虽然宏观经济现象十分复杂,但描述宏观经济现象的主要指标体系却并不复杂,只有一些诸如经济增长率、通货膨胀率、失业率、投资率和其他描述实际经济、名义经济规模和变化的指标。虽然宏观经济指标体系并不繁琐,但是处理和分析这些指标之间的相互关系却异常艰难。如何判断主要宏观经济指标之间的相互影响和相互替代等问题,已经成为宏观经济理论和经济政策理论的核心内容。无论是作为重要政策分析工具的IS-LM曲线,还是市场均衡分析的AS-AD曲线,还是研究通货膨胀率与失业率之间替代的菲力普斯曲线等,都在致力于分析宏观经济指标之间相互影响的作用机制。但在对这些曲线、机制的认同上却存在着争论,远未达到理论和经验分析的统一(Turnovsky,1996)。在对这些指标之间替代和影响关系的长期争论中,虽然关于经济增长率(下面简称增长率)与通货膨胀率之间的影响关系没有被研究者忽视,但似乎也没有成为持久和突出的研究重点,只是近年来随着一些国家经济出现了新的态势,才得到日益广泛的重视(MallikandChowdhury,2001)。在目前的研究中,存在两种具有本质差别的认识和观点。一些研究认为通货膨胀有碍快速经济增长,因此他们推崇低通货膨胀的经济环境。例如Alexander(1997)坚持认为经济政策的主要目标之一仍然是保持较低的通货膨胀水平。
他的经验研究采用了经济增长方程,考虑了净资本存量和劳动力增量等生产投入要素。在增长率的回归方程中,资本和劳动投入等变量的系数是正的,但通货膨胀率的系数却是负的,它对增长率具有负的边际作用,通货膨胀有碍于经济增长。Barro(1996)的类似研究具有一定的规范性,他认为保持低通货膨胀不仅有利于提高增长率,而且“低通货膨胀和高增长”的组合具有更高的社会福利水平和资源配置效率。为此,他在回归方程中引入了经济增长的收敛趋势和人力资本的作用,使其具有内生经济增长的特征。Barro认为通货膨胀率增加10%,将使增长率降低0.2-0.3%,也使投资率(投资在GDP中所占比例)降低0.4-0.6%。需要注意,这只是通货膨胀的“短期成本”,如果从30年后的长期效果看是使增长率降低4-7%,因此应该避免高通货膨胀在经济增长过程中的长期存在。另一种观点否认或者不支持“低通货膨胀是快速经济增长的一个重要条件”。例如Stanners(1996)通过对于不同国家截面数据的研究发现,一些通货膨胀率较低的国家并没有实现超出自然率水平的快速经济增长。20世纪90年代,以日本经济为代表的一些国家出现了低通货膨胀下的经济持续萧条,这更促使人们开始怀疑低通货膨胀水平带来的增长效应。Krugman(1999)对日本经济萧条进行了长期研究,开出了一系列促使日本经济脱离货币政策“陷阱”的主张,但是目前来看却无一奏效。他认为根本原因就是货币政策的扩张性力度不够,因而日本低通货膨胀或者通货紧缩现象没有得到彻底缓解。
由此看来,将经济从通货紧缩转向通货膨胀,有时竟然比将经济从通货膨胀转为通货紧缩更为艰难。它带给人们的启示是:低通货膨胀并非有助于经济增长。如果研究我国经济增长率和通货膨胀率之间的影响关系问题,那么不仅需要采用新的研究方法,而且也要对结论给出新的解释。我们注意到,以往的研究方法存在一定的缺欠或者不够严谨的地方。首先,通过比较不同国家在截面数据上的平均表现,不能反映具体国家不同经济发展阶段所带来的影响,要想获得增长率与通货膨胀率之间的动态关系,必须对同一国家进行纵向数据的影响关系研究。这要求目标国家的样本当中实际经济和名义经济在不同阶段具有不同的形态。考虑到我国无论是增长率还是通货膨胀率都曾经出现过多种态势的变化,因此我国可以作为具有单一国家纵向样本数据的实例。其次,以往的研究仅注重增长率和通货膨胀率水平值之间的相互影响,这相当于研究处于较高水平时增长率和通货膨胀率之间的“静态影响”。我们将比较增长率和通货膨胀率增量之间的影响,以及两者波动性之间的影响,以获得动态相关性的认识,并检验两者之间增量的“动态”互动性。
二、通货膨胀率与经济增长率相关性模型及其检验
我们利用变量gt和πt表示月度(同比)实际GDP增长率和月度通货膨胀率;利用变量Tgt和Tπt表示序列当中的趋势成分。由于增长率和通货膨胀率当中显然不存在确定性的线性趋势成分,因此我们采用H-P滤波方法(HodrickandPrescott,1980)脱离时间序列当中的趋势成分。定义增长率和通货膨胀率序列当中的波动成分为:Cgt=gt-Tgt,Cπt=πt-Tπt。图1和图2给出了月度经济增长率和通货膨胀率的时间路径,样本范围为1990年1月至2001年12月,数据来源于《中国人民银行统计季报》。从图1和图2中的趋势成分可以看出,增长率和通货膨胀率具有类似的波动模式,而且波动的峰和谷是基本对应的。从图中的波动成分来看,出现了明显的波动聚类现象(在某个时间段内呈现密集性),这是条件异方差现象的体现。我们发现通货膨胀率中的波动成分出现了稳定的持续性,这说明通货膨胀率波动的方向比较稳定,体现了一定程度的价格粘性或者价格变化的单向性。由于经济变量之间的影响可能是水平值之间的关系,也有可能是波动成分之间或趋势成分之间的关系,因此在下面的经验检验当中,我们将分别处理这三种形式。下面我们使用三种不同的模型对增长率和通货膨胀率之间的关系进行检验。首先,我们使用水平值成分、波动成分和趋势成分之间的Granger影响关系检验;然后,我们使用二元变量之间的协整关系和误差修正模型,判断两者之间的短期相关性和长期均衡关系;最后,利用条件异方差模型(ARCH模型)来判断两者之间的“波动溢出效应”(volatilityspillovereffect)和波动性传导的非对称性等。
(一)经济增长率与通货膨胀率之间的Granger影响关系检验
首先描述增长率与通货膨胀率之间的动态相关性。目前一些研究认为,即使两者之间存在相关性,那么这些相关性在超前或者滞后上可能出现非对称性,即超前和滞后通货膨胀率同当期增长率之间的相关程度存在明显不同(KimandThomas,2000)。这种非对称性可能反映出价格调整在前,数量调整在后,名义经济对于实际经济的正向影响较强,对名义经济的反馈影响较弱等特征。我们计算两者之间的动态相关系数:ρ(j)=[cov(gt,πt+j)]/[σ(gt)σ(πt+j)](1)j=0,±1,±2,…,±p其中cov(gt,πt+j)是两个变量之间的协方差,σ(gt)和σ(πt+j)分别表示各自变量的标准差。j>0时表示当期增长率gt与滞后j期通货膨胀率πt+j之间的相关性;j<0时表示当期增长率gt与超前j期通货膨胀率πt+j之间的相关性;通过计算样本协方差和样本标准差,可以得到图3和图4所示的动态相关系数轨迹。纵轴表示增长率与通货膨胀率之间的相关系数,横轴表示相关性超前或者滞后的时间长度(选取12个月的范围)。可以看出,增长率与通货膨胀率之间所有时滞长度内的相关系数都是正的,并且相关系数都在0.5以上,说明两者之间的相关性在一年的范围内都是比较稳定的;在12个月的期限内,这种相关性轨迹呈现出一种凸型变化模式,超前1至2个月,通货膨胀率与当期增长率的相关性最强,达到0.67左右,这说明增长率对通货膨胀率产生反应的最大可能是在1至2个月之间,产出反应是比较灵敏的,这可能是由于价格上升造成的“名义增值”直接累积到“实际增值”中,短期内“名义扩张”直接带动“实际扩张”。从图3中我们也观察到动态相关性当中出现了一定程度的非对称性,超前通货膨胀率与增长率之间的相关性强于滞后通货膨胀率与增长率之间的相关性。这种非对称性导致了后面Granger因果检验当中通货膨胀率对于增长率影响关系的单向性。
类似地,我们可以分析增长率和通货膨胀率当中趋势成分和波动成分之间的动态相关性。如果分析增量之间的动态相关性,那么将得到更为深刻的启示。上述水平值之间的相关性是对两者之间影响关系“事后”状态的“静态”推断,是实际经济和名义经济经过“加速”或者“减速”后状态比较,而我们更为关注其间的互动过程和连带作用。图4给出了两者波动成分之间的动态相关性。首先,此时非对称性更为突出,尤其是超前影响的变化更为明显,而滞后影响变得极不稳定,甚至出现了方向上的更迭;其次,此时的相关程度远远低于水平值之间的相关程度,其中超前8个月的通货膨胀率冲击,对于当期的增长率波动影响最大,最大相关性达到0.32左右。这说明通货膨胀率周期同增长率周期并不同步,具有大约半年左右的时差,这意味着刺激或者诱导的价格膨胀,其产出的增长效果最大可能在半年以后体现出来。增长率波动成分同滞后通货膨胀率波动成分之间的滞后相关性非常微弱,意味着增长率的正向冲击对于价格波动没有显著影响,这也是价格粘性或者调整缓慢的体现。我们需要在简化式VAR模型中检验增长率与通货膨胀率之间的Granger影响(Mills,1999)。例如描述增长率gt与通货膨胀率πt的VAR模型的简化式为:gt=α10+∑pi=1α1t-igt-i+∑pi=1β1t-iπt-i+ε1t(2)πt=α20+∑pi=1α2t-igt-i+∑pi=1β2t-iπt-i+ε2t(3)其中,εt是具有白噪声性质的误差项。
