重，成本推动型的通胀不但推高了物价水平，同时还会降低产出水平，造成高物价与高失业并存的“滞涨”现象。
现代关于通胀的经济理论的研究一般是通过菲利普斯曲线来展开分析。但传统的菲利普斯曲线关系在七十年代的滞胀现象发生后就不复存在了。弗里德曼后来修正了传统的菲利普斯曲线关系，发现了附加预期的菲利普斯曲线关系。简单来讲，弗里德曼的观点就是通胀不仅与失业率对自然失业率的偏离有关，而且也与通胀自身的预期有关系，并且能够推导出附加预期的菲利普斯关系与总供给曲线是等价的。从总供给关系来看，修正的菲利普斯曲线实际就是劳动力市场的均衡关系，它实际上包含了工资制定关系与商品价格制定关系。工资制定关系显然与劳动力成本是紧密关联的，是由失业率、工会谈判能力、通胀预期等因素决定；而商品价格制定关系是由商品加成定价因子、原材料价格、工资成本等因素决定。因此，影响通货膨胀的因素包括失业率对自然失业率的偏离、劳动力成本、反应市场垄断势力的加成定价因子以及国际市场的大宗商品价格。
附加预期的菲利普斯曲线只是单纯从总供给的角度描述了通货膨胀的各种影响因素，实际上，通货膨胀还受总需求关系的影响，总需求关系实际就是商品市场与金融市场同时达到均衡时的关系。具体来说，总需求关系就是产出与实际货币余额、财政支出、税收三者之间的关系。如果将财政支出、税收等因素视为给定，总需求关系就表现为产出与实际货币余额之间的关系。为了简化分析，假设这种关系是线性的，那么用变化率表示这种关系就是：通货膨胀=货币增长-正常产出水平。正常产出水平是指因为人口增长与技术进步所导致的潜在产出水平的增长。因此，从总需求的观点来看，对通货膨胀有影响作用的还有货币增长率、产出水平、财政支出等需求因素。
二、我国通货膨胀的成因分析
在我国的实际经济情况中，我国通胀是受到供给与需求两个因素同时作用的。
一方面，货币的发行增长太快以及投资基础建设的财政支出过于迅速，这些都从需求面拉高了通胀水平。过去我国货币的超量发行是在世界各国中所罕见的，过去二十年我国广义货币供给的目标增长速度通常在18%，一直高于GDP的增速10%，现在我国的广义货币对GDP的比值已经达到180%，这些过度发行的货币不仅直接推高了通胀，而且改变了人民对于将来通胀的预期，间接地进一步推高了通胀水平。财政支出从2000年至2011年也经历了过快的增长，2000年至2005年财政支出的平均增速为18.5%，而2006年至2011年的平均增速更是高达22.1%，这样的财政支出速度远远超过经济的正常增长水平，也从需求面拉高了通货膨胀。因此，反通胀的措施中，需求的控制尤为重要，控制货币的发行速度、削减庞大的财政开支都有利于遏制通货膨胀的过快增长。特别是鉴于我国的国情，地方政府因为政绩工程的驱动，都有强烈的投资欲望，而银行因为从属于政府缺乏独立性，往往为了配合地方政府的投资计划扩大放贷规模。结果扩张性的货币政策和财政政策不仅为以后的通胀埋下伏笔，还因为地方政府的投资效率低下造成了资源的巨大浪费。例如金融危机时期，过量的货币增发刺激了地方政府的固定资产投资，政府投资的低效率又造成了许多行业产能过剩，比如钢铁行业，前几年盲目的过度投资造成今天钢铁行业的巨额亏损，许多投资新建的工厂几乎都处于闲置状态，造成了巨大的资源浪费。更为严重的是，从长远来看，在潜在产出不变的情况下，货币的增发只会等量地反映到价格水平上，推高通胀；而政府投资则会等量地挤出私人投资，使得私人经济的规模相对缩小，这几年“国进民退”现象的产生实际上就是源自于前几年盲目的货币扩张与财政扩张。
“国进民退”现象对于经济的健康运行有着非常不利的影响。首先，私人产业的收缩意味着市场对于资源配置功能的弱化，而资源配置的扭曲一方面会造成资源的极大浪费，另一方面会扭曲收入分配机制，造成非常大的贫富差距。其次，私人资本的收缩会极大地减少就业岗位，造成就业难的困局。这一点从地域之间就业的差别就可以看出来，“长三角”地区的私人经济非常发达，创造的就业岗位也很充足，而内地国有经济占主导地位的地区就业就要困难得多，所以劳动力往往是从内地流向市场经济发达的“长三角”地区。
另一方面，从总供给角度来看，劳动力成本的上升、国际原油价格的飙升对通胀也起了显著的作用。首先，由于劳动工资合同的推行以及最低保障工资的实施引致了劳动力成本的上升，劳动力成本因素最终传递到商品价格从而推高了通胀。我国自实行劳动合同法以来，规定企业必须购买员工的保险金，这实际上提高了劳动力的使用成本，而提高的成本最终会反映到商品价格中来。其次，近年来，国际大宗商品的价格一直处于上升状态，因为国际大宗商品的垄断联盟存在，大幅度地提高了大宗商品的价格，而最终原材料价格的上涨也会传递到终端商品，造成价格的全面上涨。例如，前几年国际铁矿石三大巨头组成了垄断联盟，使得铁矿石价格暴涨。还有石油垄断联盟欧佩克操作石油价格，使得原油价格在最近几十年翻了许多倍。70年代油价的飙升直接导致了全球范围内的“滞涨”现象。因此，从供给的角度来看，制定合理的劳动力工资增长幅度，减少对进口大宗商品的依赖是反通胀的有效手段。从政策层面来看，首先，使得人民收入增长水平必须与经济发展水平一致。一方面，收入水平增长太慢无法拉动内需，不利于经济增长方式的转型；另一方面，收入水平增长太快则会抬高物价，造成通胀的恶果；因此，实施一个与经济发展相适应的收入增长计划才是可持续发展的根本保证。其次，我国必须转变高投入、高增长的经济增长方式，只有提高资源的利用效率，减少对外部资源的依赖，才能减轻国际大宗商品价格波动对我国经济的不利影响。
