通货膨胀的特征范文

导语：如何才能写好一篇通货膨胀的特征，这就需要搜集整理更多的资料和文献，欢迎阅读由公务员之家整理的十篇范文，供你借鉴。

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一、通货膨胀的起因及货币政策的局限性

关于通货膨胀的起因，人们总是习惯于从供给和需求两个方面去分析。在供给相对稳定的时候，如果需求突然扩张，供给来不及做出反应，市场上就会出现商品和劳务的供不应求，形成通货膨胀；同样，在需求相对稳定的时候，如果供给因为成本上升等原因在原有的价格水平上不得不减少供应量，也会造成市场上商品和劳务的供不应求，形成通货膨胀。要解决通货膨胀问题，自然要从增加供给或压缩需求的角度入手。由于财政政策有一个滞后效应，于是货币政策在短期内也就成了遏制通货膨胀的最主要政策工具。然而从国内外的长期实践看，该理论已经存在明显的缺陷：

第一、在需求存在结构性不足的情况下，紧缩的货币政策可能带来较大的副作用。紧缩的货币政策针对的只能是经济过热、需求总体过旺。如果市场需求总体稳定，甚至部分需求偏冷，此时再实施紧缩的货币政策，很有可能使生产萎缩，经济衰退。

第二，在稳定价格的前提条件下增加市场供给需要有相应的且稳定的生产要素供给，然而这一条件通常很难满足。在IS―LM模型中，在所谓的“凯恩斯区间”里，理论上确实存在供给增加而价格不变的情况，但它早已被证明是一种特例，是一国经济处于大萧条阶段或者一国经济刚刚起步因而在各方面都存在大量闲置资源的情况下才有的一种特殊现象。

第三，由于价格惯性和价格刚性，遏制通货膨胀的政策不是使市场价格回落到原有水平，而是停留在次高水平上不再继续上涨。由任何一种生产要素价格上升引发的商品和劳务价格上涨都意味着新一轮的社会财富重新分配。在价格惯性和价格刚性的作用下，商品和劳务价格的联动效应会非常明显，此时对付通货膨胀的有效对策根本不是收紧银根，而是适当增加流通领域的货币供给量。

由此可见，传统货币紧缩政策的实施有着严格的限制条件，只有满足了这些限制条件，货币政策才能达到预期的效果。

二、地租推动型是中国目前通货膨胀的基本特征

地租增加对通货膨胀的推动作用来自于地租参与社会产品分配的特殊性。这种特殊性主要反映在以下几个方面：

第一，地租的存在以土地所有权取得纯粹的经济形式为前提。换句话说，作为劳动条件的土地必须与土地所有权、土地所有者完全分离，土地对土地所有者来说只代表一定的货币税，土地与其他生产要素一样参与资源的最优配置，完全不会受到土地的行政和隶属关系的影响。而所有这一切又都是生产力水平发展到一定高度、商品经济相当发达的必然结果。

第二，地租是一个由外生因素决定的经济变量。正如马克思所指出的，地租的量完全不是由地租的获得者决定的，而是由它没有参与、与他无关的社会劳动的发展决定的。地租的存在与否与土地所有者无关，它是社会劳动发展的产物，是一个客观的经济现实。这一结论，无论是对级差地租、绝对地租，还是对垄断地租、租金，都是适用的。

第三，地租会随着市场对土地产出物需求的增加而增加。地租的组成虽然比较复杂，但就真正的农业地租来说，会随着土地产品市场的扩大，也就是随着非农业人口的增加：随着他们对食物和原料的需要和需求的增加而发展起来。因此，地租不仅是一个客观存在，它还是一个不断变化的量。土地产品市场越大，地租增长得越快，地租总量也越大。

第四，投在土地上的资本利息数量越来越大，并以地租的形式表现出来。当然，土地的投资收益从经济学上来说，无论这个部分或那个部分都不形成地租；但实际上它们都形成土地所有者的收入，是他的垄断权在经济上的实现，和真正的地租完全一样。这部分地租也同样构成土地产品价格的一部分，并且土地投资越多，土壤改良效果越明显，这部分地租所占比重越大。

如果以M1表示第一年土地产品的价值总额，m1表示

显然，劣等地的投入使用，带来土地产品价值量的增加不仅包括劣等地产品的生产价格，还包括劣等地的绝对地租年口，所有相对优等地的级差地租的增量。如果要确保土地产品单位价值所体现的货币数量的稳定，投放的货币数量不仅要满足实现劣等地产品生产价格的需要，还要满足实现劣等地的绝对地租和所有相对优等地的级差地租增量的需要。这本身就意味着单位土地产品价格的上扬。这一规则既适用于农产品也适用于矿产品。

从这个角度看，尽管中国通货膨胀率迭创新高，已经达到了近几年少见的水平，但地租仍然存在着进一步上涨的动力：

1　改革开放30年来，我国生产力发展水平取得质的飞跃，生产市场化程度大大提高，商品经济已经比较发达，尤其是分田到户和取消农业税，为地租的产生，为地租、农产品价格和农产品需求的联动提供了前提条件。

2　我国产业结构的高度化，从资源和劳动密集型产业向资本密集型产业迅速转变，拉大了农业与非农产业的资本有机构成差距，为绝对地租提供了极大的提升空间。

3　我国城镇化水平的迅速提升，特别是农业人口大量向城市集聚，为农产品提供了广阔的市场，大量原来不适宜耕种的土地得到了开发，农产品的级差地租进一步增加。

4　随着近几年国家、地方政府和农民加大对土地的资本投入，农业劳动生产力大大提高，地租中的租金含量也随之大大提升，这又进一步推高了农产品的价格。

5　伴随着农村劳动力大量流向城市，农村的剩余劳动力大大减少，农村劳动力价格日益市场化。近年来城镇劳动力价格的大幅提升也带动了农村劳动力价格的大幅提升，这成为中国农产品价格上升的一个重要因素。

6　现代化农业是集约型农业，既需要劳动的密集投入，也需要资本的密集投入。农产品价格中属于不变资本的部分越来越大，绝对量越来越多，这是农产品价格不断上扬的另一个重要原因。

如果说，中国在改革开放、融入世界市场经济的过程中，外部过剩的土地生产能力在相当程度上缓解了中国农矿产品价格上涨的压力的话，那么最近几年垒球农矿产品的价格暴涨已经标志着外部世界土地过剩生产能力的耗竭，并终于在2006年年中开始全面推动中国国内的价格上扬。

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【关键词】居民消费价格指数 通货膨胀 通货膨胀波动性 SV模型

一、引言

通货膨胀是经济运行状况的主要指示器，是宏观经济分析和决策、价格总水平监测和调控以及国民经济核算的重要指标。这一指标不仅影响着政府制定货币、财政、消费、价格、工资、社会保障等政策，同时也与居民日常生活密切相关。从微观层面的角度来看，不同经济主体对通货膨胀率的预期及其基于预期所采取的经济行为会对不同行业的供给与需求产生不同的冲击；从宏观层面的角度来看，稳定的物价水平和宏观经济环境不仅有利于投资和经济增长，也有利于社会的和谐统一发展。通货膨胀制造了经济的不稳定性和不确定性，其影响无处不在。

尽管通货膨胀对经济的影响已成为共识，但通货膨胀与其不确定性之间的关系，学术界未形成一致的看法。Firedman（1977）认为较高的通货膨胀会导致更大的通货膨胀不确定性。国内外很多研究支持Firedman的观点。如Karahan（2012）对土耳其的CPI数据分析表明，通货膨胀导致了通货膨胀不确定性。另一方面，Cukierman和Meltezer（1986）认为通货膨胀不确定性导致通货膨胀及较低的长期经济增长。Balcilar等（2011）利用GARCH模型对G3国家通货膨胀及通货膨胀不确定性的研究表明，两者之间有相互的积极作用，分别支持了Friedman和Cukierman-Meltzer的观点。

对通货膨胀不确定性的大量研究都是利用ARCH类模型来进行的，然而在这些设定中，通货膨胀不确定性是在给定的时间下预先设定的。然而，随机波动（Stochastic Volatility，SV）模型允许研究者能够在动态框架下评价通货膨胀不确定性的新息将对通货膨胀本身的影响。Berument等（2011）在动态框架下利用SVM模型也对土耳其的通货膨胀和通货膨胀不确定性之间的联系进行了研究。实证结果表明通货膨胀对于通货膨胀波动的反应是正相关的和统计显著的，更高的通货膨胀不确定性导致更高的通货膨胀，反过来并不成立。

近年随着全球经济波动，我国通货膨胀问题成为公众和政府部门关注的焦点。本文从通货膨胀与其波动性关系出发，利用SV模型计算分析通货膨胀与其波动性之间的因果关系，并得出结论。

二、理论模型

随机波动模型是研究金融时间序列波动性的计量经济模型，基本SV模型形式如下：

yt=εtexp（θt/2），εt～i.i.d.N（0，1） （1）

θt=μ+φ1θt-1-μ+ηt，ηt～i.i.d.N0，σ2，t=1，2，…，n，（2）

其中，yt表示时刻t的观测变量，为标准化对数形式。Gt为独立同分布的白噪声。θt表示波动的扰动水平，以对数形式表示。μ和φ1表示波动方程的自回归参数，其中，φ1为持续性参数，反应了当前波动对未来波动的影响。ηt表示波动的扰动水平，相互独立，并服从均值为0，方差的正态分布，并且，Nt与Gt相互独立。