Granger影响关系检验是上述模型当中滞后变量回归系数的显著性检验。例如,可以检验原假设:β1t-i=0,i=1,…,p,如果检验的F统计量拒绝原假设,则认为通货膨胀率对经济增长率具有显著的Granger影响,这时前期的通货膨胀率水平(趋势或者波动成分)具有解释增长率水平(趋势或者波动成分)的能力;如果F统计量未能拒绝原假设,则说明πt对gt没有显著的Granger影响,这时前期通货膨胀率与现期增长率之间的相关性较弱,体现出价格波动和实际产出变化的两分性。类似地,可以通过检验假设:α2t-i=0,i=1,…,p,来判断增长率对于通货膨胀率的反馈作用。如果gt对于πt具有显著的Granger影响,则说明增长率的变化将导致通货膨胀率的反应,这是实际经济规模需要名义经济规模支持的体现,此时名义经济与实际经济之间的关联性较强。根据动态相关性,选择半年时滞(p=6)进行增长率和通货膨胀率水平、趋势和波动成分之间的双向Granger影响关系检验,得到表1的检验结果(Granger影响简称为G影响)。检验结果表明,通货膨胀率的任何成分都对GDP增长率中的相应成分具有显著Granger影响,这说明价格水平变化具有解释实际产出变化的能力。这从逻辑关系上说明,目前我国经济增长速度出现的下滑,同出现的轻微通货紧缩有密切关系;在反向影响关系上,出现了增长率的趋势成分对于通货膨胀率趋势成分的显著Granger影响,这是产出趋势成分对于价格趋势成分的促进作用。
(二)经济增长率与通货膨胀率之间的协整关系检验与误差修正模型
为了判断增长率与通货膨胀率之间可能存在的协整关系和误差修正关系,需要先判断增长率和通货膨胀率序列的单整阶数,为此采用单位根检验。表2给出了单位根检验的ADF统计量和PP统计量(Mills,1999)。在1%的显著性水平下,ADF统计量均无法拒绝存在单位根的原假设(增长率的PP统计量检验除外)。我们仅采用ADF统计量的检验结果。进一步对增长率和通货膨胀率的差分序列进行单位根检验,在1%的显著水平下,检验发现它们的差分序列已是平稳过程(检验结果略)。因此,可以推断增长率和通货膨胀率序列都是1阶单整过程。假设二维随机向量为Xt=(gt,πt)′,它的p阶自回归模型为:Xt=A0+∑pi=1AiXt-i+εt(4)t=p+1,…,T其中εt是序列无关的残差序列,T是样本容量。为了简单起见,下述分析忽略了外生变量的影响。此时可以将上述模型表示为:ΔXt=A0+∏Xt-1+∑p-1i=1ΓiΔXt-i+εt(5)∏=∑pi=1Ai-I,Γi=-∑pj=i+1A如果矩阵是降秩的,即0<rank(∏)=r<2,这时存在列向量α和β,使得∏=αβ′,称其中的β为协整向量,可以将其标准化(取第一个分量为1)。以协整向量作为组合系数,可以使得β′Xt是平稳序列,也即所寻求的协整组合。经济时间序列的协整组合一般具有明显的经济含义,它表示这些经济变量的趋势成分之间存在长期影响关系,这种长期影响关系经常表示经济变量之间的长期均衡关系。在5%的显著性水平下,似然比统计量34.4大于对应的临界值15.4,因此检验拒绝“不存在任何协整关系”的原假设。
继续比较第2大特征根可知,增长率与通货膨胀率之间仅存在一个显著的协整关系。估计标准化协整向量为(1.000,-1.321),则协整关系的估计方程为:gt-1.321πt-0.101=u1t(6)其中u1t为平稳序列,它表示协整关系当中的动态偏差,常数项表示增长率与通货膨胀率之间的尺度差异。协整关系表明,增长率gt和通货膨胀率πt之间存在长期均衡关系,并且具有显著的正相关性,这不仅同图1和图2体现的基本特征相符,也同Granger影响关系检验的结果基本一致。利用协整关系方程,可以获得样本数据区间内协整误差的动态轨迹,并分析增长率和通货膨胀率短期偏离均衡关系的模式和时域。协整误差的动态轨迹由图5给出。从图5所示的协整路径图中可以清楚地看出,经济增长率和通货膨胀率之间的协整关系在1992年末至1996年底出现了比较急剧的调整过程。这个期间的实际经济波动和名义经济波动均显著地偏离其均衡状态,是我国经济发展相当活跃的时期。当1996年经济实现“软着陆”以后,无论是实际产出变化还是价格水平变化,都体现出调整之后的显著稳定性,这是经济运行接近自然率水平的表现,此时实际经济和名义经济波动都呈现一定的惰性,并蔓延和持续下来。利用协整组合变量,可以得到下述描述短期调整的ECM模型:ΔXt=A0+αβ′Xt-1+∑p-1i=1ΓiΔXt-i+BZt+εt(7)其中系数向量α表示误差调整过程的收敛速度。
如果误差调整系数的绝对值小于1,则意味着短期波动将向长期均衡收敛。具体估计增长率与通货膨胀率之间的误差修正模型(协整方程当中常数项估计接近于零,且统计上不显著,因此忽略。括号内数字表示t统计量,*号表示在5%的水平上显著,下同)为:Δgt=-0.574ut-1(-7.58)*+0.311Δgt-1(3.86)*+0.288Δgt-2(3.52)*-0.248Δπt-1(-0.30)-0.359Δπt-2(-0.44)(8)Δπt=-0.003ut-1(0.43)+0.005Δgt-1(0.55)-0.004Δgt-2(-0.42)-0.306Δπt-1(3.55)*+0.156Δπt-2(1.81)*(9)其中ut-1表示上个时期的误差修正项。误差修正模型结果与Granger影响关系检验和协整关系检验的结果基本一致。首先,在增长率的调整过程中,协整误差(与均衡水平的偏离)起到了显著修正作用。由于修正系数是负的,因此修正过程中增长率将产生震荡收敛趋势,并收敛到同经济发展阶段有关的自然率水平上;同时,增长率序列中仍然存在自身的回归调整,前期增长率和通货膨胀率差分(短期波动成分)对于当期调整也起到了显著作用。其次,通货膨胀率的短期修正模式与增长率的调整过程存在两点显著不同。一是通货膨胀率的调整并没有对协整偏离产生显著反应,这意味着实际经济规模与整体价格水平之间的差异无法直接促使价格水平加速或者减速变化,需要货币和利率等中介工具作用;二是价格调整主要依赖自回归过程,前期增长率的短期波动对于通货膨胀率调整没有显著影响,这是名义经济与实际经济两分,价格对于产出单向影响的体现。利用ECM模型可以求解出稳态均衡水平之间的关系。如果稳态通货膨胀率增加1个百分点,则诱导稳态增长率增加1.32个百分点,增长率增加1个百分点,则带动通货膨胀率上升0.76个百分点。虽然这些数量关系同Alexander(1997)等人的结论大相径庭,但对于判断我国经济增长和价格水平的长波趋势具有重要参考价值。
(三)经济增长率与通货膨胀率之间的波动溢出效应分析
即使一个时间序列是平稳(无条件方差为常数)的,它的条件方差也可能出现随着时间发展而变异现象,这就是Engle(1982)首先发现的条件异方差模型(简称为ARCH模型)。下面我们采用ARCH模型及其推广形式(称为GARCH模型)来描述增长率和通货膨胀率当中的波动性及其相互影响。
1.描述通货膨胀率πi的GARCH(p,q)模型由两部分组成。第一部分是数据生成过程(均值过程):πt=α+∑mi=1θiπt-i+εt+∑nj=1ηjεt-j(10)上面假设通货膨胀率πt服从ARMA(m,n)过程。其中残差序列是条件异方差过程,表示通货膨胀率的波动具有聚类性和持续性(如图2所示)。在已知信息集It-1={πs,εs;s≤t-1}的条件下,假设绝对残差序列的条件分布为正态概率分布,但具有随时间变化(简称时变)的条件方差:εtIt-1～N(0,h21),t=1,2,…,T(11)GARCH(p,q)模型的第二部分由条件异方差过程组成(方差方程),假设条件异方差序列满足:h2t=β+∑qt=1iε2t-i+∑pj=1ψjh2t-j(12)β>0;i>0,i=1,…,p;ψj>0,j=1,…,q这说明条件方差不仅依赖过去的条件方差(GARCH项),而且依赖模型过去绝对残差的平方(ARCH项)。由于GARCH模型的条件方差依赖过去已经实现了的波动程度和已经变更的信息,因此它能够用于描述一些平稳性和波动性混合的数据生成过程。利用信息准则和拟合优度检验(Mills,1999),选择增长率的均值过程为AR(1),然后建立并估计GARCH(1,1)模型如下(仅给出方差方程,均值方程略):h2gt=1.69×10-5(0.56)+0.521ε2gt-1(6.98)*+0.758h2gt-1(22.5)(13)类似地,选择ARMA(2,1)过程描述通货膨胀率的均值过程,并估计通货膨胀率序列的GARCH(1,1)模型:h2πt=4.45×10-6(2.32)*+0.123ε2πt-1(2.09)*+0.892h2πt-1(15.8)*(14)从方差方程估计的显著性上看,上述模型的估计效果较好,表明增长率和通货膨胀率序列中存在条件异方差现象。注意到上述方程中表示条件异方差影响的GARCH项影响更为显著,这说明无论是经济增长率还是通货膨胀率的波动性都具有显著的条件依赖性。条件异方差曲线由图6和7所示。图6表示的条件方差轨迹同预期基本一致,1994-1997年条件方差波动最为显著,此时无论是实际经济还是名义经济都比较活跃,出现代表性的经济“双高”态势;在图7表示的条件方差轨迹中,第一轮波动聚类区间对应着1992经济回升到1996年经济“软着陆”,这个期间出现了一个典型的价格波动过程。第二轮波动聚类区间对应2001年至今,这轮波动性是由通货紧缩预期导致的。因为条件方差度量的是均方离差,无法识别向上波动和向下波动,因此第二轮波动聚类很可能表示紧缩波动,对此形成的加剧通货紧缩迹象应给予足够重视。