三、反通胀的政策措施
本文通过对我国的通货膨胀的成因从需求与供给两个方面展开了分析，发现过快的货币发行速度以及过快的财政支出增速都会造成物价的过快增长，产生所谓的经济过热现象；而劳动工资水平、原材料价格的上升会同时抬高通胀和压低产出，产生所谓的滞涨后果。概括起来，反通胀的政策措施应该包含以下几项：第一，适度控制货币的增发速度，减少财政支出的规模。这一方面能够改善人民对于通胀的预期，减少反通胀的成本，另一方面能够通过税收的调节增加人民的收入，改善目前内需不足的困局。第二，劳动力的工资增速应该保持在一个合理的水平，应该与经济增长速度相适应。盲目和过快地推高工资水平只会推高物价，造成推高通货膨胀的后果。第三，经济的快速发展从长远来看应该减少对于进口原材料资源的依赖，转变高投入的粗放型经济增长方式，高效率地使用能源和原材料，只有这样才能够有效地减轻国际大宗商品价格波动对于我国经济发展的不利影响。
【参考文献】
[1]李斌：从流动性过剩（不足）到结构性通胀（通缩）[J].金融研究，2010（4）.
[2]闵娜、付雯潇：中国当前通货膨胀成因的模型分析[J].当代经济，2011（1）.
简述通货膨胀的原因范文篇11
关键词：通货膨胀；财政赤字；格兰杰因果检验
中图分类号：F12文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）11-0078-02
1理论回顾
有多种理论来解释通货膨胀和赤字之间关系的传导机制，主要包括以下几种：
一是Barro(1976)在讨论李嘉图理论体系中持续赤字是否导致通货膨胀的问题时认为，一旦政府债务存量的增长率超过了产出增长率，持续赤字就会通过货币化的形式引起通货膨胀。
二是Sargent和Wallce(1981)就时间、利率对财政赤字的影响进行了详实的论证，指出对于给定现值的财政赤字，如果现在较少地采用铸币税（也即货币发行）弥补，即一部分财政赤字由国债发行弥补，则将来势必要用比原本更多的铸币去弥补。
三是Dornbusch(1998)等提出的分析框架，认为通货膨胀对债务存量的实际价值和实际利息率具有显著影响。
四是Wray(1997)等提出的成本效应理论，认为赤字影响总供给。
五是阎坤（2000）认为由于中国中央银行可以在公开业务中收购国债，加之过大的外汇储备，从而形成巨大的货币扩张压力。
这些理论研究表明了通货膨胀和财政赤字之间的理论关系，并为实证检验提供了理论根据。当然不同的学者在不同的国家背景进行的不同时期的观察与研究，在运用不同的研究方法后，得出的结果必然有差异。但是至少能说明的一点便是通货膨胀与财政赤字之间的相关性值得研究与探讨。
2财政赤字与通货膨胀的实证分析
2.1研究方法
2.1.1单位根检验法
单位根检验是检验时间序列平稳性的一种正式方法，在序列存在单位根的零假设下，对参数估计值进行显著性检验的t统计量不服从常规的t分布，Dickey和Fuller于1979年给出了检验用的模拟的临界值，所以称该检验为Dickey-Fuller检验，简称DF检验。后MacKinnon又改进了单位根临界值。但在DF检验中，常常因为序列存在高阶滞后相关而破坏是误差值的假设。AugmentedDickey-Fuller(ADF)检验对此做了改进。
（1）无漂浮项且无趋势项：
Δyt=δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（1）
（2）含漂浮项但无趋势项：
Δyt=α+δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（2）
(3)含漂浮项与趋势项：
Δyt=α+γt+δyt-1+∑pt=1αtΔyt-1+εt（3）
对数据进行单位根检验，得到一组稳定的时间序列资料。假设数据是一组非稳定的时间序列资料，如果序列的ADF检验t统计量大于使用者要求的显著性水平下的临界值，则不能拒绝原假设，表明序列存在单位根，是一非平稳序列。反之，如果检验t统计量小于使用者要求的显著性水平下的临界值，则拒绝原假设，序列是稳定的。最终的数据资料需要具有稳定性，以符合Granger因果关系检验的要求。
2.1.2Granger因果关系检验法
Granger因果关系检验是考察序列x是否是序列y产生的原因的一种方法。先估计当前的y值被其自身滞后期取值所能解释的程度，然后验证通过引入序列x的滞后值是否可以提高y的被解释程度。如果是，则称为序列x是y的GrangerCause,此时x的滞后期系数具有统计显著性。通常还要考虑序列y是否是x的GrangerCause。其检验模型为：