在标准SV模型基础上，为刻画波动与预期观测值的相关关系，在均值方程中引入波动项作为均值回复的一个影响因素，因此得到SVM（Stochastic Volatility in Mean）模型，形式如下：

yt=dexp（θt）+εt（θt/2），εt～i.i.d.N（0，1）， （3）

θt=μ+ψ（θt-1-μ）+ηt，ηt～i.i.d.N（0，τ-1） （4）

记τ=1/σ2，

其中，dexp（θt）表示风险补偿，d为测量均值波动效应的回归系数，即风险溢出系数，表示波动对预期观测变量的影响。

SV类模型的贝叶斯计算需在马尔科夫链蒙特卡罗（Markov Chain Monte Carlo）方法（简称为MCMC方法）的框架下实现。在此框架下，后验分布采用Gibbs抽样方法进行估计。Gibbs抽样算法如下：

1.给定参数的初始值：θ1（0），θ2（0），…，θp（0）

2.对t=0，1，2，…，进行如下迭代

a）从分布π（θ1|θ2t，…，θpt，x）中产生θ1（t+1）；

b）从分布π（θ2|θ1t+1，θ3t，…，θpt，x）中产生θ2（t+1）；

……

c）从分布π（θp|θ1t+1，θ2（t+1），…，θp-1t，x）中产生θp（t+1）；

由此产生马尔科夫链θ（0），θ（1），…，θ（t），…

利用MCMC方法估计模型前，设定参数的先验分布为：在波动方程（4）中，令μ服从均值为0，方差为10的正态分布；令ψ服从参数a=20，b=1.5的beta分布，令τ=1/σ2服从形状参数为2.5，尺度参数为0.025的gamma分布。

三、实证分析

（一）通货膨胀的基本统计特征分析

通货膨胀水平采用居民消费价格指数（CPI）的对数一阶差分形式来表示，CPI样本取自1994年1月到2013年4月共232个月度数据，从国家统计局网站获得。模型的计算使用WinBUGS软件。

图1、图2分别显示CPI与通货膨胀序列的时间走势。由图1可知，我国物价水平在过去20年中，有四次较明显的峰值，分别为1994年底，2004年中期，2007年底，2011年。对比通货膨胀水平的时间趋势图可知，通货膨胀波动呈现聚集性特征，这种变化体现出通货膨胀率的异方差特征。

图1 我国CPI的时间走势图

图2 我国通货膨胀率Nt的时间走势图

CPI和通货膨胀率的描述统计如表1所示。由表可知，两者都呈现出右偏、尖峰的分布形态。J-B统计量的检验结果也证实了对于正态分布的偏离程度，p值接近0，表明至少可在99%的置信水平下拒绝零假设，即序列不服从正态分布。

表1 描述统计量

注：J-B统计量括号内的数字为显著性水平。

对通货膨胀率进行ADF和PP两种方法进行单位根检验，结果如表2所示。在1%显著性水平下，拒绝通货膨胀数据有一个单位根的假设，时间序列数据是平稳的。

表2 序列的单位根检验结果

注：检验统计量括号内的数字是以SIC准则确定的最优滞后阶数。

（二）SV模型拟合分析

考虑到通货膨胀水平与通货膨胀不确定性的相关关系具有时变特征，建立SVM模型。在Gibbs抽样中，迭代次数设为50000，为保证参数估计的收敛性，将每个参数的前4000次迭代燃烧掉。图3为模型参数的后验分布核密度估计图，由图可知，d的后验分布具有对称性μ，φ，τ，的后验分布具有偏态特征。

（a）d的后验密度

（b）的后验密度

（c）的后验密度

（d）的后验密度

图3 SVM模型参数的后验分布核密度估计图

利用MCMC方法抽样得到的样本进行进一步分析，可得模型参数的估计值及相应的分位区间估计，如表3所示，给出了通货膨胀率的SVM模型参数的均值、标准差、MC误差、2.5%和97.5%等主要分位数的贝叶斯估计值。

表3 SVM模型参数的后验估计值

由表可知，各参数的MC误差均远小于标准差，波动方程的自回归参数的后验均值为0.9249，可见通货膨胀的不确定性具有较强的持续性特征。均值波动效应的回归系数d的后验均值为-0.08， d值大小表示波动变动一个单位对预期观测值的影响程度，说明通货膨胀的不确定性对通货膨胀水平的影响很小。

四、结论

本文根据通货膨胀特征，利用均值随机波动模型，对通货膨胀波动性，即不确定性与通货膨胀自身的关系进行初步探究。尽管利用SV模型对我国通货膨胀数据的分析极少，但模型本身能从数量上给出通货膨胀不确定性与通货膨胀之间相互影响关系以指引，即通货膨胀的不确定性对通货膨胀水平的影响微小。从反面证明，我国的通货膨胀水平并非支持Cukierman-Meltezer假说。

从宏观经济角度来看，由于实行宏观调控，中央银行即中国人民银行，代表政府调控力量，不会因公众的预期而放任通货膨胀指数增长。为保持经济平稳运行，央行及各级政府会通过行政手段干预物价指数，从而达到影响通货膨胀率的目的。

对于政策运用来说，通货膨胀的波动性对通货膨胀不存在显著因果关系，其原因可能是我国投资者对于利率不敏感所导致，因此，应结合我国国情，制定相应的货币政策和财政政策。对于政策目标而言，人们对未来预期的不确定性会导致通货膨胀的波动，但这种波动不会显著对未来的通货膨胀产生显著影响，因此，我国宏观调控下宏观经济政策具有经济稳定调节器的作用，应充分重视，从而保证我国经济长期平稳运行。

参考文献

[1]Friedman，M.Nobel Lecture：Inflation and Unemployment.Journal of Political Economics，1977，85：451～472.

[2]Ball，L.Why dos High Inflation Raise Inflation Uncertainty？Journal of Monetary Economics，1992，29：371～378

[3]Robin Grier，Kevin B.Grier.On the real effects of inflation and inflation uncertainty in Mexico. Journal of Development Economics，Volume 80，Issue 2，August 2006，478～500.

[4]Cukierman，A.and Meltzer，A.A Theory of Ambiguity，Credibility and Inflation under Discretion and Asymmetric Information.Econometrica，1986，54：1099～1128.

[5]Mehmet Balcilar.On the nonlinear causality between inflation and inflation uncertainty in the G3 countries Journal of Applied Economics.Vol XIV，No.2 （November 2011），269～296.

[6]？魻zcan Karahan.The relationship between inflation and inflation uncertainty：evidence from the Turkish economy.Procedia Economics and Finance 2012，1：219～228.

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关键词：通货膨胀；通货膨胀惯性；货币政策

中图分类号：F74

文献标识码：A

doi：10.19311/ki.16723198.2017.01.012

1引言

1.1通膨胀惯性研究的意义

维持物价稳定对经济和社会的稳定发展具有重要的意义，因此始终是宏观经济研究的热点。通过分析发达国家历史上的通货膨胀，可以发现大多都曾经历过恶性通货膨胀，同时为此付出过沉重的代价。在当前全球经济一体化的历史背景下，通货膨胀问题变得更加复杂。

1.2中国通货膨胀惯性的研究背景及新变化

通货膨胀率最高值出现在2008年2月，达到了87%。虽然通货膨胀得到了有效控制，但通货膨胀的动态变化出现了一些新的特征：一是通货膨胀率整体虽然不高，但是物价总水平运行并不稳定，而是表现出在通货紧缩和通货膨胀之间的来回频繁转换。为了稳定该段时期总的物价水平，央行的货币政策操作日益频繁。二是通货膨胀率的波动幅度逐步增大。根据宏观经济学的理论，随着中国货币政策操作的不断完善，货币政策的有效性应该是逐步增强的。

2通货膨胀形成理论

目前人们在通货膨胀产生的原因方面达成共识的包括三类：一是需求拉上型通货膨胀；二是成本推进型通货膨胀；三是结构性通货膨胀。

2.1需求拉动型通货膨胀

需求拉动式通货膨胀是指总需求超过总供给所引起的一般价格水平的持续显著的上涨。如图1所示，横轴Y表示总产量（国民收入），纵轴P表示一般价格水平，AD为总需求曲线，AS为总供给曲线。

2.2成本推动型通货膨胀

成本推进的过程用图形可以表示如下，如图2所示，假设经济起始于总需求曲线AD与总供给曲线AS1的交点A点，对应的价格为P1，产出为Y1，这时经济处于充分就业。

2.3结构性通货膨胀

除了需求拉上型和成本推进型通货膨胀以外，由于结构性因素的变动，也会出现一般价格水平的持续上涨，他们将这种价格水平的上涨称为结构性通货膨胀。经济结构因素的变动包括需求结构的变动、各部门劳动生产率差异的变动、各部门开放程度的差异等。