2.进一步可以判断波动性对于序列绝对水平的影响。例如,我们将试图判断是否随着增长率波动程度的加大,增长率的绝对水平也随之增加。为此在均值方程引入条件标准差,构造GARCH-M模型:gt=α+λhgt+∑mi=1θiggt-i+εgt+∑nj=1ηjεgt-j(15)如果上述方程中当期条件标准差的调整系数λ>0,则意味着存在对波动性的“风险奖励”,即经济增长的风险(波动性)增加将导致增长率的绝对水平提高;否则,如果当期条件标准差的调整系数λ<0,则意味着存在增长风险带来的“风险惩罚”。在存在“风险奖励”或者“风险惩罚”时,还可以进一步计算出为了保持确定性增长而愿意放弃的增长水平(风险溢价)等。估计增长率和通货膨胀率序列的GARCH-M模型结果为(均值过程和方差过程的阶数不变):gt=0.028(2.47)*+0.297hgt(2.12)*+0.648gt-1(7.28)*(16)πt=-0.006(1.60)+0.711hπt(1.49)+0.942πt-1(50.1)*(17)上述估计结果表明,增长率序列存在显著“风险奖励”,这表明适度的增长波动性对于维持较高增长水平具有促进作用,同时也说明增长型经济周期具有一定程度的内生波动属性。通货膨胀率序列中虽然存在正的“风险奖励”,但是并不显著,这是由于价格紧缩阶段的稳定性导致的。
3.增长率和通货膨胀率中的波动成分之间可能存在波动性的互动影响或者“溢出影响”,例如从通货膨胀率波动向增长率波动性的短期“溢出效应”可以通过下述模型表示出来:hgt=β+∑qi=1iε2gt-i+∑pj=1φjhgt-j+∑rl=1ζlε2πt-l(18)ε2πt-l表示前期出现在通货膨胀率中的冲击或者扰动,如果这些扰动项的系数显著为正,说明存在通货膨胀率向增长率的溢出效应。类似地,可以度量从增长率向通货膨胀率的波动“溢出效应”。具体估计“溢出效应”模型为:hgt=1.69×10-5(>10)*+0.521ε2gt-1(>10)*+0.758hgt-1(>10)*+2.54×10-14ε2πt-1(4.96)*(19)hπt=6.79×10-6(5.42)*+0.09ε2πt-1(26.9)*+0.80hπt-1(52.4)*+8.01×10-6ε2gt-1(0.42)(20)上述结果表明存在通货膨胀率对于增长率的“溢出效应”,即价格波动性将导致产出波动性,这是价格机制的实际体现。与此相反,增长率波动性却对价格波动性没有显著“溢出效应”,即使产出出现波动,价格水平却存在一定程度的粘性。这说明出现需求冲击时,市场的主要反应是进行数量调整,而没有进行明显的价格调整,这种现象可能是卖方市场的基本特征。
4.可以利用非对称性的GARCH模型检验通货膨胀率对于增长率中正向冲击和反向冲击的不同反应,判断价格调整过程中存在的非对称性。价格波动的“杠杆效应”可以通过阈值(threshold)ARCH模型描述(称为TGARCH模型)。例如,描述通货膨胀率的TGARCH模型的方差方程为:hπt=β+∑qi=1iε2πt-i+∑pj=1φjhπt-j+ωDπtε2πt-1(21)其中变量Dt是表示绝对残差变化方向的哑变量,当εgt-1<0时,Dgt=1;当εgt-1≥0时,Dgt=0。在TGARCH模型中,如果系数ω<0并且显著,则波动性对正向冲击的反应大于对反向冲击的反应,从而体现波动程度的非对称性。TGARCH模型的具体估计结果为:hgt=8.29×10-5(2.04)*+0.803ε2gt-1(5.40)*+0.714hgt-1(22.5)*-0.629Dgtε2gt-1(-2.41)*(22)hπt=4.58×10-6(2.24)*+0.454ε2πt-1(2.17)*+0.874hπt-1(13.3)*-0.311Dπtε2πt-1(-3.21)(23)检验结果表明Dt的系数为负且显著,因此增长率和通货膨胀率的波动性中均存在一定程度的非对称性,这说明增长率和通货膨胀率中出现的反向冲击降低了市场波动程度,而正向冲击加剧了市场波动程度。非对称性程度可以通过图8和9体现出来。当增长率出现幅度为0.5的正向和反向冲击时,增长率波动性的变化分别为0.005和0.003,显然正向冲击的作用更强一些;通货膨胀率波动性中存在的非对称性程度要比增长率稍强一些,这是由于价格调整中存在向下粘性所致。TGARCH模型所揭示的非对称性具有重要的市场机制和政策操作方面的启示。无论是增长率还是通货膨胀率,一旦出现了正向冲击,由此导致的“示范效应”和“追涨效应”将是非常明显的,这些都同正向冲击带来的利润预期增加和投资扩张等行为有密切关系。
三、经济增长率与通货膨胀率相关性的经验检验结论和经济政策启示
上面我们使用了多种计量方法对增长率和通货膨胀率之间的影响关系进行了检验,并且得到了许多重要的结论。需要说明的是,这些统计关系上的结论尚缺乏具有行为基础的经济模型支持,这也是目前增长率和通货膨胀率关系研究的主要缺欠。准确和深刻地揭示两者之间的本质关系,还需要通过实际经济和名义经济之间的数量转换关系和国民经济核算体系,通过各种理性或者渐近理性(利润最大化和效用最大化等)约束下的资源配置过程来进行。由于目前尚无一个得到公认的模型体系,我们只能结合上述检验结果,讨论两者之间关系的一些典型特征,并分析相应的经济政策启示。
第一,毋庸置疑的是,在大量的经验检验中,我们发现我国经济运行存在增长率和通货膨胀率(水平、趋势和波动成分)之间显著的正相关关系,并且比较稳定。这样的统计结论支持“适度通货膨胀有助于经济保持快速增长”的理论命题。我们通过两者各种成分之间的Granger影响关系检验,不仅发现通货膨胀率对于增长率具有一定程度的促进作用,而且发现了增长率对于通货膨胀率的趋势具有反馈作用。这说明适度通货膨胀对于保持经济增长是有利的,但快速经济增长会对通货膨胀产生反馈作用,即“快速经济增长会导致跟进的通货膨胀”。因此,增长率与通货膨胀率之间的关系,就像是在走钢丝,艰难和复杂的影响关系将给制定经济政策及其操作带来了困难,同时也为制定和调整经济政策带来了深刻启示。
第二,可以清楚地看出,我们采用单一国家的纵向样本数据建立计量模型,将检验的重点放在增长率和通货膨胀率波动成分和波动性之间的影响关系上,刻画了波动性形成的“风险奖励”和“溢出效应”等非对称性。这些都是从增量角度和风险角度分析和度量增长率和通货膨胀率之间“互动”、“反馈”和“引导”等关系的计量方法。我们发现,无论是增长率还是通货膨胀率,较高的波动性或者变差都伴随着较高的水平值出现,这是一个十分重要的现象,意味着经济波动并不是什么“坏事”,对于增长型经济周期来说,适度波动将促使平均增速得以提高,其启示便是收缩阶段将积蓄经济反弹的能量,从而经济周期具有一定的内生属性。但是,当经济处于收缩阶段时,政策诱导的适度波动是促使经济转入扩张,还是加剧下滑,需要进一步思考和检验,这种非对称性非常重要。
一、通货膨胀目标制的内涵
作为一种货币政策框架，通货膨胀目标制的基本含义是：货币当局明确以物价稳定为首要目标，并公布通货膨胀率的目标值；同时，通过一定的方法预测通货膨胀的未来走势，将此预测与已经明确宣布的通货膨胀的控制目标相比较，并进行相应的货币政策操作使得届时的通货膨胀率落在目标区内。各采用国在具体操作上当然不尽相同，但均具有以下3特点：①中央银行明确地设定并公布通货膨胀率的控制目标；②该目标的实现为中央银行的优先任务，因此，“经济成长”“充分就业”“国际收支的均衡”为次元目标；③对于目标的实现与否、变更等，中央银行负有信息披露的责任，以期提高货币政策的透明度以及信誉度。