yt=c+∑pi=1αiyt-i+∑pj=1βjxt-j+εt（4）
检验零假设为：X是Y的非Granger因，即H0∶β1=β2=^=βα=0。由于Granger因果关系检验对滞后的阶数非常敏感，通常可以依次多滞后几阶，看结果是否具有同一性。Granger因果检验同时要求数据资料具有稳定性，非稳定的数据资料进行Granger因果检验会出现“伪相关”问题。所以本文要对数据二阶差分，以确保数据资料具有稳定性。
2.2数据搜集与整理
本文以各年的国家统计年鉴为依据，收集了1990年到2006年17年间的数据，我们选取以各年的零售物价指数减去100代表通货膨胀率变量(GRTI),以各年的财政赤字占GDP的比重代表财政赤字变量(DDEF)。全部数据均来源于有关各年的《中国财政年鉴》和《中国金融年鉴》(见表1)。
本文对这两部分数据取自然对数后进行单位根检验,说明数据是非稳定的。在对其二阶差分的数据再次检验,则拒绝假设,显示二阶差分数据是稳定的,符合GrangerCausality检验的要求。表1为ADF检验结果。表1的检验结果显示,经过二阶差分的数据是稳定的数据资料,符合Granger因果关系检验对数据的要求。
2.31990-2006年财政赤字与通货膨胀的格兰杰因果关系检验
（1）模型设定及样本数据选择。财政赤字引起货币供给量的增加只是导致通货膨胀的一个必要条件,只有当财政赤字引起的货币供给增加量超过经济增长要求的货币需求量时,超过的部分才会引起货币的非经济发行,即成为没有物质保证的空头票子。财政用这部分借款安排支出,无疑会造成社会需求总量的膨胀导致通货膨胀,物价上涨。为此,本文拟通过格兰杰(Granger)因果关系检验,对1990-2006年财政赤字与通货膨胀之间是否存在因果关系进行实证分析。相应构建的向量自回归(VAR)模型有:
其中:yt和xt为自回归变量向量,i和j为自回归滞后阶数,εt为白噪声序列向量。在进行格兰杰因果检验时,先对上述VAR模型进行回归,然后就回归的结果进行检验:如果接受H01:b11=b12=…=b1q=0,就说明xt不是yt的Granger因,反之则称xt是yt的Granger因;如果接受H02:a21=a22=…=a2s=0,就说明yt不是xt的Granger因,反之则称yt是xt的Granger因。以上偏回归系数为零的联合检验可以通过F检验来实现。
因果分析及结果解释。利用Eviews4.0软件,对上构建的VAR模型进行格兰杰因果检验。其中,由于因果关系检验涉及到滞后阶数的选取,本文按照AIC信息准则来确定滞后阶数(见表2)。
由表3可见,对于财政赤字不是通货膨胀的格兰杰成因的原假设,拒绝它犯第一类错误的概率是0.61205,不能拒绝原假设,表明财政赤字不是通货膨胀的格兰杰成因。第二个检验的相伴概率为0.39958,说明通货膨胀也不是财政赤字的格兰杰成因。可见,财政赤字与通货膨胀不存在紧密的因果关系。通过对表1的观察,我们也可进一步证实上述结论,例如,1996年和1997年财政赤字率为这一时期最低,但1996年通货膨胀率却达到6.1%;而2002年财政赤字率为这一期间最高,为2.64%,但1991年的通货膨胀率却仅为-1.3%。笔者认为,虽然这期间财政赤字在一定程度上导致了货币供给量的增加,但并没有导致通货膨胀的原因主要在于:财政赤字引起的货币供给量增加幅度还远没有超过由经济增长所要求的货币需求的增加幅度。根据我国在此期间的实际经济情况,我们可以进行一个简单的测算:(1)1990-2006年我国的经济增长率平均在10%左右,而货币流通速度(GDP/M)由1990年的1.224下降到2006年的0.6129,即平均每年下降4%左右,因此,在此期间,我国由于经济增长以及经济货币化所要求的货币需求量的平均增加幅度为ΔY/Y-ΔV/V=10%+4%=14%。(2)1990-2006年我国的货币乘数平均为2左右,而财政赤字占货币供给量的比重平均在1%左右,因此由财政赤字所引起的货币供给量的增加幅度为M(Dgc-Dgc-1)/M=2*1%=2%。(3)综上所述,财政赤字所引起的货币供给量的增加幅度2%远远小于经济所要求的货币需求量的增加幅度14%,因此,在此期间财政赤字并不会导致通货膨胀的发生。
3结论与政策建议
本文在构建财政赤字与通货膨胀联系机制的理论框架基础上,对我国财政赤字的通货膨胀风险进行了实证分析。根据实证研究结果,至少可以得出如下结论:第一,利用VAR模型,我们进一步对财政赤字与通货膨胀的格兰杰因果关系进行了检验,发现这个时期财政赤字虽然对货币供给量都有一定的扩张性作用,但由于无论从财政赤字率或是财政赤字占货币供给量的比重来看,我国财政赤字的规模仍然被控制在适度的范围内,财政赤字所引起的货币供给量增加的幅度还远远小于经济增长所要求的货币需求量增加的幅度,因此,这个时期中财政赤字没有导致通货膨胀的发生。