3通胀惯性的研究方法

3.1通胀惯性的基本特征

根据弗赫尔（Fuhrer）的结论之一是，通货膨胀惯性与通货膨胀率之间存在正相关，即通货膨胀水平越高，通货膨胀惯性越大，反之则越小，这一结论隐含着，不同时期，或不同特征的通胀或紧缩，对应的通胀惯性不同，通货膨胀的惯性随着经济人对货币政策变化的适应性而改变。而对于通胀惯性的形成原因，理论界普遍的共识是：工资或价格的刚性及通胀预期的变化是造成通胀惯性的主要因素，它包括工资或价格契约中存在的刚性以及缓慢的市场预期调整等。我国学术界和央行对我国的通货膨胀惯性也做出了相应的研究。易纲（1995）较早地对中国的供求与通货膨胀问题做出了研究，虽然他讨论了中国通货膨胀的成因，并注意到了货币政策的滞后性，但并没有应用通胀惯性的概念，也没有对通胀惯性的成因进行阐述。在国内最早研究通胀惯性的是戴园晨（1998），其对我国通货膨胀惯性产生的原因进行了简要的定性分析，得出的结论也与国外专家所得出的结论相似。

3.2通胀惯性的测度模型

通胀惯性的研究通常采用自回归模型，又称AR模型。用AR模型的滞后项系数和来度量通货膨胀惯性，其一般形式可表示为：

πt=a0+a（L）πt-1+μt

CIRF=∞i=0πt+iμt=

11-a（1）

我们可以看到，a（1）的值越高，越接近于1，则累积脉冲反应函数的值越高，通胀率受到冲击后的累进效应越强，即通胀率波动后返回均值的时间就越长。因此，AR模型中滞后项系数的算术和一般被用来衡量通胀惯性水平。

4通货膨胀惯性的实证分析

居民消费价格指数（CPI），商品零售价格指数（RPI）、工业品出厂价格指数（PPI）、GDP平减指数等都可以用来衡量通货膨胀。一般来说，GDP平减指数是最为合理的通货膨胀衡量指标，这是因为它涵盖了整个社会所有的产品的价格变动信息。但由于目前我国的月度GDP平减指数无法取得，所以这里用月度CPI、RPI和PPI数据，对中国的通胀情况进行衡量。选取数据时间范围为2000年1月至2015年3月。

从图3中可以看出，2000年至2011年中下旬，CPI与RPI的波动情况非常相似，RPI略小一些；而PPI的波动明显大于前两者。三个通胀指标在2004年中旬和2007年年末分别出现了一个十分明显的峰值。而由于国际金融危机的爆发，在2008年第一季度末，三个指标都有所下降。

进一步分析，我们可以将这十五年来的通胀指标的变化大致划分为四个阶段：

第一阶段：2000年1月至2003年4月。

这一阶段通胀指数都比较平缓，都在（-05%，05%）的区间内低位运行，而且RPI基本上都是负值。由于90年代末亚洲金融危机爆发的影响，我国在90年代末受到亚洲金融危机的影响，一度出现了物价持续下跌的情况，经济较为低迷。为了刺激经济增长，政府从1999年起开始实施积极的财政政策和货币政策，以拉动内需。从2003年开始，由于政府一系列有效政策出现效果，经济形势发生好转。

第二阶段：2003年5月至2006年8月。

2001年末我国成功加入世界贸易组织，对外开放全面加速，商品的贸易流量和对外贸易盈余急剧增大，在资本流出逐年扩大的情况下，资本流入更是空前增长，外资在国内全面开花，中国经济的国际化水平明显提高。在经济全球化的推动下，国内的工业化、城镇化得以实现加速。但这一阶段也为以后产业转型的困难埋下伏笔，由于盲目的引进外资，挤占了民族企业的空间，国内产业升级停滞。房地产的急速发展，对外出口的大规模增长，庞大的外汇储备和越来越充裕的财政收入掩盖了我国产业过于低端、经济增长过于粗放且难以持续的弊端。

第三阶段：2006年9月至2009年7月。

这一时期的通胀情况可以用大起大落来形容。由于加快增长的愿望十分强烈，加之前一段时期扩张性政策的滞后效应，中国再次出现了投资增长过快，物价增长过快的老问题。这一时期物价的上涨主要表现为粮食和房地产价格的上涨。2007年猪肉价格的疯长让人印象深刻。同时，这一时期中国股市也迎来了创市以来最强劲的牛市，大量国际热钱的涌入使得流动性过剩，反映在物价上就是物价急剧上涨。

第四阶段：2009年8月至2012年1月。

为了摆脱金融危机的影响，实现国民经济持续增长，2008年政府出台了一系列促进经济增长的政策，以拉动内需，增加投资。尤其是4万亿计划令人瞩目。同时央行实施宽松的货币政策以刺激经济复苏。从2009年末开始，经济出现回暖，反映在通胀率上，从2009年11月开始，CPI、RPI、PPI由负转正，并且一路开始缓慢增长。同时在国际方面，美联储的两次量化宽松政策的实施和欧洲一系列的刺激经济政策，使得世界范围内的流动性增加，这些都影响到中国的货币市场。人民币的快速升值也导致外国资本的大量流入。

第五阶段：2012年1月至2015年6月。

随着一系列拉动内需经济政策的实施，在实现经济复苏的同时也产生了许多不良的后果，产能过剩的问题十分严重。国际上欧洲债务危机以及希腊，冰岛等国家的信用危机影响不断扩散，为世界经济形势再一次蒙上了阴影。各项经济指标明显上升发力，同时政府也在积极进行产业调整，逐步摒弃之前过于粗放的发展模式，经济发展由此进入新常态。

5货币政策启示

根据我国通胀惯性的变化特征，结合最优货币政策目标的含义，可对我国货币政策的制定给出一些启示。我们将其归纳为以下几个方面：

（1）央行必须具备改变利率及其他货币政策相关变量的权利，以使其能够实现预定的政策目标。中国人民银行经过长期发展，现在已经具备了独立制定调控政策的能力。但是很多时候政策制定的出发点仍会受到政府及相关部门的影响，其独立性有待进一步的加强。

（2）中央银行应该实施通胀目标制。欧元区国家、美国和加拿大在实施通胀目标制以后，通胀惯性都显著减小。这为我国央行货币政策的制定具有重要的借鉴作用。毕竟越小的通胀惯性意味着货币政策的滞后期越短，也就是调控的难度更小，效率更高。中央银行应当公开宣布在以后一定时期内的一个明确的通货膨胀目标，同时它还必须准确描述由于Q易条件、利率水平和间接税等的变化而导致偏离通货膨胀目标的环境。

（3）中央银行需要对通货膨胀进行目标预测，即央行必须对未来的通胀走势有一个比较清晰的认识，在此基础上进行稳定产出和通胀的操作。在此，对通胀惯性的研究就具有十分重要的现实意义，当通胀惯性高，央行调控的侧重点就在控制通胀的扰动因素上，并且要考虑高通胀惯性带来的政策效果的高滞后性。

参考文献

[1]张成思.中国通货膨胀特征与货币启示[J].经济研究，2008，（2）.

[2]郭凯，艾洪德，郑重.通胀惯性、混合菲利普斯曲线与中国通胀动态特征[J].国际金融研究，2013，（2）.

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关键词：通货膨胀；预期通货膨胀；非预期通货膨胀；股票收益

中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1000-176X(2009)06-0067-05

一、理论与文献回顾

1.费雪效应

早期，经济学界普遍认为利率（无论是名义利率还是实际利率）与物价有着反方向的变动关系。直到20世纪30年代后，一些经济学家对这一问题提出了质疑，英国经济学家吉布森对英国1791―1928年期间的利率与物价进行了统计分析，发现二者呈高度的正相关关系，凯恩斯在其1930年出版的《货币论》中将这一矛盾的现象称为“吉布森悖论”。

针对吉布森悖论，许多经济学家提出各种不同的解释，其中最有影响的就是费雪的理论。费雪认为［1］，如果人们具有“充分的远见”，名义利率会随着货币价值的变动作充分调整，实际利率则仅受实质因素影响，如资本生产率、时间偏好、风险偏好等，与通货膨胀率无关，其值也极少变化，因此，预期的资产名义收益率应该与预期的通货膨胀率呈同向变化，假设NSPt表示股票t时期的名义价格，NDt+j表示第t+j期的名义股息，Rt表示名义利率（即贴现率），这样，名义股票价格可表示为：

一般可用公式表示为：

这表明，股票收益率与通货膨胀率呈正相关关系。因为股票代表有形或者实际资产的所有权，通货膨胀可以引起实际经济增长，股票收益也应增加，所以，股票可以作为通货膨胀的一种保值手段。近似地，可以认为名义股票收益等于实际收益率与预期通货膨胀率之和。

2.相关文献回顾

费雪效应提出之后，一些研究者开始尝试进行实证研究，例如，Boudoukh和Richardson［2］利用美国和英国1802―1990年的5年期数据进行检验，发现实际、预期通货膨胀率均与股票收益率呈正相关关系，表明费雪效应长期存在。Engsted和Tanggaard［3］利用美国1926―1997年的1年期和5年期数据，以及丹麦1922―1996年的1年期和5年期数据进行了实证分析，发现丹麦股票市场5年期数据获得的费雪效应要比1年期数据明显，但美国股票市场却得到相反结论。Anari和Kolari［4］，利用1953年1月到1998年12月的月度数据对6个国家进行了实证检验，结果发现了6个国家股票市场费雪效应成立并且显著。