那么，为什么会产生这样的一种货币政策框架呢？其根本原因在于上世纪90年代以后，以弗里德曼为代表的货币主义所主张的“货币中性论”在经济学界、经济政策界日益被认同，即货币从长期来看是中性的，货币供给的变动只会对物价水平有持久的影响，而对产出、就业等实际变量不会产生长久的影响。而一个高水平、易变的通货膨胀，将降低价格信号的准确性、扭曲资源的优化配置机制，从而阻碍经济的良好发展。因此，根据货币中性理论，货币政策的目标指向增加产出、提高就业是没有意义的，保持较低的、稳定的通货膨胀才是合理的，它有利于以促进经济的中长期良好发展。但是，货币从短期来看又不是中性的，货币政策的缓和对产出的提高、失业率的下降具有短期效果。所以，货币当局会不时地受到来自于政府、国会、产业界等各方面的压力，不得不违心地进行政策的缓和。那么，如何使中央银行能有效地抵御这些压力呢？这一客观需求促使了通货膨胀目标制的诞生。因为在这样的制度安排下，通货膨胀控制目标的明确公布，以及货币政策透明度的提高都将有助于中央银行独立性的强化，进而使中央银行能有效地抵御这些压力。
二、五个早期采用国的政策实践及评价
以下以90年代初期最早采用通货膨胀目标制的5个工业国（新西兰、加拿大、英国、瑞典、澳大利亚）为对象，简括地介绍并评价这5国通货膨胀目标制的政策实践。
（一）此五国政策实践的共同点
1．以CPI（或核心CPI）为通货膨胀的衡量指标，控制目标值为年率2%～3%。
2．在通货膨胀目标制采用后，中央银行的独立性得到了普遍提高（特别是新西兰和英国为此特意改正了各自的《中央银行法》），它们在货币政策操作时拥有相当大的自。
3．政策运行中，同时注重对产出等的影响，即，各国采用的是一种“有弹性”“灵活”的制度框架，中央银行在维持中长期价格稳定的目标内，灵活地应对经济形势的变化，在经济面临冲击时对政策进行相应的短期调整、允许目标发生短期偏离。按照Svensson（1997）等人的观点，一种“灵活”的通货膨胀目标制的中心思想就是“锚住”通货膨胀预期、降低通货膨胀的波动，而且正是这种灵活性又可以同时稳定产出。
4．在实践中，它们十分注意政策的信息披露和政策的透明性。
5．在实际操作面上：①它们均建立了预测通胀的模型，而且利用通胀预测作为货币政策的中介目标。②在实践中，它们都利用短期利率作为主要操作指标，并依赖发达的金融市场来影响长期利率等变量的改变，进而影响总需求、物价等宏观经济变量。
（二）评价
首先，我们看一下通货膨胀目标制采用前、后通货膨胀率的变化，表1为这5国采用前10年以及采用后至2005年末的年平均通胀率以及其波动（用标准差反映）情况。可以看到，各国的通胀率在采用后大幅下降，同时，通货膨胀波动也急剧缩小。
当然，20世纪90年代是一个世界性通胀率由高到低的年代，许多非通货膨胀目标制的国家也有着相同的经历，因此似乎无法简单地就此判断上述5国通货膨胀目标制的采用与之后良好的通货膨胀表现之间的因果关系。
但是，上述5国中的英国、瑞典有着收益率与通胀率连动的国债市场，将它与一般的国债市场相比可以计算出预期通胀率。该2国的纪录显示，通货膨胀目标制采用后经过2～3年的过渡、这一货币政策的公信度为公众所认可后，预期通胀率开始下降、并且之后保持着稳定。这一事实表明，通货膨胀目标制对降低预期通胀率、治理通货膨胀以及之后的物价稳定具有有益的影响。
第二，对产出的影响。企业和个人在做出涉及未来的实业投资、金融投资的决策和规划时，必然预测未来的通货膨胀情况。经济理论和以往的经验显示，高通货膨胀往往伴随着较大的物价水平波动，它增加了相对价格和未来价格水平的不确定性，阻碍经济主体的投资规划和决策，从而对产出的稳定增长产生负影响。由于通货膨胀目标制对中长期的通货膨胀预期提供了一个比较清晰可靠的路径,减少了不确定性通胀的冲击和由此带来的成本，因此，它将为缩小产出的振荡幅度、促进经济的中长期良好发展提供一个良好的“平台”。虽然目前为止的实证分析对此尚没完全一致的结论，但表2显示：此5国采用通货膨胀目标制后，GDP成长速度加快的同时其波动（用标准差反映）明显缩小(新西兰除外)，表明通货膨胀目标制对缩小产出的振荡幅度、进而促进经济的中长期良好发展具有积极意义。
第三，货币政策的透明度与信誉度得到了提高。除定期出版《通货膨胀报告》（一般为季刊）外，中央银行还通过官方网页、行长等高级官员不定时的演讲、记者招待会、接受专访等方式（英国、瑞典两国，事后还公布货币政策委员会议的备忘录），分析经济运行情况、讨论与通货膨胀关系密切的金融和经济变量、并预测通货膨胀的前景，等等。政策透明度的提高，一方面有利于增强公众对货币政策的信心，另一方面也有利于公众对中央银行货币政策的绩效进行评价和监督。
综上所述，以上的分析结果表明：通货膨胀目标制的实行对这5国经济具有积极影响。它有利于“锚住”通货膨胀预期、降低通货膨胀的变动率，而一个清晰可靠的通货膨胀预期路径将有助于减少企业和消费者进行投资、消费决策和规划时所面临的不确定性，有利于经济的长期发展。当然，90年代以来，几乎所有工业化国家的宏观经济表现都有改善，都呈现出了低通胀、增长稳定的态势，这是由多方面的因素造成的，但我们不能因此而否认通货膨胀目标制这一重要因素的贡献。
三、对我国的借鉴与启示
通过对中长期通货膨胀率“名义锚”的设定，通货膨胀目标制在引导公众、市场预期的简易性和大众化方面有着无可替代的作用，它将会使人们对未来的物价形成一种比较稳定的预期，从而简化经济主体的经济决策模型，并鼓励他们进行长期性的经济决策，这样有利于宏观经济的稳定和经济增长质量的提高。并且，实行通货膨胀目标制可以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。因此，可以认为通货膨胀目标制是一种理想的制度安排。
但是，通货膨胀目标制并不是可以“放之四海”的灵丹妙药，其适用性要求一定的前提条件。货币政策的独立性、央行没有维持其他变量尤其是汇率目标的义务、较高的预测通胀率的能力、顺畅的货币政策传导机制是保证这一制度安排有效运转的基本前提条件。通观实行通货膨胀目标制的此5国，中央银行已经具备了真正意义上的独立性货币政策；并且它具有发达的金融市场和健全的银行体系，利率、汇率由市场决定，具备了良好的货币政策传导环境；同时它们皆建立了一个科学的通货膨胀预测模型。与其相比较，就我国目前的情况而言，现阶段通货膨胀目标制在我国尚缺乏可行性，这主要表现在以下几点：
（一）货币政策目标的不明确
《中国人民银行法》阐述我国目前货币政策目标是“保持货币币值的稳定并以此促进经济增长”，从字面上看是单一目标制，但在实际操作中，经济增长、汇率稳定都居于重要位置。而货币政策目标的不明确使得货币政策操作容易偏离价格稳定的目标。
（二）中央银行的独立性较弱
《中国人民银行法》规定“中国人民银行就年度货币供应量、利率、汇率和国务院规定的其他重要事项做出的决定，报国务院批准后实行”，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。
（三）货币政策的传导机制不畅
中国目前并不是一个成熟的市场经济体，金融体制仍旧处于政府计划管理向市场转型的过程，利率、汇率尚未市场化，不能真实反映市场状况。利率作为货币政策的主要传导工具，在我国尚未实现市场化，货币需求和投资的利率弹性都非常小，利率的高低不能反映市场需求，货币政策的传导机制不畅。同时，由于我国目前汇率的形成处于向一个“合理的、灵活”的汇率形成机制的过渡阶段，中央银行的外汇干预必然引起基础货币的扩张或收缩，从而影响货币供应量、进而对价格水平产生不利影响。
（四）人民银行是否具备较强的预测通胀率的能力
从货币政策操作到影响通货膨胀率存在一个相当长的时滞，我国又正处于不断改革之中，经济现象错综复杂、各方面的差异较大，因此更加大了准确预测通胀率的难度，用计量模型来反映如此庞大的一个经济体运行规律并模拟其未来的运行轨迹难度很大。
（五）与西方工业国相比，我国货币政策的透明度、信息披露的力度还有待提高
关键词：通货膨胀；通货膨胀不确定性：通货膨胀目标制：文献评述
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1006－1428(2008)03－0010－05
一、导论
目前，通货膨胀问题成为当前决策层和学术界关注的焦点之一。政府对通货膨胀进行调控的力度和效果的不确定性以及潜在外生冲击的不确定性将引发微观经济主体难以判断未来的通货膨胀水平，也即存在通货膨胀不确定性。
通货膨胀不确定性将扭曲微观经济主体的跨期储蓄决策和投资决策，影响市场的预期相对价格水平，阻碍真实价格信息在市场间的传递，导致价格机制对经济资源配置效率的下降，从而可能降低经济的实际产出。一个普遍的观点认为：如果通货膨胀被很好地预期，那么通货膨胀产生的成本就较小；如果通货膨胀提高了通货膨胀不确定性，那么它的成本就相对较大。因此，通货膨胀不确定性被认为是联系通货膨胀和实际经济活动的中间环节，也即高通货膨胀产生的经济成本是由于微观经济主体对未来通货膨胀的不确定增加了，并据此调整自身的经济行为而引起的。鉴此，了解通货膨胀不确定性与通货膨胀水平、经济活动以及货币政策规则之间的关系对当前我国制定有效的反通货膨胀货币政策具有重要意义。
国外对该问题的研究已经相对成熟，存在大量的理论研究和实证研究。但国内对通货膨胀不确定性问题的研究尚不多见。本文将对国内外该领域的研究成果，从理论模型和实证研究两个方面进行较为全面的梳理与评价。