虽然从现阶段看,我国财政赤字与通货膨胀之间似乎并不存在紧密的联系机制。但随着今后我国利率市场化改革的深入以及国债市场的逐步成熟,财政赤字规模的增长有可能与利率上升建立必然联系。如果此时政府仍然任由赤字与国债规模的进一步扩大,那么由此引起的利率的持续上升必将迫使央行通过公开市场业务买进国债以维持利率水平,而这种做法的最终结果将使货币供给量不断增加,最终导致通货膨胀的发生。此外,当财政赤字与国债规模累积到一定的程度后,政府信用的可持续条件将会被打破,一旦政府通过国债实现不了预期的结果,那么就只有靠铸币税来弥补所有的财政赤字,那么同样最终会导致恶性通货膨胀的发生。因此,今后我国政府至少应从以下两方面做好对财政赤字通货膨胀风险的防范工作:第一,加强中央银行的独立性,明确中央银行的货币政策目标。对中央银行独立性给予法律的保证将有利于割断财政赤字与货币供给量的内在联系,从而限制政府直接通过向央行透支来弥补赤字的可能性。同时,中央银行将“币值稳定”作为首要的货币政策目标将可以有效控制财政赤字所引起的货币间接发行。第二,加强财政收支管理,以有效控制财政赤字规模作为今后我国财政政策的一个基本目标。即使有财政赤字化的情况出现,如果财政赤字能够控制在较小的规模内,其对通货膨胀的影响也非常小。因此,我国政府应以目前实行的稳健的财政政策为契机,通过建立健全现代税收征管体制、优化政府支出结构以及加快预算管理制度改革等手段,为逐步缩减财政赤字创造条件。
参考文献
［1］Barro.RelytoFeldsteinandBushanan［J］.Journalofpoliticaleconomy,1976,84:343-350.
［2］Sargent,Wallace.Someunpleasantmonetaristarithmetic［J］.FederalReserveBankofMinnepolisQuarterlyReview,1981,5:1-17.
［3］Sargent,Wallace.Someunpleasantmonetaristarithmetic［J］.FederalreservebankofMinnepolisQuarterlyReview,1981,5:1-17.
［4］Uribe.Afiscaltheoryofsovereignrisk［R］.Europeancentralbankworkingpaper,2002,187-196.
［5］阎坤.积极财政政策的通货膨胀风险分析［J］.税务研究,2002,(6):10-14.
［6］［美］米尔顿•弗里德曼.财政赤字与物价上涨［J］.世界经济译丛,1982,(3):4-10.
简述通货膨胀的原因范文篇12
关键词:股票价格;通货膨胀;通胀预期;格兰杰因果关系检验;脉冲响应函数;方差分解
Abstract:Usingsomeeconometricmethods,suchasGrangercausalitytest,impulseresponsefunction(IRF)andvariancedecomposition(VD),themainlyempiricalresultsofthispaperareasfollows:stockpriceiskeyvariabletoinflationandinflationexpectations,stockpriceistheGrangercausetoinflationandinflationexpectations,thereversecausalrelationisnotobvious.Inquiteshorttime,namelyin1st-2ndquarters,theriseinstockpricewillgetanegativecorrelationoninflationandinflationexpectations,thenwiththebeginningof2nd-3rdquarters,stockprice,inflationandinflationexpectationsarebeingpositivelyrelated.Next,fromthe9thquarter,thestockpricenegativelycorrelatedwithinflationandinflationexpectations.Inthewordsofthewealtheffectandthesubstitutioneffecthypothesis,whenthewealtheffectisbiggerthanthesubstitutioneffect,thestockpriceandtheinflationarebeingpositivelyrelated.Whenthewealtheffectissmallerthanthesubstitutioneffect,thestockpricenegativelycorrelatedwithinflation.Attheend,thispaperproposedsomepolicysuggestions.