但是，多数研究却发现，股票收益率与通货膨胀表现出负相关关系，明显有悖于费雪效应。Bodie［5］、Nelson［6］均证实，通货膨胀率与（名义）股票收益率呈负相关关系。Fama和Schwert［7］利用美国1953―1971年的月度、季度、半年度数据研究发现，（名义）股票收益率与预期、非预期通胀率都表现为负相关关系。Gultekin［8］对26个国家股票收益的回归分析中，18个国家通货膨胀率的系数为负。对于新兴市场国家或地区股市，如Lee［9］对香港、台湾、韩国、新加坡的检验，以及Adrangi和Raffiee［10］对墨西哥和韩国的检验，也发现类似结果。针对费雪效应悖论，一些学者从不同角度给出了解释，主要包括：风险溢价假说、税收效应假说、货币幻觉假说、假说、波动性假说、名义契约假说、反向因果关系假说等。

中国股票市场起步较晚，但也有一些研究者针对通货膨胀与股票价格（/收益）之间的关系开展了一些实证研究。例如，靳云汇和于存高［11］通过回归分析表明，股票价格与通货膨胀呈反向关系。赵兴球［12］用1993年1月至1998年3月的数据研究了名义收益与通货膨胀、名义产出之间的关系，证实中国股票收益与通货膨胀之间显著负相关，而产出与股票收益呈正相关。刘金全和王风云［13］研究发现，高通货膨胀引起高通货膨胀波动性，降低了股票实际收益率，通货膨胀波动率与股票实际收益率之间为负相关关系。刚猛、陈金贤［14］通过使用1995年1月至2002年10月期间的数据证明了当货币供给表现为非顺周期特性时，股票收益与通货膨胀呈明显负相关关系。潘方卉［15］对我国股票收益率与通货膨胀率之间的关系进行了研究，发现费雪效应在我国不成立。总的说来，针对中国股票市场开展的研究，特别是早期的文献，所选取的样本期一般较短，不同文献之间研究结论也不太一致。

二、实证研究

1.样本与数据

本文以全国商品零售价格总指数（月度同比指数）计算通货膨胀率，数据取自历年统计年鉴，计算公式如下：

2.初步分析

相关分析表明，在整个样本期内，通货膨胀率与上证综合指数收益率、深证成份指数收益率之间表现为弱的负相关关系，相关系数分别为-0.04和-0.07。Granger 因果检验通过研究变量之间的引导关系，能反映不同变量之间相互作用的方向，确定通货膨胀对股票收益的预测效力。Granger 因果检验滞后阶数依据AIC和SC信息准则确定，结果表明，样本序列间不存在Granger意义上的引导关系。

3.回归分析

在实证研究中，一般采用下面的方程来检验费雪效应：

r=α+β*it+e（12）

其中，r代表股票名义收益率，it代表通货膨胀率，α和β是待估参数。从回归分析结果来看（如表1所示），上证综合指数月度收益率的回归方程中，通货膨胀率的系数估计值为-0.0893，在10%的水平下都不显著；深证成份指数月度收益率的回归方程中，通货膨胀率的系数估计值为-0.1285，同样，在10%的水平下都不显著。由此可见，中国股票市场中股票收益与通货膨胀之间呈现统计上不显著的负相关关系，没有发现支持费雪效应的证据。

中括号内数字表示标准差；小括号内数字表示t统计量，以下同。

4.脉冲响应与方差分析

脉冲响应与方差分析在研究变量间的冲击传导效应时具有互补性，可以揭示VAR系统中各变量间的相互作用关系。对于VAR模型来说，若在第1期给某个序列施加一单位的脉冲，VAR系统中各变量将在随后各期做出反应，图1是前12期的单期反应图。从沪市来看，若通货膨胀率受到单位标准差冲击，上证综合指数收益率将在第2期做出正向反应，随后各期反应逐渐减小，到第5期以后，反应变成负的，并在第7期之后稳定下来，但并未表现出收敛于0的特征。从深市来看，通货膨胀率冲击对股价产生负向影响，各单期反应均较弱，呈放大特征，第5期后基本稳定下来，但并未收敛。 可见，通货膨胀对沪深两市的影响不太一样，沪市反应强于深市。

图1 股票收益对通货膨胀率单位标准差冲击的脉冲响应

表2给出了样本序列预测误差的方差分解结果。根据算法要求，第一步预测误差全部来自该方程的信息，即由序列自身解释的方差份额为100%。在后续预测期中，预测误差将受VAR系统所有变量的信息影响，但总的来说，变量自身所解释的方差份额占绝对主导，从相对方差贡献率RVCji（s）指标来看，上证综合指数收益达98%以上，而深证成份指数收益达99%以上。对于沪市来看，从第4期后方差分解结果基本稳定，之后的数值维持大致相同水平，特别是在第10期后完全趋于稳定。这一结果与脉冲响应分析结果非常一致，在上海证券市场中，信息对股价的影响一般持续3期左右，而在第10期后则基本完全被市场消化。对于深市而言，通货膨胀率信息对股票收益的影响呈逐步放大特征，这与脉冲响应分析结果也是一致的。

5.预期通胀与非预期通胀对股票收益影响

正如Fama和Schwert［7］所指出的，预期通货膨胀与非预期通货膨胀可能对股价产生不同影响。为此，本文试图将通货膨胀分解为预期与非预期通货膨胀两部分。经比较，AR模型能够较为准确地刻画通货膨胀率的动态变化，估计结果如表3所示，根据AIC和SC准则，滞后期选择为2，系数估计值均在1%的水平下显著。

表4给出了预期、非预期通胀对股票收益影响的估计结果，考虑到滞后效应，模型中包括各变量滞后值，最优模型的选择依据AIC和SC准则评判。主要有以下特征：第一，在样本期内，预期通胀、非预期通胀及相应的滞后值对股票收益的影响在统计上均不显著。第二，从沪市来看，预期通胀对股票收益具有正向影响，而滞后一期的预期通胀对股票收益产生负向影响。由此可见，股市能够规避预期的通胀风险，但沪市对当期预期通胀可能存在一定程度的过度反应现象，随后将做出修正；相反，非预期通胀及其滞后值对股票收益产生负向作用，即股市无法规避非预期通胀。第三，从深市来看，预期通胀的系数估计值为负，而其滞后值的系数为正，这一点与沪市恰恰相反；非预期通胀的系数估计值为正，这表明深圳股市投资者可以通过买股票规避非预期的通胀风险。第四，过去股票收益在不同程度上有助于预测当前收益，对于上证综合指数收益率序列，收益率滞后一期的系数估计值为负，在10%的水平下显著，而深证成份指数的回归方程中滞后一期收益率的系数估计值为正，在1%的水平下显著。

三、简短的结论

本文选取上证综合指数与深证成份指数月度收盘指数自建市至2008年7月的月收盘价为样本，对中国股票市场中通货膨胀与样本指数收益率之间的关系进行了实证研究。分析表明，股票收益与通货膨胀之间不存在Granger意义上的因果关系，样本期内沪深股票收益与通货膨胀之间表现为统计上不显著的负相关关系，这一结果与多数文献的研究结论一致，如Bodie［5］、Lee［9］、刚猛、陈金贤［14］、潘方卉［15］等。脉冲响应与方差分解分析均表明，通货膨胀对沪深股票市场的影响并未表现出即时收敛性，通货膨胀对沪深两市的影响不太一样，沪市反应强于深市。

通过将通货膨胀分解为预期与非预期通货膨胀研究发现，从沪市来看，预期通胀对股票收益具有正向影响，非预期通胀及其滞后值对股票收益产生负向作用。从深市来看，预期通胀的系数估计值为负，但投资者可能通过买入股票规避非预期通胀风险。

总的说来，通货膨胀与中国股票市场的价格走势表现为负向关系，但在统计并不显著，且通货膨胀对沪深股市的影响存在较为明显的差异特征，这表明，尽管沪深两市市场基本制度架构相似，但市场运行模式存在一定的差异性。

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篇5

关键词：利率期限结构；通货膨胀率；股票市值；动态Nelson-Siegel模型

中图分类号：F832.5 文献标识码：A 文章编号：1674-2265（2017）01-0003-08

一、引言

2016年6月15日，中国人民银行官网了国债等债券收益率曲线，旨在提升国内外市场主体对国债收益率曲线的关注和认可，完善国债收益率曲线的基准性，推动人民币国际化进程。债券收益率曲线也称为利率期限结构，表示不存在违约风险时零息债券到期时间与到期收益率的关系。从微观层面看，利率期限结构是金融市场基准利率曲线，反映市场资金供需成本，引导资源的配置，成为资产定价、金融产品设计、保值和风险管理的基础；从宏观层面看，收益率曲线是基于对未来预期而定，其中蕴含了反映市场参与者对经济运行状况的预期和货币当局宏观调控目标等有效信息，宏观经济和金融市场的波动会对收益率曲线产生影响。中国宏观调控从数量型转向价格型的过程中，货币政策传导机制主要通过银行体系和债券市场传导（马骏等，2016）。在债券市场中，货币政策和其他宏观变量通过改变收益率曲线形状（水平、斜率和曲率），改变当前融资成本或是影响市场对经济的预期，进而影响实体经济。在中国货币政策转型的背景下，分析宏观经济和金融市场对利率期限结构的影响效果，可以有的放矢地进行改革，提高货币政策传导的有效性。