二、通货膨胀不确定性与通货膨胀
(一)理论分析
1、高通货膨胀导致高通货膨胀不确定性的理论分析。
Okun(1971)首先提出高通货膨胀导致高通货膨胀不确定性，并可能降低社会总产出的论断，Friedman(1977)在其诺贝尔经济学得奖演讲上再次对该论断进行了阐述，其后，Ball(1992)用一个非对称信息博弈模型理论化了Okun和Friedman的论断。Ball(1992)的博弈模型中包含两种类型的货币政策制定者：强货币政策制定者和弱货币政策制定者。公众知道强货币政策制定者愿意忍受实行反通货膨胀的成本，而弱货币政策制定者不愿意。当通货膨胀很低的时候，两种类型的政策制定者都将保持低通货膨胀，因此通货膨胀不确定性将很低；然而，如果一个非预期的冲击使得当前的通货膨胀提高的话，只有强货币政策制定者将进行反通货膨胀操作，由于假设两种类型的货币政策制定者以随机方式掌权，从而公众并不清楚何时反通货膨胀政策能被执行，因此高通货膨胀将增加通货膨胀不确定性。
Ball考虑货币政策体制不确定性对通货膨胀不确定性的影响。而Holland(1993)提供了通货膨胀和通货膨胀不确定性之间关系的另外一种解释，他考虑在给定一定货币数量变化下，经济参与者预期价格水平变化幅度不确定性的影响，其结果是高通货膨胀下，货币存量变化对总体价格影响的不确定性增加，从而通货膨胀不确定性增加。
2、高通货膨胀不确定性导致高通货膨胀的理论分析。
Cukierman和Melzter(1986)和Cukierman(1992)的模型隐含高通货膨胀不确定性可能导致未来更高通货膨胀水平的结论。该模型包含一个“机会主义”的货币政策制定者，它有一个多期的目标函数，这个目标函数反映货币政策制定者既有控制通货膨胀，也有通过创造不可预期的货币增长来刺激经济的双重目标，赋予这两个目标的权重是随机的。货币政策制定者知道公众如何预期货币增长和通货膨胀，它们通过比较刺激经济的收益和通货膨胀的成本来选择一个货币增长计划，使其目标函数最大化。Cukierman认为货币增长不确定性来源两个方面：一方面是货币政策操作的非精确性，另一方面是货币政策制定者目标函数的变化。当货币政策操作误差较高的时候，公众就必须得花更多的时间来辨别实际货币增长相对于预期的偏离是货币政策制定者的目标函数转变还是操作过程的误差所致，也即公众面临着推论的不确定性，他们对扩张性货币政策的抵消行为的负面效果会小于创造非预期的货币增长以刺激经济的正面效果。从而，货币政策制定者愿意以当期的经济增长换取下期的通货膨胀。因此，货币增长不确定性提高将导致最优平均货币增长的上升，进而引发下期更高的通货膨胀。
(二)实证研究
对通货膨胀与通货膨胀不确定性的实证研究要远远早于两者关系的理论研究，但实证研究碰到的一个主要问题是如何衡量通货膨胀不确定性，因为它无法直接观察，只能以某种替代变量来衡量。
1、以通货膨胀观测值的方差/标准差作为不确定性的衡量方式。
早期的实证研究往往简单的将通货膨胀观测值的方差或标准差作为不确定性的衡量方式。例如，Okun(1971)、Foster(1978)、Pagan，Hall和Trivedi(1983)。这些研究大部分支持通货膨胀与通货膨胀不确定性存在正相关关系，也即高通货膨胀水平往往伴随高通货膨胀不确定性。但是这种不确定性衡量方式无法区分波动率中的可预测部分和不可预测部分，因为经济参与者即使能用可得信息预测到部分波动率，预测到的部分也会在方差中反映出来。实际上，只有不可预测的波动率才是不确定性的有效衡量方式。因此，通货膨胀方差或标准差不是通货膨胀不确定性的有效衡量方式，它可能会夸大两者的相关程度。
2、以通货膨胀预测调查的预测方差/标准差作为不确定性的衡量方式。
这种衡量方式主要采用美国的Livingston或SRC调查中个人对未来通货膨胀的预期数据，因此也主要用于研究美国的通货膨胀不确定性。这种衡量方式也大都支持通货膨胀与通货膨胀不确定性有正向相关关系。但这种不确定性的衡量方式会受到个人预测者诸多主观因素影响，并不可避免地会碰到预测者是否具有代表性的问题(Zarnowitz和Lambros，1987)。
3、以计量经济模型的条件方差作为不确定性的衡量方式。
随着Engle(1982)的ARCH模型、Bollerslev(1986)的GARCH模型以及其后的一些非对称性GARCH类模型如AGARCH，TGARCH，EGARCH等和具有分形特征的长记忆模型的提出，条件方差就成为主要的通货膨胀不确定性衡量方式，这是因为GARCH模型能在给定经济结构下，明确估计通货膨胀在不可预测冲击下时变的条件方差，它比前面两种衡量方式更能反映不
确定性。
为了反映货币政策体制的转换和人们预期变化对不确定性的影响，研究者也在条件均值等式和条件方差等式中引入时变参数(time－varying parame－ter)或马尔柯夫体制转换(markov－switching)。
但这种衡量方式也并非十全十美，因为它必须以计量模型能很好的拟合通货膨胀演变路径为基础，否则以计量经济模型产生的条件方差作为不确定性衡量方式会产生很大的偏差，甚至得出不同的结论。例如，Allan和Marcel(1996)用加拿大CPI和核心通货膨胀率数据，采用一个简单的自回归模型和一个包含产出缺口、进口价格指数，石油冲击和间接税率等变量的约简菲利普斯曲线模型，发现在自回归模型中，通货膨胀和通货膨胀不确定之间存在一个显著的正相关关系，但在约简模型中，这种关系并不显著，说明两者之间关系存在模型依赖问题。
4、通货膨胀不确定性和通货膨胀的因果关系检验。
以上文献对通货膨胀不确定性和通货膨胀之间关系进行研究的估计方法一般有两种：一是两步法，即先用模型拟合得到条件异方差，而后将其作为因变量或自变量进行回归分析，得出反映两者关系的系数；另一种是最大似然估计法，即在条件均值等式加入滞后条件方差或在条件方差等式中加入滞后通货膨胀率，而后进行最大似然估计，得出反映两者关系的系数。实际上，这种估计结果反映的是两者之间的相关关系，而不是如Ball(1992)或Cukierman和Meizter(1986)的理论模型中所反映的因果关系。鉴于此，也有一部分文献对两者关系进行Ganger－causality检验。这些研究结论都支持高通货膨胀引发高通货膨胀不确定性的假说，但反过来，高通货膨胀不确定性导致高通货膨胀的假说的证据却不尽相同。
三、通货膨胀不确定性与实际经济活动
通货膨胀不确定性与产出之间关系是实证研究的另一个重点，例如，Hayford(2000)采用Livingstion调查数据，发现对未来失业率的不确定性与通货膨胀正相关，通货膨胀是失业率不确定性的Granger原因，通货膨胀不确定性或失业率不确定性都会暂时减缓实际GDP的增长；Jyh－Lin Wu et al(2003)采用一个带有马尔柯夫转换方差的时变系数模型(time varying parameter model)研究美国1957年到2000年的通货膨胀不确定性和实际GDP关系，将通货膨胀不确定性区分为回归系数变化引起的不确定性(由经济体制转化和人们对货币政策体制预期变化引起的)和扰动项异方差的不确定性(由不可预期的经济冲击引起的)，发现回归系数改变引起的通货膨胀不确定性对实际GDP有一个显著的影响，但是源于扰动项异方差性的不确定性的影响可以忽略不计。
除了产出之外，经济学家们还关心另一个主要的宏观经济变量失业率，因此，也存在研究通货膨胀不确定性与失业率之间关系的文献，例如，Steven和Jon(1997)采用时变参数ARCH模型检验通货膨胀不确定性和失业率之间的关系，发现通货膨胀不确定性和失业率之间存在一个显著的正向关系，但是这种关系会受到样本时段、样本产业和经济周期的影响。
另外，也有一些研究关注通货膨胀不确定性与其他经济活动的关系，例如，N．Apergis(1997)用ARCH模型拟合通货膨胀不确定性，并将其加入货币需求等式，发现这样的货币需求等式可用于解释1988年希腊货币体系的管制放松对通货膨胀不确定性的影响；Bryce Kanago(1998)的研究表明通货膨胀不确定性和合约持续期(contract duration)之间存在一个负相关关系。
这些研究成果从不同的角度将通货膨胀不确定性和实际经济活动联系起来，有利于货币当局大致衡量通货膨胀不确定性所造成的社会成本，并为各国的货币政策选择提供决策支持。例如，多数通货膨胀和通货膨胀不确定性之间关系的实证研究结果支持两者存在正向相关关系的结论，进一步，如果高通货膨胀不确定性会对实际经济活动，如产出，就业等产生较为严重的负面影响，那么这些研究成果的一个明显的政策含义就是货币当局应该以低通货膨胀而不是经济增长或充分就业为主要货币政策目标。
四、通货膨胀不确定性与通货膨胀目标制