KeyWords:stockprice,inflation,inflationexpectations,grangercausalitytest,IRF,VD
中图分类号:F822.5文献标识码:A文章编号:1674-2265(2010)04-0063-06
一、文献回顾与评论
关于股票市场价格与产品市场通货膨胀关系的研究主要集中在两个方面:一是股票价格与通货膨胀存在怎样的相关关系,也就是说两者是正相关还是负相关;二是股票价格是否是通货膨胀的先行指标,也就是说股票价格变化是否引导了通货膨胀的变化。关于第一个问题的实证研究大致有三种不同的结论:(1)股票价格与通货膨胀率之间存在明显的负相关关系,这种研究结论占主体。如Fama(1981)、Balduzzi(1995)、Bakshi和Chen(1996)、Gallagher和Taylor(2002)等对美国以及其他工业国家的实证研究发现股票价格与通货膨胀之间呈负相关关系。国内学者刘金全等(2004)对中国的实证研究认为我国股票价格与通货膨胀率之间存在负相关关系。(2)两者之间存在正相关关系。如Khil和Lee(2000)、Crosby(2001)、Choudhry(2001)等的研究结论表明,一些国家尤其是在高通货膨胀的国家,股票价格与通货膨胀之间是一种正相关关系。(3)很多研究也发现股票价格与通货膨胀之间的关系具有不确定性,两者既可以正相关,也可以负相关(如Hess和Lee,1999),或者两者之间并不存在相关性(如Campbell和Ammer,1993)。
解释股价涨跌与通货膨胀关系的理论假说主要分为三种:一是“费雪效应”假说。名义资产收益率等于预期通货膨胀率加上实际资产收益率,名义资产收益率与通货膨胀率是同步变动的,实际资产收益率不受物价水平变化的影响,因此投资股票等资产可以弥补通货膨胀带来的货币购买力损失(Fisher,1930)。二是从需求冲击和供给冲击的角度解释股票价格与通货膨胀的关系,认为股票价格与通货膨胀既可以正相关也可以负相关,具体取决于通货膨胀的推动力来源及其相对重要性。如果通货膨胀率上升的动力来自供给冲击(如实际产出),那么股票价格与通货膨胀率负相关;如果上升动力来自需求冲击(如货币),那么两者负相关,同一时期的正负相关关系取决于需求和供给冲击动力的相对重要性。Hess和Lee(1999)对二战前和二战后美国、英国、日本和德国的检验表明,股票价格与通货膨胀率的正负关系随时间而变化,在二战前上述国家需求冲击相对更重要,两者正相关,而二战后供给冲击相对更重要,两者负相关。韩雪红等(2008)对我国1992年5月至2007年8月相关指标的检验认为,1992年5月至1999年12月期间,供给冲击大于需求冲击的影响,导致股票收益率和通货膨胀率负相关;2000年1月至2007年8月,国民经济中的供需结构失衡,名义上的供给冲击转变为实际上的需求冲击,导致股票价格与通货膨胀率正相关。三是财富效应和替代效应假说。通常来说,股市财富效应是指股价波动导致消费者财富波动,进而导致消费波动,最终影响总需求的机制。理论上讲,股票价格的上涨通过直接增加居民名义财富、促进经济增长提高当前收入、提升消费者信心、托宾Q效应等渠道,扩大了消费和投资,导致总需求曲线右移,进而导致一般物价水平的提高,此时,股价与物价呈正相关关系。很多经济学家的实证研究都认为,股市的财富效应是显著的(如Dynan和Maki,2001;Mehra,2001;Attanasio,1998;Bravetal.,1999等)。另外,股票市场与产品市场之间也可能存在替代效应,股价持续攀升导致的赚钱效应使得资金从消费领域流入股票市场以追求资本增值,减少了当前消费,使得总需求曲线左移,进而一般物价水平下降,此时股价与物价呈负相关关系。如Ludvigson和Steindel(1999)的实证研究发现,在某些时间段,随着证券资产价值在总财富中的比重增加,居民边际消费倾向呈下降趋势,股市与产品市场的替代效应是显著的。总之,根据财富效应和替代效应假说,股票价格与通货膨胀既可以正相关,也可以负相关,取决于财富效应占主导,还是替代效应占主导。
对于第二个问题,股价涨跌是否是通货膨胀的先行指标,很多实证研究给出了肯定的答案。如Shiratsuka(1999)运用不同结构的VAR模型检验了资产价格的信息内涵对通货膨胀的先行指标作用,发现资产价格的波动包含有未来通货膨胀的特有信息。Goodhart和Hofmann(2001)在一个简单的后顾式(backward-looking)结构模型中对G7国家的研究发现,未来需求状况和CPI膨胀指数也受到了股票价格和房地产价格的影响。Ray和Chatterjee(2000)运用VAR模型对印度近年来股票价格与通货膨胀的关系进行了研究,发现以股票价格为代表的金融资产价格是商品批发价格指数变动的格兰杰原因,因此他们认为股票价格包含了商品价格的重要信息,可以发挥通货膨胀先行指标的作用。王虎等(2008)认为,股票价格能引起CPI和WPI的同向变化,尤其与CPI的关系非常稳定,因此股票价格在一定程度上包含了我国未来通货膨胀的信息,股票价格可以作为一个帮助判断未来经济走势和通货膨胀变动趋势的货币政策指示器。但也有学者发现资产价格并不能稳定地预测未来的通货膨胀。Stock和Watson(2003)的实证研究发现资产价格与通胀和产出之间的关联性相当不确定,在不同的国家和不同的时期,两者之间的关联性是不同的。