通货膨胀水平是观测宏观经济运行状况的重要指标，也是与债券市场联系极为紧密的变量。在利率市场化经济中，货币当局基于其通货膨胀、产出水平等指标，调整利率水平，进而实现其经济目标。股票市场和债券市场是中国金融市场非常重要的组成部分，它们之间存在着相互替代、相互影响的关系，股票市值则直观地反映了股票市场价值。在当前经济形势较复杂、货币政策转型、政策措施需协调配合的情况下，央行需要更多的前瞻性信息来优化货币政策的调控措施，我们希望通过对中国数据的实证研究回答通货膨胀水平、股票市值对中国国债利率期限结构的影响。本文结构安排如下：第二部分讨论通货膨胀水平、股票市场与国债利率期限结构关联性的理论文献；第三部分采用Nelson-Siegel参数模型估计中国利率期限结构，并分析其特征；第四部分和第五部分实证分析通货膨胀水平、股票市值对国债利率期限结构的影响及利率期限结构对通货膨胀水平的预测效果；第六部分是结论性评述。

二、相关文献述评

（一）利率期限结构理论研究

国内外对国债利率期限结构的研究重心逐渐由纯预期理论（Fisher，1930；Keynes，1930；Hicks，1953）、市场分割理论（Culbertson，1957）和流动性升水理论（Hicks，1946）等为代表的传统理论研究，转向以对利率期限结构的数据拟合与预测为主的定量模型为代表的现代利率期限结构理论。现代利率期限结构理论主要分为两类：一类是基于金融学的无套利和市场均衡构建的仿射模型（Hull和White，1990；Vasicek，1977；Duffie和Kan，1996等）；另一类是基于数据的统计特征构建的统计参数模型（Nelson和Siegel，1987；Diebold和Li，2006等）。第一类模型主要是从微观角度研究利率期限结构特征，忽略了宏观经济运行产生的影响，且在真实市场数据拟合和预测中效果欠佳，对样本数据的依赖性较强，因此这种方法存在争议（Duffee，2002）。第二类参数模型中Nelson-Siegel模型虽是从统计意义上建模，但是模型具有较强的经济学含义（Christensen等，2007），通过对收益率曲线降维，分解出水平因子、斜率因子和曲率因子，有效地刻画利率期限结构对宏观经济变量变化的预期及其自身的内生周期性特征（贺畅达，2012；丁志国和徐德财等，2014）。目前Nelson-Siegel模型已被世界上大多数中央银行，如美国、英国、意大利、比利时等运用于对国债利率期限结构的估计（BIS，2005），同时在金融实践中也得到了广泛运用。水平因子和长期利率高度相关，斜率因子与长短期利差走势也表现出一致性，水平因子比斜率因子和曲率因子波动幅度小，且偏离均值的程度也较小（Diebold和Li，2006；何晓群和王彦飞，2014）。一些实证检验结果显示，Nelson-Siegel模型同时适用于中国国债利率期限结构动态特征的拟合与预测（余文龙和王安兴，2010；赵晶和张洋等，2014）。

（二）通货膨胀水平与利率期限结构的关系

利率期限结构为测度和判断宏观经济决策及其效果提供了重要信息，同时也为预测经济周期和通货膨胀水平提供了有效参考。Fisher方程中将名义利率分解为实际利率和预期通货膨胀率，证明了通货膨胀与利率期限结构的相关性。有关利率期限结构与通货膨胀率的相互关系研究主要集中在两方面：一方面是研究利率期限结构对通货膨胀的预测能力，另一方面是研究通货膨胀率对收益率曲线的影响效果。Estella和Mishkin（1997）通过对欧美收益率曲线的研究，发现收益率曲线对真实经济活动及通货膨胀率有显著的预测能力。Blundell等（1990）对六个OECD国家实证研究发现，短端的利率期限结构对通货膨胀有一定的预测能力。李宏瑾、钟正生、李晓嘉（2010）发现中国短期利率结构包含了未来通货膨胀变动的信息，可判断未来通货膨胀的走势。张旭和文忠桥（2014）以Nelson-Siegel模型估计的国债市场利率期限结构因子序列为研究样本，发现实体经济和物价因素是造成利率期限结构变化的主要原因。石柱鲜等（2008）研究1996―2006年数据发现通货膨胀冲击对不同期限利差产生正向影响。Burre（2010）建立新凯恩斯模型，研究结果显示通货膨胀波动率对收益率曲线的因子产生冲击。

（三）股票市场与利率期限结构的关系

在有效的金融市场中，投Y者会根据分散风险的投资原则进行组合投资，研究股票市场与利率期限结构的关系不仅能为管理者配置资产提供参考，同时也为金融监管提供有价值的信息。Ilmanen（2003）研究美国债券和股票收益率的相关关系时发现，二者在不同时期的相关性不同，在20世纪30年代前期和50年代末期二者呈现出负相关。负相关表明投资者从债券市场的上升中获利弥补股票市场的亏损。Campbell等（2013）对美国名义债券收益率和股票收益的关系进行研究，发现在1960―1965年期间，股票收益率和债券收益率正相关，在2000―2009年，股票收益率和债券收益率负相关。曾志坚和江洲（2007）通过VAR模型发现中国股票和债券市场收益率存在长期影响。王茵田和文志瑛（2010）通过实证分析发现，中国股票市场和债券市场流动性之间存在一定的因果关系。郑振龙和陈志英（2011）基于A股综合市场收益率和中信全债指数收益率数据，利用DCC模型分析中国股票市场和债券市场收益率的动态相关性，发现股票和债券的相关系数是时变的，且大部分时期呈现正相关。汪军红（2006）发现股票市场成交量对债券市场的截距有显著的正效应影响，表明中国股票市场和债券市场存在较强的替代关系。

通过梳理相关文献发现，目前国内学者主要是通过研究宏观经济变量对国债利率期限结构的影响，且囿于选择的样本区间和技术处理手段不同，宏观经济变量对国债利率期限结构的影响结论也有所差别。虽然一些学者对股票和债券收益率的相关性进行探讨，但结论莫衷一是。鲜有学者考虑股票市值等金融市场因素是否会引起利率期限结构的变化。因此，本文选取通货膨胀率和股票市值作为影响利率期限结构的因素进行考察，研究其是否会对国债利率期限结构产生影响。

三、国债利率期限结构特征分析

Nelson和Siegel（1987）利用参数化拟合技术对利率期限结构进行估计，得到远期利率的经验方程，并将其视为由一个常数项加上一个Laguerre函数，根据即期利率同远期利率之间的关系积分得到：

[y（τ）t=β1t+β2t1-exp（-λtτ）λtτ+β3t1-exp（-λtτ）λtτ-exp（-λtτ）]

模型中[y（τ）t]为[t]时刻期限为[τ]的即期收益率，[λt]、[β1t]、[β2t]、[β3t]为利率期限结构模型的4个参数，具有明确的经济意义。根据模型构造形式可以看出，当期限[τ]无穷大时，[limτ∞y（τ）t=β1t]，因此[β1t]表示长期利率水平，也称作的水平因子（[Lt]）；[β2t]的因子载荷[1-exp（-λtτ）λtτ]是从1迅速衰减到0的函数，当期限较短时，[β2t]对利率的影响较大，随着期限的延长，[β2t]的影响越来越弱，[β2t]代表着短期因素的变化。由于[-β2t=limτ∞y（τ）t]

[-limτ0y（τ）t]，因此[-β2t]可视为长短期利差，表示收益率曲线的斜率，称为斜率因子（[St]）。[β3t]的因子载荷[1-exp（-λtτ）λtτ-exp（-λtτ）]随着时间的延长，是一个从0增大最后又降至0的过程，在中期达到最大值。因此，[β3t]可以视为中期因素，决定曲线中部的陡峭程度，也称为曲率因子（[Ct]）。

（一）数据介绍

2006年3月，中央国债登记结算有限责任公司经过深入研究，利用Hermite模型编制了债券收益率曲线，具有光滑性、灵活性、稳定性三方面优势，适应中国债券市场的情况（马骏等，2016）。由于日度或周度的宏观经济变量数据难以获得，且收益率曲线特征不稳定，季度数据或年度数据时间跨度过大。因此，本文数据采用从2007年1月到2016年6月中债国债1个月、1年、2年、3年、5年、8年、10年、15年、20年共9种类型的月度即期收益率（由月末值衡量），数据来自于万得数据库。

（二）参数估计

动态Nelson-Siegel模型（DNS模型）通过确定参数[λ]，保证了其他参数的稳定性。[Ct]是曲率因子，因此[Ct]的参数应当在中期达到最大。中国的中期债券期限一般是2到5年。设定期限[τ]的范围为[24，60]，当[τ]=36，参数[λ]=0.05，此时拟合残差平方和最小。本文借助于R软件进行实证研究，采用Nelson-Siegel模型来实现曲线拟合最优并估计得到参数集[[Lt]，[St]，[Ct]]。水平因子、斜率因子、曲率因子的因子载荷随到期时间的变化情况如图1所示。