从上面分析我们可以看出，由未来经济的随机冲击引起的通货膨胀不确定性是不可避免，但由公众与货币当局之间在货币政策上的信息不对称引起的通货膨胀不确定性原则上却可通过加强货币政策的透明度和提高货币当局信誉的措施加以规避。一些发达国家的货币当局在实践的过程中，逐渐形成一种高度透明的货币政策框架――通货膨胀目标制(inflation targeting)。一般认为通货膨胀目标制有三个基本的特征：第一，存在一个明确的通货膨胀目标值，它可以是一个目标点或是一个目标区间，通常以消费物价指数，或是剔除掉短期成分的消费物价指数来衡量。取得这个通货膨胀目标值或将通货膨胀控制在目标区间内是货币当局的主要货币政策目标，同时，货币当局不应该存在其他的名义锚，如汇率目标或货币增长目标；第二，存在一个通货膨胀预测目标(inflation－forecast targeting)的货币政策决定程序，也即货币当局设定某个货币政策工具，使得基于所有相关信息集合下对通货膨胀的预期与通货膨胀目标一致；第三，高度透明性(transparency)和义务性(accountability)，中央银行有责任取得目标通货膨胀，并提供透明的货币政策报告。
通货膨胀目标制下，货币当局对取得目标通货膨胀的义务性和货币政策的透明性降低了公众与货币当局之间的信息不对称，从而通货膨胀不确定性下降。但Bernanke et al(1999)却指出，在通货膨胀目标制中，公众仍然无法完全预期到货币当局的反通货膨胀措施，一个可能的结果是通货膨胀目标制国家的预期通货膨胀率下降，但通货膨胀预测误差却不一定下降。这种观点得到David R．Johnson(2002)的实证支持，他比较5个通货膨胀目标制国家和6个非通货膨胀目标制国家1984年－2002年的预期通货膨胀调查数据，采用面板数据拟合预期通货膨胀的动态行为，发现在5个通货膨胀目标制国家中，预期通货膨胀显著下降，但平均通货膨胀预测误差(通货膨胀不确定性)却没有显著小于非通货膨胀目标制国家。但A．Kontonikas(2004)用1972年到2002年英国的数据，采用对称、非对称和成分GARCH－M模型衡量通货膨胀不确定性，却发现通货膨胀目标制消除了通货膨胀持续性，减少了长期的通货膨胀不确定性。
五、文献评述
第一、关于不确定性的来源问题。从理论上讲，通
货膨胀不确定性的来源主要包括供给冲击，货币政策体制转换的冲击和对经济结构的不完全信息等。Ball(1992)理论模型的不确定性来源于类型不同的货币当局在面临通货膨胀时采取货币政策倾向的不同；Holland的模型加入经济参与者的预期因素，在对经济结构信息不完全的情况下，不同微观经济主体的不一致预期将导致不确定性的增加；Cukierman和Melzter模型的不确定来源于机会主义货币当局的货币政策选择，从而也可归结为货币政策体制转换的不确定性。显然，货币政策的可信性是通货膨胀不确定性的一个重要决定因素。由于供给冲击如石油价格的变化，经济结构的变化等因素不是货币当局能够控制的，相反货币当局的信誉却是可积累的，它能直接降低通货膨胀的不确定性，减少经济参与者的扭曲行为。因此，构建货币当局的政策信誉就显得至关重要。
实证研究中，大部分文献都支持通货彩胀和通货膨胀不确定性之间的相关关系，但通货膨胀不确定性是否引起产出和就业率下降的实证研究结果却不大一致。虽然相关关系与Ball或Cukierman和Melzter模型中的因果关系不同，但两者的正向相关关系在一定程度上说明了它们同向运动的趋势。实际上，Friedman－Ball的论断是以通货膨胀不确定性为中介，反映了高通货膨胀的社会成本问题。这种论断的实证研究必须首先检验高通货膨胀引发高通货膨胀不确定性，而后检验高通货膨胀不确定性引发实际产出或就业率下降，但国外多数文献仅仅只研究其中的一个步骤。而国内文献更多的是直接研究通货膨胀水平与实际经济活动的关系，如刘金全和谢卫东(2003)。
第二，关于不确定性的衡量问题。正如前文所说的，通货膨胀观测值的方差和基于调查的预期通货膨胀方差都不是理想的通货膨胀不确定性衡量方式。GARCH类条件方差反映了变量非预期冲击的变动，能较好反映不确定性，但它必须以模型表达式的正确为前提条件。因此，一些能更加贴切反映通货膨胀过程和不确定的方法逐渐被引用，如以菲利普斯曲线反映实际经济变量对通货膨胀的影响，或以时变参数模型反映经济参与者的学习过程和预期行为的变化，或以马尔柯夫体制转换反映结构变化等。但不可否认的是研究者很难采用统一的模型对不同国家的数据进行研究，因为各国的货币政策体制、经济结构和经济发展路径是不相同的。对中国而言，如何构建能够合理反映中国通货膨胀演化路径的计量经济模型，衡量其通货膨胀不确定性，进而探讨其与通货膨胀本身以及实际经济活动之间的关系就成为一个有待研究的问题。国外的这些研究成果就显得很有借鉴价值。
第三，关于通货膨胀目标制的问题。通货膨胀目标制是否成功的一个衡量标准是其能否有效降低通货膨胀的预测误差(通货膨胀不确定性)，但实证研究的结论却不一致。通货膨胀目标制仅有十来年的实践经验，多数实证研究都面临样本期限短，数据有限的问题，同时，不同的研究方法也会影响实证研究的结果，从而影响其参考价值。对中国而言，采取通货膨胀目标制是不现实的，主要原因在于中国已经隐含地存在汇率名义锚，通货膨胀目标和汇率目标往往会存在冲突。另外，中央银行的独立性较弱，货币政策工具有限等也会影响通货膨胀目标制的采用。但毋庸置疑的是通货膨胀目标制在要求货币当局强化货币政策透明度上的信念却是值得中国在操作反通货膨胀政策时进行借鉴。
六、当前中国通货膨胀的成因、影响和趋势
2006年以来，已有不少学者关注通货膨胀问题，并从不同方面对其进行研究。例如，杨柳，李力(2006)从供给推动方面出发，采用向量自回归模型检验我国能源价格变动对经济增长和通货膨胀的影响，表明能源价格变动对经济增长存在负向影响，同时也是引起成本推动通货膨胀的原因。赵振全，刘柏(2006)通过Granger因果关系检验和VAR模型研究我国国际收支对通货膨胀的传导机制，认为我国国际收支状况的变化引致外汇储备变化，对以外汇占款形式的基础货币投放产生影响，从而对通货膨胀构成影响。李海海，曹阳(2006)也检验了我国外汇占款对我国通货膨胀的影响，并揭示其内在传导机制。然而，在货币供应量持续增长是否引发通货膨胀上，程凌，张金水(2006)采用面板数据模型对东亚国家进行检验，得出在开放条件下，如果能有效地吸引外资并引导外资流入生产性部门，那么货币供应量的持续增长并不一定导致通货膨胀，而是促使产出真实增长的结论。另外，郭田勇(2006)通过理论分析和实证研究，揭示了诸如股票和房地产等资产的价格与实体经济、通货膨胀之间的关系机理。
[关键字]通货膨胀指数 HJM模型 JY模型 市场模型 衍生证券定价
引言
随着国内通货膨胀现象的日益严重，国内宏观政策的力度也不断增大，通货膨胀成为一个关系民生及经济发展的重要问题。除了政策上要抑制通货膨胀的加深，保持资产的保值增值性，金融市场的发展及金融衍生工具的开发也成为了十分有效的方法。
通货膨胀指数型衍生工具作为一种新型的金融产品，已于80年代出现于发达的资本市场，例如，美国、英国、欧洲等，其显著特征是挂钩的指数为通货膨胀率。目前，通货膨胀指数型衍生工具主要有通货膨胀指数型保护债券(TIPS)、零息通货膨胀指数型互换(zero Conpon Inflation-Indexed Swaps，简写为ZCIIS)、按年回报通货膨胀指数型互换(Year-on-Year Inflation-Indexed Swaps，简写为YYIIS)、通货膨胀指数型上限及下限(Inflation-Indexed Caps and Floors简写为IIC和IIF)、通货膨胀指数型互换期权(Inflation-Indexed Swaptions，简写为IISW)。
一 关于通货膨胀指数型衍生产品定价的主要流派研究
Foreign Currency Analogy(简写为FCA)是一种通货膨胀指数型衍生产品定价的标准方法，也是比较成熟的方法，主要思路是：实际利率被定义为名义利率和通货膨胀率之间的差额，并被看成是外国货币利率，而CPI被看成是国内货币和国外货币之间的汇率。为了通货膨胀指数型衍生产品的定价，我们需要对名义(国内)货币利率、实际(国外)货币利率及CPI(汇率)进行建模。
另外一种模型为市场模型。市场模型对一些特殊的可观测到的与通货膨胀挂钩的变量，例如CPI指数、实际零息债券的远期价格，采用对数正态分布的动态过程。最近，根据这种理论思路，许多学者又在此基础上，加入了随机波动率动态模型以及跳跃扩散模型。虽然市场模型在FCA基础上，有了很大的改进，并且大部分模型在为一些特殊的通货膨胀指数型衍生产品定价时，可以得到闭形解，但仍然有一些缺陷，例如凸性的问题、没有合适的名义利率和通货膨胀率期限结构模型等。
二 关于主要参数的利率动态过程假设的研究分析
(一)FCA基本方法及其扩展