在上述文献的基础上,本文的主要贡献是:(1)首次利用中国人民银行的城镇储户收入与物价指数扩散表中的未来物价预期指数作为通胀预期的指标,计量分析了股票价格与通胀预期的关系;(2)建立了股票市场与产品市场的一般均衡分析框架,对股票价格、通货膨胀与通胀预期的实证结果及信息传递过程进行了理论解释。
二、股票价格与通货膨胀、通胀预期的实证研究
(一)数据与模型
自2001年第1季度起,中国人民银行每个季度都城镇储户收入与物价指数扩散表,该表包括未来物价预期指数指标(LPE),本文利用该指标衡量社会公众对通货膨胀的预期。通货膨胀率指标采用大多数研究采用的指标,即消费者价格指数(LCPI)。股票价格采用的是上海综合指数(LSP)这个指标。未来物价预期指数来自中国人民银行网站,消费者价格指数(CPI,以上年同期=100)来自国家统计局网站,上海综合指数来自上海证券交易所网站,上海综合指数的季度数据为每一个季度内每个月最后一个交易日收盘价的平均值,这样做的原因是股票价格的波动幅度很大。以上所有数据为季度数据,样本区间为2001年第1季度―2008年第4季度。所有变量取对数,以减轻异方差性。
由于没有理论文献明确说明通货膨胀率、通货膨胀预期与股票价格的关系,我们采用建立向量自回归模型(VAR)运用Johansen协整检验、格兰杰因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解等计量方法进行研究。VAR模型要求变量是平稳的,如果非平稳,则要求变量具有一阶单整性,下面进行变量的单位根检验。
(二)单位根检验
我们首先对研究涉及的所有变量的时间序列做单位根检验。这里采用ADF(AugmentedDickey-Fuller)方法对序列进行单位根检验,检验结果参见表1。从表1可以看出,LCPI、LPE和LSP原序列的ADF统计量均大于5%临界值,显示在5%的显著性水平下都是非平稳过程,而它们的一阶差分都小于5%临界值,显示LCPI、LPE和LSP的一阶差分都是平稳过程,所有变量的时间序列均为一阶单整,即I(1)序列,符合建立VAR模型的条件。
(三)VAR模型的建立和协整检验
按照变量的顺序通货膨胀率(LCPI)通货膨胀预期(LPE)股票价格(LSP),设立VAR模型。采用LR准则确定最优滞后阶数,VAR模型的最优滞后阶数为滞后4期。根据最优滞后阶数,建立VAR模型。由于各变量都是I(1)序列,我们需要先检验变量之间的协整关系。对于两组或两组以上存在单位根的变量序列,如果它们的线性组合是平稳的,则表明这些变量之间存在协整关系。常用的协整关系检验方法主要有EG两步法和Johansen检验。由EG两步法得到的协整参数估计量具有超一致性和强有效性,但在有限样本条件下,这种估计量是有偏的,而且,样本容量越小,偏差越大。由于本文分析中的有效样本容量相对较小,因此,本文采用Johansen极大似然值估计法。
Johansen极大似然值估计法假设Tt和Xt分别是k阶和d阶向量,它们服从I(1)过程,先建立如下的VAR模型:
其中
如果系数矩阵的秩r
其中,是大小排第i个的特征值,T是观测期总数,k是内生变量的个数,r=0,1,…,k-1。Johansen协整检验法也需要确定滞后阶数,可以取VAR模型的滞后阶数减去1①,在本文中取滞后3期,检验结果见表2。从表中可以看出,消费者价格指数、未来物价预期指数和上证综合指数之间存在一个协整方程,表明三者存在长期稳定的相互依赖关系。根据Sims(1990)等人的结论:当几个变量存在协整关系的时候,按水平变量建立的VAR模型并非识别错误,而且在这种情况下最小二乘法的估计是一致估计。在确定了各VAR模型变量间具有稳定的结构关系的基础上,进行格兰杰因果关系检验、脉冲响应函数和方差分解。
(四)格兰杰因果关系检验
格兰杰因果关系检验是格兰杰于1969年利用滞后分布概念建立的。如果变量X的变化先于变量Y的变化,则变量X是导致变量Y的原因,因此,格兰杰提出一种方法,即如果利用X和Y的滞后值对Y进行预测比只用Y的滞后值进行预测所产生的误差小,如下式:
则定义X是Y的格兰杰原因。格兰杰因果关系检验对滞后阶数非常敏感,我们选择VAR模型最优滞后阶数作为格兰杰因果关系检验的滞后阶数,即滞后4期,检验结果见表3②。从表中可以看出,股票价格是通货膨胀、通胀预期的格兰杰原因,而通货膨胀、通胀预期不是股票价格的格兰杰原因。
(五)脉冲响应函数和方差分解
脉冲响应函数描述了在扰动项上加一个结构性冲击后,对内生变量当前和未来值所带来的影响。将VAR模型改写成一个向量移动平均(VMA)模型:
其中,则序列
,,…反映了变量Yj对Yk一单位新息扰动的脉冲响应(脉冲响应函数)。
方差分解用来衡量不同随机扰动项冲击对内生变量当前值和将来值变化(通常用方差来度量)的贡献度,以进一步评价不同随机扰动源的相对重要性。VAR系统中任意一个内生变量的预测均方误差MSE可以表示为:
其中,P为非奇异的下三角矩阵,上式表示第j正交化冲击对预测均方误差的贡献度之和,得到的方差分解模型为:
其中,是脉冲响应函数,是第j个变量的标准差,表示第j个变量对第i个变量的方差贡献率。在使用脉冲响应函数和方差分解时,一般采用Cholesky分解技术对回归残差进行正交化处理,而Cholesky分解技术将各方程误差项相关的部分归于VAR系统中的第一个变量的随机扰动项(Sims,1980),所以在进行脉冲响应函数和方差分解时,变量顺序选择就非常重要。本文根据格兰杰因果关系的检验结果确定变量顺序为股票价格(LSP)通货膨胀预期(LPE)通货膨胀率(LCPI)③。