采用Nelson-Siegel模型来实现曲线拟合最优并估计得到114个参数集的统计特征如表1。

样本中国债收益率期限最长的是20年，最短的为1个月，中期为3年。因此水平因子（[Lt]）的变量为20年期的国债收益率，即PL=[y240]；斜率因子（[St]）的变量为长期利率与短期利率之差，即PS=[y240-y1]；曲率因子（[Ct]）的变量为PC=[2y36-y1-y240]。估计的结构因子与经验变量的关系见图2。

结构因子的时间序列与利率期限结构变量的走势具有明显的一致性。水平因子与其变量相关系数为0.871；斜率因子与其变量的相关系数为0.976；曲率因子与其变量之间的走势相同，相关系数为0.956。数据结果进一步表明3个结构因子较好地解释了债券市场的长期、短期和中期效应。结构因子的波动幅度明显大于其变量。

水平因子解释了长期利率水平，走势较为平稳。根据预期假说理论，长期利率的变化是基于当前和未来短期利率共同作用。由于远期利率的反应会随时间变化而趋于稳定，长期利率主要由市场供求状况决定。样本区间内水平因子与1年期定期存款利率的相关性为0.4136（见图3），中国长期施行的利率管制也会对水平因子产生一定影响。此外，受供求关系影响，长期国债收益率还与国债发行量等有一定关系。

根据费雪效应方程，名义利率等于实际利率和预期通货膨胀率之和。斜率因子体F了长短期利差的变化，反映出对未来利率和通货膨胀预期的变动。2007年1―9月通货膨胀水平攀升，为防止经济转向过热，央行曾先后5次提高利率，短期利率急剧上行，利差收窄，斜率因子变小。2008年9月，雷曼倒闭导致金融危机恶化后，通货膨胀率逐步下降，中国央行于当年10月连续两次降息和一次降准，从2008年11月起短期利率显著下行，长期利率下降幅度较小，导致长短期利差变大。在2010年，为缓解金融危机对经济紧缩的影响，央行实行宽松的货币政策，投放大量的货币，导致通货膨胀压力增加，利差也迅速缩小。2013年上半年市场资金宽松，长期利率略有下行，短期利率平稳。2013年6月，资金市场发生钱荒，短端收益率迅速上行，长端收益率也随之上行。短期收益率上行程度更大，使得长短利差迅速收窄（见图4）。至此，可以推测通货膨胀率与斜率因子存在一定的关系。2008年的全球金融危机对国债期限结构的曲率因子产生显著影响，而传统的变量并未反映出这一变化。传统的变量还容易受异常值影响，未能充分表现利率期限结构所蕴含的信息。通过动态Nelson-Siegel模型估计出结构因子明显地呈现出宏观经济变化对利率期限结构的影响效果。

四、通货膨胀水平、股票市值对国债利率期限结构的影响分析

为分析经济因素冲击如何影响收益率曲线的特征参数，进而分析利率期限结构与经济变量之间的相互关系，VAR估计是一种较为直观有效的研究方法。由于[Ct]与宏观经济变量的相关性较弱，经济意义不明显，且水平因子和斜率因子基本解释了期限结构的主要变动（Litterman和Scheinkman，1991；康书隆和王志强，2010；陈浪南和郑衡亮，2015），同时曲率因子具有内生周期性（丁志国和徐德财等，2014），故本文将不对曲率因子进行分析。

（一）单位根检验

通过Nelson-Siegel模型分解的水平因子（[Lt]）、斜率因子（[St]）有效地表示出长期因素和长短期利差因素。通货膨胀率用居民消费价格指数（CPI）以2006年各月为基期（=100）转化成定基序列并进行季节调整后的数据表示，股票市场数据用境内上市公司的股票总市值（Stock）的月度数据衡量，其中Stock数据来自于万得数据库。为避免时间序列存在伪回归现象，首先采用ADF检验法检验各序列的平稳性。ADF检验结果表明：在5%的显著性水平下，原序列均存在单位根，一阶差分序列不存在单位根。因此，[Lt]、[St]、CPI、Stock均为一阶单整序列，即I（1）过程，满足对序列进行协整关系检验的条件。

（二）Johansen协整检验

1. 最优滞后阶数的选择。分别建立[Lt]、[St]、CPI和[Lt]、[St]、Stock的三变量VAR模型，依据LR、FPE、AIC、SC、HQ准则，本文选择[Lt]、[St]、CPI的滞后期为2，可知协整方程的最优滞后阶数为1；选择[Lt]、[St]、Stock的滞后期为2，协整方程的最优滞后阶数为1。

2. 协整关系的检验。迹检验和最大特征值检验的结果显示：在5%的显著性水平下，[Lt]、[St]、CPI之间存在1个协整关系；[Lt]、[St]、Stock之间存在1个协整关系，可以建立向量误差修正模型。

（三）向量误差修正模型（VEC）

1. 估计VEC模型。用结构因子[Lt]、[St]的估计值分别与通货膨胀水平CPI和股票市值Stock形成三维向量时间序列，建立向量误差修正模型，采用一阶差分的滞后阶数。估计结果如下：

其中D表示一阶差分，*表示对应的参数估计t统计量绝对值小于1，参数显著性很低，不足以作为分析的依据（沈根祥，2011）。

2.基于VEC模型的Granger因果关系检验。Granger因果关系检验结果表明：在5%的显著性水平下，CPI是[St]的Granger原因，CPI不是[Lt]的Granger原因；在10%的显著性水平下，Stock是[St]的Granger原因，Stock不是[Lt]的Granger原因。

通货膨胀率和股票市值对斜率因子影响效果明显，对长期因子影响不显著。通货膨胀水平和股票市值对债券市场的影响具有时效性，对斜率因子的影响较为显著，但是对长期利率的影响是通过改变市场预期而间接实现。一方面表明中国金融市场发展逐渐成熟；另一方面表明这些因素的波动在传导至利率长端的效果明显被削弱，金融市场中存在一定程度的无效性，不能从收益率反映出市场的全部信息。水平因子主要受其自身因素影响（何晓群和王彦飞，2014；陈浪南和郑衡亮，2015）：一是因为中国很长时期内对存款利率实行管制，国债利率与各期限存款利率高度相关，导致水平因子不能及时反映出宏观经济的变化；二是商业银行是银行间国债市场的主要买家，银行存款和资金量会影响期限结构。样本区间是从2007年开始，商业银行在满足资本充足率和风险监管要求外，大部分资金用于购买国债，银行资金较为宽松。

误差修正模型包含了通货膨胀率和股票市值对利率期限结构的短期动态影响和长期均衡影响。短期动态影响写成单方程形式为：

模型中[Vecm]为误差修正项，误差修正项系数反映了在VEC模型中序列之间动态关系偏离长期均衡时的调整力度。若其为负值，则意味着偏离的误差将会得到修正。模型（3）中对斜率因子的调整的系数为

-0.199，表明斜率因子的短期波动幅度较大，平均每月对上月偏离长期均衡水平的短期调整幅度为19.9%，当短期波动偏离长期均衡时，经济系统将以19.9%的调整幅度将其拉回到长期均衡状态。模型（4）中对斜率因子的调整系数为-0.219，表明斜率因子平均每月对上月偏离长期均衡水平的短期调整幅度为21.9%，当短期波动偏离长期均衡时，经济系统将以21.9%的调整幅度将其拉回到长期均衡状态。修正项对斜率因子的负向边际贡献也表明斜率因子偏离长期均衡的波动持续性较弱，在偏离长期均衡时，会进行反向调控使其恢复到均衡水平。

在经济变量对利率期限的长期均衡影响中，将[St]（-1）的系数标准化为1，得出变量间的长期均衡关系为：

（四）通货膨胀水平、股票市值对国债利率期限结构的影响

通货膨胀水平对债券市场斜率因子的影响效果显著，从侧面说明中国投资品种逐渐健全，当通货膨胀水平变化（或者实际利率变化）时，居民会调整投资组合。股票市值变动对斜率因子的影响效果也较为显著，表明中国金融市场的效率明显提升，市场参与者可以迅速觉察到金融市场的变化而重新分配资产。宏观经济和金融市场的变化对长期利率的影响效果并不显著，间接反映出货币政策通过债券市场传导的有效性尚不完整。

通货膨胀率和股票市值对利率期限结构的影响可以分为短期动态影响和长期均衡影响。短期内，通货膨胀水平的变动（DCPI）增加会缩小斜率因子的变化（[DSt]），当通货膨胀水平变动幅度较大时，市场对于变动方向形成强烈的预期，因而长短期利率的变动幅度趋于稳定，斜率因子的变化趋缓。股票市值的变动（DStock）增加会加剧斜率因子的变化（[DSt]），当股票市值波动幅度变动，短期内投资于股市的资金流动增加，会加大债券收益率的波动，导致斜率因子的变化幅度增加。