通货膨胀指数型衍生产品研究较早是由Hughston(1998)提出的，主要是依据(FCA)方法：名义资产被看成是国内资产，实际资产被看成是国外资产，CPI被看成是名义货币市场和实际货币市场之间的汇率；他认为，在HJM模型下，CPI、实际贴现债券、名义贴现债券具有相同的期限结构。在传统的HJM模型框架及一般性测度下，得到名义和实际贴现债券的随机方程和名义风险升水，从而得到CPI的动态过程及波动率形式，进而定义通货膨胀率为CPI的漂移项。然后转换到风险中性测度下，CPI动态方程漂移项中没有了名义风险升水，漂移项仅为名义利率和实际利率的差额。也正是以上推导，比较细致地阐述了FCA的概念。但是，他并有给出明确的衍生产品定价公式。
Jarrow和Yildirim(2003)一文中，利用HJM模型为TIPS和其他通货膨胀指数型衍生产品定价，并由此给出了在通货膨胀指数型衍生产品定价领域应用广泛的JY模型，该模型是后面许多模型的原型，并对市场模型也具有借鉴意义。文章首先从TIPS和传统美联储国债的市场价格中，利用HJM模型，得到名义零息债券和实际零息债券的价格。然后利用HJM三因素模型，得到CPI-U(Consumer Price Index for all Urban Consumers)、实际零息债券、名义零息债券的时间序列动态过程。简单扩展的Vasicek模型作为名义和实际利率期限结构，发现实际利率和通货膨胀率呈负相关。再次，根据TIPS在二级市场交易情况，利用估计的参数验证HJM模型的有效性，对冲分析证明了扩展的Vasicek模型的有效性。最后利用1Y模型对CPI-U通货膨胀指数型看涨期权定价，得到闭形解。Jarrow和Yildirim一个重要的假设是所有资产价格的波动率和CPI的波动率都是确定的，从而得到了明确的期权定价公式。
Laura Malvaez(2005)利用JY模型先对标的物ZCIIS和YYIIS定价，根据得到的互换率，并利用拟蒙特卡罗方法(Quasi-Monte Carlo Simulation)进行参数估计和定价，并引入了季节性问题，确定欧式互换期权的价格，这是在通货膨胀指数型互换期权定价领域的两个创新之处。他的研究结论认为，样本价值与理论价值十分接近；与其他模拟方法相比，QMC方法得到的价格更加精确；随着互换期权到期期限的延长，标的物的互换率逐渐变小，甚至变为负值，作者认为这是通货膨胀率动态模型假设所导致的结果。
Alan Stewart(2007)首先利用HuH-White波动率形式，得到零息债券期权的定价公式。将互换期权的价格看成是零息债券期权资产组合的价格，形成明确的互换期权定价公式。在文章的最后，作者对模型进行校准，并得出结论，模型模拟的YYIIS的互换率与市场数据十分接近，并随着期限的增加，拟合程度更高。
Mercurio(2008)提出的市场模型认为，通货膨胀市场模型不一定要依据远期CPI模型，可以与利率市场模型类似，直接模拟连续的远期通货膨胀率。模型可以得到闭形解，并能快速地、精确地进行市场校准。但该模型的缺陷在于，需要输入初始值，而该数据在市场上无法直接得到，除非假设零凸性调整。
Ferhana Ahmad(2008)在风险中性测度下，分别用JY模型、Mercufio市场模型和Belgrade-Benhamou-Koehlar模型为通货膨胀指数型互换定价。
Leung和Wu(2010)在市场模型和鞅方法框架下，认为离散的远期通货膨胀指数型互换率是一个高斯鞅，利用冻结系数技术，得到互换率的对数正态动态过程和互换期权的闭形解。
(二)市场模型
Belgrade、Benhamou和Koehler(2004)认为，JY模型在定价方面依靠的是无法观测到的数据，这使得模型的参数估计不是一件十分容易的事，并且他们的研究框架与市场上交易的衍生产品，例如ZCIIS和YYIIS，没有直接的联系。他们提出一种
市场模型，并加入凸性调整及季节性调整，这样更容易进行参数估计和定价。在风险中性测度下，远期CPI动态过程服从几何布朗运动。而对于波动率结构，文章给出了三种形式：①Black-Scholes型；②Hull-White型；③复合Hull-White型。
Mercurio和Moreni(2006)首次在通货膨胀指数型衍生产品定价中引入随机波动率模型，这在该研究领域属于首创，井为后续的定价研究发展提供了很强的导向性。在2006年以前，该领域研究定价的主要参数的动态模型中波动率都假设是确定的，这样做便于建模和校准，但这个假设并不能完全的反映市场规律，定价缺乏一定的说服力。文章在波动率模型上选取Heston模型(1993)。进而，这两位学者在2006年研究的基础上，在2009年的研究成果中，将随机波动率模型改为SABR模型(Hagan(2002))，该模型的主要特征是，对于波动率，把方差资产固定弹性的动态过程和无漂移项的几何布朗运动相结合，其从通货膨胀上限的闭形解中能表示出隐含波动率的特点使得该模型给衍生产品定价，特别是利率衍生产品市场，指出了随机波动率的新方向。
四 研究现状的局限性和研究展望
(一)研究现状的局限性
根据上述对文献的分析和评述，说明了通货膨胀指数型衍生产品的定价在国外已经得到了一定的理论成果，主要是集中在等价鞅测度或者风险中性测度的HJM利率期限结构模型下，通过对波动率进行一定的假设，对名义利率、实际利率及通货膨胀率(或是CPI指数)建立随机微分方程，模拟其动态过程，在局部市场校准及参数估计后，进行通货膨胀指数型衍生产品定价。总的来说，我国对通货膨胀指数型衍生产品的定价模型和实际应用方面的文献非常少，这是金融衍生产品定价研究方面的缺陷。然而，尽管国外研究模型已经趋于纯熟，但是，缺乏在参数估计和实证分析方面的研究成果，这使得研究成果缺乏实用性和实践性。要让模型能较好地分析产品在市场上的发展行为，市场数据和实证是必不可少的部分，这样更能体现研究成果的理论价值和实践价值，也为模型的改进提供更多的数据支持，这也将成为未来通货膨胀指数型衍生产品定价方法改进的趋势之一。
关键词：国债发行； 通货膨胀；资金效率
中图分类号：F83文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）10-0074-02
一、文献综述
通货膨胀作为一种货币现象，其成因于货币供给量与货币需求量之间的缺口。现有研究国债规模与通货膨胀的文献集中讨论国债规模对货币供应量的扩张效应，具体而言有以下三种思路。
第一种思路是货币融资和国债融资之间的替代关系，即当政府难以通过国债融资的时候政府往往会选择货币融资，这种货币融资既可以是货币的财政发行，也可以是财政向央行的借款或透支，还可以是央行在一级市场对国债的购买，这方面代表性文献譬如萨金特（1982）、马拴友等（2006）。
第二种思路是从国债应债来源的角度来考察国债发行与资金运用对基础货币以及货币供应量的影响，而货币供应量的扩张将有可能导致通货膨胀，这方面的文献比如高培勇、宋永明（2004），刘华（2004），类承曜（2002）。
第三种思路是把国债作为弥补财政赤字的重要手段讨论赤字规模与通货膨胀率水平之间的关系，这方面的论述比如斯蒂格利茨（1997）。
从国债发行对通货膨胀影响的观点的角度来看目前文献主要有以下几种观点：Barro（1976）在讨论通货膨胀问题时指出，一旦政府债务存量的增长率超过了产出增长率，持续发行债券就会通过货币化的形式引起通货膨胀。Smith（1982）比较了使用债券和发行货币手段进行融资的后果，发现零通货膨胀率的稳定态势很难实现。阎坤（2002）认为，由于中国中央银行可以在公开市场业务中收购国债，加之过大的外汇储备，从而形成巨大的货币扩张压力。当国债达到一定规模后，政府信用就会有所动摇，一旦政府通过国债实现不了预期的效果就只有靠铸币税（货币发行）来筹集资金，最终无疑会导致恶性通货膨胀。也有不少学者认为国债发行不是导致通货膨胀的主要原因。Friedman（1982）认为，在货币供应量增速极低时，较小规模的国债可以把货币供应量增速提升到需要的水平，缓解了经济总量的衰退，而不会导致货币发行的过量导致通货膨胀。因此，国债发行与通货膨胀之间是一种松散的关系。Darby（1984）认为，只要国债发行能够与货币增长率在一定范围内保持协调，那么国债发行即使有货币化的倾向也不会引起通货膨胀。
从以上讨论不难看出，研究者以不同的国家、不同的经济体制作为研究对象，运用不同的研究方法可能得出完全不同的结论。我们不能简单的认为国债发行就会造成货币供应增加进而引发通货膨胀。要找出国债发行与通货膨胀之间的关系，有必要对二者进行量化分析，寻找出二者间数量的因果关系，才能对两者进行客观的评价。
二、基于国债资金运用效率视角分析国债发行对于通胀率的影响
在这里我们首先要明确一下本文对通货膨胀成因的看法。在经济学理论当中，通货膨胀的成因主要有以下几种，有需求拉动的通货膨胀，成本推动的通货膨胀，通货膨胀螺旋，结构性通货膨胀以及作为货币现象的通货膨胀。实际上无论是前面哪一种理论，其通货膨胀的最终表现也必定是价格的上涨，而价格的上涨显然是由于在某几种商品上相对过多的货币追逐了相对少量的商品所导致的，所以本人认为，通货膨胀实际上从表象上来讲，就是一种货币现象，并且本文的论述也同样基于此理论。