图1和图2是通货膨胀率、通胀预期对股票价格一个标准差冲击的脉冲响应过程。横轴表示冲击发生的时间间隔,我们选取了脉冲响应函数的滞后期为12个季度,纵轴表示变量受到1个标准差冲击的响应程度,虚线表示1倍标准差的置信区间。
图1中,股票价格1个标准差的正冲击发生后,通货膨胀率在第1、第2季度为负响应,第3季度变为正响应,第5季度正响应达到最大值,此后这种向上的影响开始减弱,并表现为一个向下的趋势,从第9季度开始,通货膨胀率又进入负响应区。
图2中,股票价格1个标准差的正冲击发生后,通胀预期在第1季度为负响应,第2季度变为正响应,第4季度正响应达到最大值,此后表现为一个向下的趋势,从第5季度至第8季度为微弱的负响应,第9季度开始通胀预期进入显著的负响应区。
图3表示通货膨胀率的方差分解结果。可以看出,股票价格冲击对通货膨胀率的贡献度不断增大,在第12个季度其对通货膨胀率预测误差的贡献度最高达到55%;通胀预期冲击对通货膨胀率的预测误差的贡献度也相当大,在整个检验期内达20%左右。图4表示通胀预期的方差分解结果,可以看出,股票价格冲击对通胀预期的贡献度不断增大,在12个季度内其对通胀预期预测误差的贡献度最高达到35%,通货膨胀率冲击对通胀预期预测误差的贡献度在20%左右。
综合上述脉冲响应函数和方差分解结果,可以得出:股票价格对通货膨胀率和通胀预期均有重要的影响,股票价格的上升,在相当短的时期内,即1―2个季度内,与通货膨胀率和通胀预期负相关,然后从第2―3季度开始,股票价格与通货膨胀率和通胀预期正相关,第9季度开始,股票价格与通货膨胀率和通胀预期负相关。
三、结论和进一步的讨论
(一)主要结论
本文将我国2001年第1季度至2008年第4季度的上证综合指数、消费者价格指数、未来物价预期指数作为变量,通过建立向量自回归模型(VAR),运用格兰杰因果关系检验、脉冲响应函数、方差分解贡献值等方法,研究得出:(1)协整检验表明,我国股票价格、通货膨胀率和通胀预期之间存在长期稳定的关系。(2)格兰杰因果关系检验表明,股票价格是通货膨胀和通胀预期的格兰杰原因,反向因果关系不明显,并且我们认为这个结论是稳健的。(3)脉冲响应函数和方差分解结果显示,股票价格对通货膨胀率和通胀预期均有重要的影响,股票价格的上升,在相当短的时期内,即1―2个季度内,与通货膨胀率和通胀预期负相关,然后从第2―3季度开始,股票价格与通货膨胀率和通胀预期正相关,第9季度开始,股票价格与通货膨胀率和通胀预期负相关。
(二)理论解释
基于实证结论,我们建立股票市场和产品市场的一般均衡模型,利用财富效应和替代效应假说进行一般均衡分析,以进一步分析股票市场与产品市场的信息传递过程。根据格兰杰因果关系检验的结果,可以认为股票市场的变动引导了产品市场的变动,如图5所示,箭头由股票市场指向产品市场。
在经济陷于衰退时,伴随着产出下降和失业率的上升,股票价格和通货膨胀率处于下降通道中,此时为了应对通货紧缩和失业率上升,中央银行实行扩大货币供应量、降低利率等扩张性的货币政策,货币数量的扩张和流动性充足首先流入股票市场,导致股票市场需求向右移动,与此同时,证券管理当局停止了IPO,股票供给曲线可以假设不变,从而股票市场均衡价格上升。如图5所示,在T0时刻,股价率先出现了反转进入了上升通道,而在此时,物价仍然处于惯性下降过程中,股价与通货膨胀率负相关。随着股价的持续上涨,财富效应开始显现并大于替代效应,即股票价格的上涨通过直接增加居民名义财富、促进经济增长提高当前收入、提升消费者信心、托宾Q效应等渠道,扩大了消费和投资,导致总需求曲线右移,进而导致一般物价水平的提高。如图5所示,从T1开始股价和物价开始联袂上涨,即股价与通货膨胀率正相关。随着股价和物价的进一步上涨,股票市场出现了一定程度的泡沫,产品市场也处于复苏至繁荣的阶段,两个市场的繁荣极大地扩大了货币需求,要想维持并进一步推动两个市场的价格上涨,需要投入大量的货币,而此时,中央银行出于对通货膨胀的担忧,货币政策是相对从紧的④,货币数量的相对不足和流动性紧缩首先导致股票市场的高股价难以为继,股票市场的替代效应开始大于财富效应,即资金从股票市场撤出导致了股价的下跌,进入产品市场后又进一步推动了物价,可能导致产品市场严重的通货膨胀。如图5所示,从T2时刻开始,股价与通货膨胀率负相关。
(三)政策含义
1.对投资者进行股票投资的建议是:对长期投资者来说,可以选择在T0至T1这个阶段大胆建仓,虽然在这个阶段基本面的信息仍然可能很差,但是充足的流动性确保股市没有大跌的风险,从长期来看,投资者可以尽可能大地获得整个经济周期的投资收益。
2.可以认为,股价包含有未来通货膨胀、通胀预期的信息,股价可以作为未来通货膨胀预期的一个先行指示器,这与王虎等(2008)的结论是一致的。因此,我们认为在经济衰退、股价和物价均处于低位时,中央银行可以采取扩张性货币政策稳定并推动股市价格的上涨,通过发挥股市的财富效应带动实体经济的复苏。在股价处于高位、甚至出现一定泡沫,而产品物价处于温和上涨阶段,中央银行应该有目的地干预股票市场,保持股票市场和产品市场的协调发展。
(四)需进一步研究的问题
一是,本文中我们建立了股票市场和产品市场的一般均衡模型分析股价与通货膨胀的关系和信息传递过程,下一步我们可以将货币市场纳入进来,分析货币市场、股票市场和产品市场的一般均衡,可以得出一些更有意义的结论。二是,中央银行的货币政策如何平衡和协调股票市场和产品市场的发展,本文并没有提出具体的政策建议,还有待进一步的研究。