通货膨胀率和股票市值对利率期限结构的长期均衡影响与短期动态影响有所不同。从长期来看，通货膨胀率和股票市值均在缩小斜率因子方面效果显著。斜率因子变小有两方面原因：一是长期利率下降，意味着居民和企业对长期资金的需求疲软，固定资产投资对社会总需求的拉动作用较弱，导致经济活动活跃度下降；二是短期利率提升，意味着货币政策开始收紧，其后果是经济活动的下降。长期投资意愿减弱也表明市场对未来不确定性增加，长期投资意愿不强，风险偏好下降，短期投资意愿增加。因此，斜率因子缩小会对经济活动下降有预测作用。由于中国对于通货膨胀的调控效果明显，市场对货币当局的调控能力信心较强。当通货膨胀水平较高时，市场解读为央行为抑制经济过热，会采取紧缩的货币政策，短期利率会随之提高，由于价格刚性的存在，长期利率上升幅度低于短期利率，利差收窄，斜率因子变小，通货膨胀对斜率因子的负向影响较为显著（金雯雯和陈亮等，2014；何晓群和王彦飞，2014）。当股票市值增加时，股市繁荣，市场投资于股市的积极性增加，部分投资者将资金从债券市场转移到股票市场，导致债券市场的利差缩小，收益率曲线趋于平坦。

当前经济下行压力依然较大，新常态的特征明显，受去产能、去泡沫和清理债务等因素影响，基础建设投资、民间投资等出现下滑。除了宏观经济因素和金融市场因素对利率期限结构产生重要影响外，债券市场自身因素也会使利率期限结构发生改变。债券市场频频出现违约，刚性兑付逐渐被打破，债券市场的波动也改变了利率期限结构。

五、利率期限结构对通货膨胀的预测分析

利率期限结构反映的是预期未来宏观经济信息，因此利率期限结构的水平因子和斜率因子包含着通货膨胀水平和通货膨胀预期的信息。例如，当通货膨胀率相对高时，人们预期未来通货膨胀率会降低，于是长期债券的收益率将会降低，长短期利差缩小。Rudebusch和Wu（2008）认为水平因子反映了通货膨胀预期；吴吉林（2010）利用NS宏观金融模型分析利率期限结构因子与宏观经济变量之间的关系，发现水平因子包含预期通货膨胀信息；李宏瑾等（2010）利用Mishkin模型考察利率期限结构对通货膨胀的预测能力，发现中短端利率曲线对通货膨胀的预测能力较强；康书隆和王志强（2010）采用Diebold-Li方法估计中国国债的利率期限结构，对CPI和长期利率两个序列做时差相关分析，发现长期利率可以预测CPI的走势。国内外研究发现，长短期利差对预测未来6个月到1年后的通货膨胀率效果较好。表3描述了2007―2015年利率期限结构的水平因子、斜率因子、同期通货膨胀率、6个月后的通货膨胀率4个变量的相关系数。

通过相关性分析，利率期限结构的斜率因子与未来6个月的通货膨胀率呈现出较强的负相关。郭涛和宋德勇（2008）选取2004―2006年数据，发现中国长短期利差和未来6个月的通货膨胀率呈负相关，长短期利差与斜率因子高度相关（相关系数达0.976），也证明了中国斜率因子与未来通货膨胀率的负相关关系。短期利率受央行基世率调整和短期资金供求关系的影响较大，而通货膨胀率则是央行制定货币政策的重要参考指标。通货膨胀率与短期利率呈现正相关关系，斜率因子则和通货膨胀率负相关。下面对斜率因子和未来通货膨胀率进行回归分析，建立简单回归方程为：

利率期限结构的斜率因子在统计上对通货膨胀率具有显著的预测能力，可用于对通货膨胀水平未来变动方向的定性和定量分析。利率期限结构的斜率因子对通货膨胀水平产生负向影响，当[St]增加时，未来的通货膨胀及通货膨胀预期将下降。从Nelson-Siegel模型斜率因子走势分析，2016年下半年CPI同比将保持在1%―2.5%的区间内温和趋势运行，不存在明显的通胀或通缩压力。同时斜率因子逐渐缩小，预计通货膨胀水平有上升的趋势，这与2016年下半年以来的实际情况相符。斜率因子缩小预示着经济活动活跃度下降，政策的稳定性对提振投资信心至关重要，央行应保持宏观经济政策稳定，关注通货膨胀变化和股票市场变化对国债利率期限结构的影响，并从利率期限结构所隐含的市场预期因素进行决策，可根据货币政策的时滞，注重松紧适度，灵活运用多种货币政策工具，提前采取较为稳健的货币政策。

六、结论

本文利用Nelson-Siegel模型拟合了中国利率期限结构曲线，并构建VEC模型等分析通货膨胀水平、股票市值与国债利率期限结构的关系和斜率因子对未来通货膨胀率的预测效果。研究表明，通过动态Nelson-Siegel模型估计的水平因子、斜率因子和曲率因子体现出利率期限结构的特征，能够有效刻画对于宏观经济等变量变化的预期及其自身的内生周期性特征；通货膨胀率、股票市值与国债利率期限结构的水平、斜率因子之间存在长期的协整关系，但是通货膨胀率和股票市值均不能显著引起水平因子的变化，水平因子与存款利率相关性较高，反映出货币政策向债券市场传导的效率有待完善；通货膨胀水平和股票市值均能显著引起斜率因子的变动，短期看来通货膨胀水平和股票市值影响斜率因子变动的方向不一致，但长期看来通货膨胀水平和股票市值均在缩小斜率因子方面效果显著，进一步证明了Fisher方程中斜率因子包含着通货膨胀水平预期变动的结论；斜率因子还可以作为预测未来通货膨胀的重要指标。

在中国债券市场逐步开放和货币政策调控逐步从数量型转向价格型的背景下，中国国债利率期限结构已经显示了对经济的预测功能，货币政策通过债券市场传导的基本条件已具备。但是与西方发达国家相比，中国政府部门对此预测功能的分析和应用有待进一步开发，同时中国货币政策向债券收益率的传导效率较低，收益率曲线的有效性仍需提高。主要原因是中国债券发行期限结构、流动性、二级市场等尚不完善，各种因素从多种渠道弱化或扭曲了利率传导效率，也容易产生套利机会。因此，为进一步完善货币政策通过债券市场的传导效果，应当完善国债发行结构，并发展国债衍生品市场，提高二级市场流动性，通过大规模的市场交易，提高无风险利率的基准性，畅通价格型政策的传导渠道。

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篇6

自欧债危机爆发以来，西方发达国家的经济生活乃至我国的经济发展都受到了不同程度的冲击，为刺激经济的复苏，多数国家采取了宽松的货币政策，通货膨胀随之逐渐升温，房地产价格存在较大的上行压力，如何对冲通货膨胀对经济发展的影响，缓和房地产发展周期的波动性，保证经济平稳复苏，是当前经济工作的重要任务。房地产投资信托基金作为房地产业新型的融资工具，能否为房地产金融业提供良好的对冲通货膨胀作用呢？本文对房地产投资信托基金（REITs）的最新研究成果和文献做一个梳理和总结，以期为我国房地产金融业的发展起到一定的启示作用。

二、房地产投资信托基金的特点

房地产投资信托基金经过不断地发展和完善已具备几个区别于其他股票的特征，这些特征激起众多学者们研究其对冲通货膨胀功能的极大兴趣。第一，REITs具有高收益，包括红利收入和资本收益两部分，Ibbotson协会的研究表明,截止到2008年12月31日的数据,权益型REITs30年的年平均收益率达11.99%，而同期S&P500指数收益率为10. 99%，股息税收驱动的支出要求带来稳定的股息流，高的稳定的股息流提供一个良好的机会来评估REITs是否拥有通货膨胀对冲功能，第二，REITs的现金流量相对于其他上市公司来说更加透明，现金流的透明度与持续的股息支付相结合可推断出REITs投资者不太可能遭受通货膨胀幻觉，因为他们能够掌握更多的关于现在的和将来的现金流量和股息支付信息。第三，REITs的组合投资起到分散风险的作用。组合投资因其投资的多样化，相对于单一投资来说能够消除部分非系统风险， REITs一般通过多元化投资,选择不同地区,不同类型的房地产项目组成投资组合,不仅获得较高的收益，而且能够有效降低通货膨胀等带来的非系统风险。

三、房地产投资信托基金与通货膨胀的关系

研究房地产资产收益与通货膨胀的关系最先可追溯到1977年Fama and Schwert发表的《资产收益与通货膨胀》文献中，他们在扩展费雪方程的基础上，对1953年至1971年期间美国政府债券、股票及房地产等资产收益与通货膨胀的关系进行了实证研究，结果表明房地产是完全对冲预期和非预期通货膨胀的。

在此之后，大量学者运用不同的方法和不同时期的数据对房地产收益和房地产投资信托基金收益与通货膨胀的关系进行深入的分析。Joseph（1988）等学者调查了多种房地产类型的收益、股票和债券与通货膨胀的关系，实证结果表明不同类型的房地产的通胀对冲特性很不一样，REITs收益被非预期通胀严重压抑了，在二十世纪七十年代中后期抵押型REITs收益被非预期高通胀严重压抑，权益型和混合型REITs的遭遇也是一样。因此房地产的对冲通胀特性是不均匀的，有些房地产，尤其是收入生产型房地产总的收益和增值收益与通常的通胀和非预期通胀之间都有很强的正向关系，其他类型的房地产，如REITs收益，与非预期通胀是强烈负相关的。