总体而言，政府发行国债的目的主要有两个方面，第一个方面是为了回收货币市场上过量的流动性，第二个方面就是为了通过发行国债筹集资金进行投资从而刺激经济增长。实际上无论是哪个目的，国债所回收的资金最终都是要进行投资。
我们假设一个极端的情况，假设政府在发行国债之前就已经确定好所筹集的资金的投资项目为A，在当前经济环境下，A项目所在行业的投资回报率为10%，而政府投资的这个A项目由于资质较好，投资回报率为100%，显然，如果政府筹集的资金投放到了A项目上，其资金的产出效率超出了该行业所要求的必要报酬率，那么表现在实务商品上就是，相对过多的产品和相对过少货币，因此，不但会使整体通货膨胀率提高，反而会使得通货膨胀率下降。
从以上例子我们可以看出，在探讨国债的发行规模的时候资金所投放的项目的内部收益率和该项目所在行业的必要报酬率是必须需要考虑的一个因素，因为这一因素也同样关系到发行国债以后是否会对通货膨胀有推动作用。
依照本理论，如果想测度本次国债发行规模是否会对通货膨胀产生影响，就必须要知道所募集的资金的投资项目的具体情况。这一评价方法从理论上讲实际上是一个辅助的判定标准，就是说，该方法并不能够计算本次发行国债的具体规模，而只是在国债发行规模和资金使用用途确定的情况下判定是否会导致通货膨胀。如果会导致通货膨胀，并且其增长的幅度超过了当局的容忍范围，那么就需要调整资金的使用流向，让资金尽可能投放到那些内部收益率更高的，或者是超过该行业必要报酬率更多的项目上去，这样就可以拉低通货膨胀率，甚至是不产生通货膨胀。
前面所举例子是以发行国债仅投放到一个项目上为例进行说明的，而发行国债所募集资金实际上不可能仅投放到一个项目上，那么这时如何测度其对通货膨胀的影响呢？我们可以首先计算出投资的项目各所在行业的一个加权平均行业收益率，然后再根据各项目自身的内部收益率计算加权平均内部收益率，如果前者大于后者，就会导致通货膨胀，反之则不会。
当前中国货币超发现象严重，2011年1月份CPI已经达到了4.9%，究其原因，主要就是因为货币投放的产出效率要低于货币所要求的必要报酬率，因此导致实物产出相对较少，货币发行相对较多，引发通胀。因此未来解决通胀问题，一方面要收紧流动性，减少货币投放，另一方面就必须要加大投资项目的审查力度，让货币尽量投放到那些产出价值高的项目上去。
三、政策建议
国债的发行除了需要保证适当的规模之外，其募集资金的投资项目也同样需要得到重点的关注，只有当所投资项目的加权平均内部收益率超过了项目所在行业的加权平均必要报酬率的时候才不会导致通货膨胀，否则随着国债发行规模的日益扩大，必将导致通货膨胀现象的出现。
参考文献：
[1]Stanley Fisher.The economics of government budget constraint[J].The World Bank Observer，2005.
[2]Damodar N.Gujarati.计量经济学基础[M].北京：中国人民大学出版社，2005.
论文摘要：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／总货币的价值量 (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。
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0.942 7。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0.791 6，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0.332 2。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：
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基金项目：教育部重大课题基金项目（项目号：ZB100 102）。
解读原因
对于宏观经济而言，一定程度的温和通货膨胀对于国家经济是有利的，但是超过5％的CPI同比涨幅，显示这次通货膨胀不是简单的某些物价上涨这么简单，而是国内外多因素综合影响的结果。
(一) 对外说明国际环境是本轮通货膨胀的重要原因
本轮中国国内的通货膨胀，国际环境因素也起到了重要的作用，也可以说，中国承担了国外经济体失误的后果，因此，中国本轮的通货膨胀有输入性的特点。
1、国外政策和局势影响
美国为了刺激经济，在实施了总额为1.725万亿美元的第一轮量化宽松货币政策之后，2010年11月，宣布实施6000亿美元的第二轮量化宽松货币政策。由于大量两轮救市资金流入到国际大宗商品交易中，以美元为主要世界货币的国际经济交往中，全球性资源商品价格势必会呈现出逐步上涨的势头，而中国作为原油和有色金属、铁矿石等的进口大国，在全球经济基本复苏的环境下，对资源性产品的需求量将会进一步上升，我国国内市场将受到直接影响，面临原料输入性通货膨胀进一步加剧。
2、国外资本进入
随着我国改革开放的持续深入，经济发展态势良好，不仅对于大宗商品的需求旺盛，而且对于汽车、奢侈品等消费需求旺盛。目前美国的经济增长率较低，而新兴市场国家特别是中国的经济增长率很高，因此，投资新兴市场国家的资产有更高的回报。同时，2010年全面爆发的欧洲债务危机期间，大量资本流出欧洲进入强劲复苏的中国市场，从而对中国资产价格、人民币汇率产生较大影响。
在上述多因素作用下，中国面临较大的资金流入压力，资产泡沫有所扩张，通货膨胀风险有所显现。
(二) 解释影响
1、成本推动通货膨胀
在对外报道中，应适当说明，当前中国正处于城市化建设的进程中。这个过程带动了大量产业结构转型，其中涉及到基础设施建设的项目对生产资料的需求加大，例如铁矿石、煤炭、石油等资源。这些原材料的减少引起其价格的大幅上涨，从而对下游产业进行价格传导。而这其中，直接影响到了农产品在内的生产成本上升，最终导致销售价格的上涨。
其次，劳动力成本上升也是导致物价上涨的重要因素。近年来，国家不断提高劳动者的福利水平和工资收入，使我国职工工资总额和职工平均工资已连续四年实现两位数增长，超过同期GDP增长率，劳动力成本的上升必然推高物价的总水平。
2、货币因素
近几年，我国广义的货币量和国民生产总值一直保持较高的增速，货币供应量的增速高于GDP的增速。当前通货膨胀明显的一个特点是人民币升值背景下的高额外汇储备迫使央行被动投放大量基础货币。
3、民众的通胀预期
当前人民群众对于通货膨胀的心理预期也在一定程度上促使了其真正发生。由于近一年多以来，CPI居高不下，导致人民群众普遍认为物价将有进一步上涨的空间和条件，间接导致了人民群众一定程度上的心理恐慌，而商品市场一旦出现风吹草动，就会造成某种商品的大量抢购，进一步促进物价上涨。
通胀对国家形象的影响
对于国内外民众而言，关注较多的是政府在解决通货膨胀中的作为。因此，如果处理不得当，就会对国家形象造成负面影响。
1、西方媒体的舆论影响
在国际舆论场中，中国作为重要经济体，一举一动必然受到西方媒体的关注，而中国政府的经济改革行为只要影响到西方资本的利益，就会被西方主流舆论抨击，这会直接对中国的国家形象产生影响。
2、国内舆论的影响
在政府的宏观经济目标中，有三个非常重要：经济增长、通货膨胀和就业。自中国改革开放以来，经济增长的目标基本就没有动摇过，同时，近年来在注重经济增长速度的同时，已经注重经济增长的质量，进行产业结构转型和升级。保障经济增长目标，对于就业目标的实现是有积极作用的，但是在某些阶段，过快的经济增长会造成通货膨胀。
适度的通货膨胀可以促进经济增长，但中国当前的通货膨胀程度，已经激起国内民众的不满情绪。在2011年两会期间，根据人民网舆情监测室监测统计，有关物价的民生问题占舆论抽样分析的50％。国内舆论的影响也会对中国的国家形象产生重要影响。
对外传播策略
为规避阶段性的通货膨胀对国家形象产生负面影响，我们可以采取如下应对策略。
1、全面客观报道通货膨胀
在对外传播时，受众群体是国外公众，在对外报道时，需要对当前我国通货膨胀的成因进行客观报道，对内外部原因进行全面客观介绍。当然，在这个过程中，尤其是在介绍国际环境和国内环境引发通货膨胀的作用中，需要注意不同地区受众信息接收特点而加以调整。
2、凸显政府作为，强化通货膨胀的过程管理
随着国家经济发展周期波动，通货膨胀是一个长期的治理过程，很难有一蹴而就的成效。媒体在这个过程中，需要强化报道政府在通货膨胀中的过程管理，另一方面让民众及时了解信息，加强政府和民众的互信沟通，形成良好的舆论互动机制。
3、树立民众正确物价预期