注:
①参见易丹辉,《数据分析与Eviews应用》,北京:中国统计出版社2002年版。
②我们也检验了滞后1、2、3期的格兰杰因果关系。在滞后2期、3期时,接受股票价格是通胀、通胀预期的格兰杰原因,拒绝通胀、通胀预期分别是股票价格的格兰杰原因;滞后1期时,股票价格与通胀存在双向格兰杰因果关系,而股票价格与通胀预期不存在格兰杰因果关系,因此总的来说,股票价格是导致通胀、通胀预期的格兰杰原因的结论是稳健的。
③我们也按照股票价格(LSP)通货膨胀率(LCPI)通货膨胀预期(LPE)的顺序进行了脉冲响应函数和方差分解,检验结果相似,表明上述结果是稳健的。
④在股价和物价的上涨过程中,货币需求扩大,即使中央银行维持货币政策不变,货币数量也是相对从紧的。
参考文献:
[1]韩学红,郑妍妍,伍超明.对我国股票收益率与通货膨胀率关系的解释:1992―2007.金融研究,2008,(4).
[2]刘金全,王风云.资产收益率与通货膨胀率关联性的实证分析[J].财经研究,2004,(1).
[3]王虎,王宇伟,范从林.股票价格具有货币政策指示器功能吗――来自中国1997―2006年的经验证据[J].金融研究,2008,(6).
[4]Attanasio,O.PersonalsavingintheUnitedStates[M].InJamesM.Potera,ed.,InternationalComparisonsofHouseholdSaving,ChicagoandLondon:UniversityofChicagoPress,1994.
[5]Bakshi,G.S.andChen,Z.Inflation,assetprices,andthetermstructureofinterestratesinmonetaryeconomies[J].ReviewofFinancialStudies,1996,9.
[6]Balduzzi,P.Stockreturn,inflation,andtheproxyhypothesis:anewlookatthedata[J].EconomicsLetters,1995,48.
[7]Brav,Alon,Constantinides,G.M.andGeczy,C.Assetpricingwithheterogeneousconsumersandlimitedparticipation:Emiricalevidence[J].RodneyL.WhiteCenterforFinancialResearch,Workingpaper,2001.
[8]Campbell,J.Y.andAmmer,J.Whatmovesthestockandbondmarkets?Avariancedecompositionforlong-termassetreturns[J].JournalofFinance,1993,48.
[9]Choudhry,T.Inflationandratesofreturnonstocks:evidencefromhighinflationcountries[J].JournalofInternationalFinancialMarkets,InstitutionsandMoney,2001,11.
[10]Crosby,M.Stockreturnsandinflation[J].AustralianEconomicPapers,2001,40.
[11]Dynan,K.E.andMaki,D.M.Doesstockmarketwealthmatterforconsumption[J].FederalReserveBoard,Workingpaper,2001.
[12]Fama,E.F.Stockreturns,realactivity,inflation,andmoney[J].AmericanEconomicReview,1981,71.
[13]Fisher,I.Thetheoryofinterest[M].NewYork:Macmillan,1930.
[14]Gallagher,L.A.andTaylor,M.P.Thestockreturn-inflationpuzzlerevisited[J].EconomicLetters,2002,75.
[15]Granger,C.Investigatingcausalrelationsbyeconometricmodelsandcrossspectralmethods[J].Econometrica,1969,37,July.
[16]Goodhart,C.andHofmann,B.Assetpricesandtheconductofmonetarypolicy[J].LondonSchoolofEconomics,Workingpaper,2001.
[17]Hess,P.J.andLee,B.S.Stockreturnsandinflationwithsupplyanddemanddisturbances[J].Reviewoffinancialstudies,1999,12.
[18]Khil,J.andLeeB.Arecommonstocksagoodhedgeagainstinflation?EvidencefromthePacific-Rimcountries[J].Pacific-BasinFinanceJournal,2000,8.