Chiuling Lu, Raymond (2001)运用一个向量误差修正模型来检验REITs收益、实际活动、货币政策与通货膨胀的关系，实证结果表明REITs市场、货币政策与通货膨胀之间存在长期的均衡关系，REITs市场、实际活动与通货膨胀之间也存在长期的均衡关系，且REITs收益随着货币政策的变化而变化。总的结论表明房地产投资信托基金不存在不正当对冲通胀能力，实证中被观察到的REITs收益与通货膨胀的负向关系只是REITs收益与其他宏观经济变量之间的基本关系的一种代替。

William ,Xiaoquan Jian(2011)等学者运用由Campbell and Vuolteenaho(2004)提出的股息收益分解方法探索了房地产投资信托基金的通货膨胀幻觉和通货膨胀对冲效应。他们根据未来股息增长与贴现率之间主观和客观的区别鉴别了REITs股息收益率的偏差成分，在1980年至2008年期间通货膨胀幻觉效应趋向于通货膨胀支配对冲效应，因此，他们根据通货膨胀幻觉假设为短期REITs收益与期望通货膨胀之间的负向关系提供了另一种解释。

Gwangheon, Lee（2011)为研究观察到的REITs与通货膨胀之间的负向关系是否能由通货膨胀幻觉来解释，根据现在的线性和对数线性价值模型识别出REITs价格中的偏差成分，然后检验通货膨胀是否能解释这偏差成分。在给定常量利率的线性模型中，他们发现有证据支持关于REITs收益与通货膨胀关系的通货膨胀幻觉假设，因此通货膨胀能解释部分偏差成分，且对偏差的影响是负向的。

四、结束语

由此发现，关于REITs能否作为有效对冲通货膨胀的工具并没有统一的结论，学者们对不同时期的数据采用不同的分析方法往往得出相反的结论。不过，普遍的共识是，基于REITs的多项优势它肯定能在一个投资组合中起到分散风险的作用，从而增强组合投资对冲通货膨胀的作用。中国房地产市场正处在调控转型期，房地产商资金紧缩已是不争的事实，为扩宽房地产融资渠道，发展房地产投资信托基金是大势所趋，而面对日益严重的通货膨胀现象，研究其是否具有对冲通货膨胀的功能为我国更好地开展房地产信托投资基金具有重大的借鉴意义。

参考文献

[1]Fama,E.F.,Schwert,G.W. Asset returns and inflation.[J]..Journal of Financial Economics,1977,5(2):115–146.

篇7

关键词：通货膨胀；中央银行；货币供应量

中图分类号：F820.5 文献标识码：A

文章编号：1005-913X（2015）11-0181-02

一、通货膨胀的原因

货币超发而引起的货币贬值，物价上涨的货币现象是通常所说的通货膨胀。一般分为成本推动的通货膨胀、结构性通货膨胀、需求拉动的通货膨胀和货币现象的通货膨胀。在不存在超额需求的条件下，因为供给方面成本的上升推动商品价格水平显著和持续地上涨称为成本推动的通货膨胀。由于工会组织对工资提高的压力以及垄断出现的行业中，厂商为追求利润抬高商品价格而引起的货币贬值，物价上涨。其中，工资推动的通货膨胀是指厂商提高工人的工资而引起产品成本增加而引起的一般价格水平上涨。结构性通货膨胀是指一国国民的工资上涨跟不上一般价格水平的上涨而引起比例结构、产业结构、部门结构等的失调，引起的通货膨胀。需求拉动的通货膨胀是由于总需求超过总供给，可以解释为过多地货币追求过少的商品。货币现象的通货膨胀是货币供给增加造成的。

二、改革开放以来我国发生的历次通货膨胀

（一）1985年（中国出现的第一次通胀）

从1979年开始，我国实施了改革开放政策，我国经济迎来了快速发展的黄金时期。从1979年到1984年间，国民生产总值迅速增长，人均收入增长了几倍。改革开放初期，我国两年财政赤字都出现了巨大亏空，国家通过增发超额货币来填补国库的赤字。到1980年底，出现了改革开放以来的第一次通货膨胀，全国市场货币流通量比上一年增长63.3%，大大超过社会同期商品零售总额增长和工业生产总值增长的幅度，商品价格上涨达到最高6%的水平，已经到了引起经济危机的警戒线上。

（二）1988年（中国出现的第二次通胀）

职称评定、工资改革及基础建设投资的大规模升温引起的货币供应量大规模增长，到1987年底，货币供应量比1983年增加了925亿元，迎来了又一个货币大量超发时期，达到1 454亿元。乡镇企业大量向银行借款，致使市场对货币的需求大幅度地增加。而新一轮的通货膨胀是由央行应对过热经济对货币量的需求而发行第四套人民币和推行大额面钞引起的。1988年，包括各种生活必须品在各大城市相继提价，绝大部分的商品提高了价格，商品价格平均涨幅为30%，而像家用电器、摩托车、油这一类产品的涨幅达到了80%。

（三）1995年（中国出现的第三次通胀）

从1992到1993年，随着市场经济大规模改革，国家在商品定价方面全部放开了。为了提高职工福利，政府扩大内需，企业抓住机会，大规模地向银行贷款进行各种国外投资，大量地购买各种机械设备和高档商品。地方政府大规模地利用信贷开发房地产业和开发区建设，导致房地产业开发过热及许多生产资料价格上升。我国货币供应量大幅上涨，许多企业为了维持正常经营，不得不多方借债来维持正常的生产经营活动，其中不乏集体、私营企业。中国出现的第三次通胀是由于基础产业的瓶颈、钢材等生产资料价格的上涨、生活资料价格上涨的恶性循环。

三、央行对通货膨胀治理的政策

中央银行对通货膨胀的治理主要运用紧缩的货币政策削减货币供给的增长来降低总需求，从而降低通货膨胀水平。中央银行主要运用以下工具来降低通货膨胀水平。

（一）提高法定存款准备金比率

中央银行有权利决定商业银行和其他存款机构的法定准备金比率。当产生严重的通货膨胀，中央银行可以提高法定存款准备金比率，减少货币供给，让每一元的准备金支撑更少的存款。如果当前的法定存款准备金比率为10%，那么当客户向银行存了100元现金，其中必须留出10元作为准备金，其余的90元为可贷金额，于是，增加1万元的准备金可以产生10万元的存款。此时，若中央银行实施货币政策，把法定存款准备金比率从10%提高到20%，则储户100元的存款需持有20元准备金，可借出的货币为80元，此时，商业银行增加100万元的准备金就必须有500万元的存款，货币供给就减少了一半。从方法上看，提高法定准备金是最简单的办法，但是提高法定准备金的作用十分猛烈，且存在时滞也会使商业银行的正常信贷业务受到干扰。1988年发生的通货膨胀就采取了提高法定存款准备率降低通货膨胀。

（二）提高再贴现率

商业流动性不足时，可以向中央银行借款解决短时间居民提款等需要，中央银行作为最终的贷款人帮助商业银行解决资金不能维持正常业务需要的危机。商业银行手里一般都会持有一定的政府债券和商业票据，当商业银行的准备金不符合中央银行的规定时，商业银行就可以用他持有的政府债券或商业票据向中央银行申请贴现业务以解决暂时的需要。当央行提高再贴现率以后，商业银行因为成本的提高就会尽量不向央行申请贴现业务，再贴现需求和规模的降低从而导致市场上货币供应量减少，这样，就会在一定程度上抑制通货膨胀。不过，通过提高再贴现率来达到控制通货膨胀的效果是非常有限的，对中央银行来说，也是被动、不积极的策略，因为借不借款的主动性掌握在商业银行手中。

（三）公开市场卖出业务

央行在金融市场上向商业银行等金融机构出售政府债券以控制货币供应量的方式被称为公开市场卖出业务。这是目前央行减少货币供给量，降低通货膨胀最重要也是最常用的工具。当发生通货膨胀时，中央银行根据判断收紧银根来降低通货膨胀，于是向金融市场出售证券，这样，就减少了市场上的货币供应量，也减少了商业银行可贷的货币总额。一般的金融机构从事证券卖出业务是为了盈利或解决暂时流动性不足的问题，而中央银行从事卖出证券的目的是为了减少市场上的货币供应量，达到降低经济过热降低通货膨胀的目的。由于公开市场卖出业务操作灵活，因而便于央行降低货币供应量卖出证券，立即就可以减少货币供给量，降低通货膨胀。央行能连续地自由的开展公开市场卖出业务，自由执行债券的卖出数量、时间，从而可以快速有效地降低通货膨胀。

（四）直接提高利率

简单的说，通货膨胀是货币发行量超过市场中需要的货币量导致的。货币多了，购买力就下降了，利率过低，资金成本低，企业会大量借贷，导致投资扩大、过热，而个人也会由于利率低，钱放在银行没什么收益而把钱花掉。同时可以把个人的大量资金留在银行系统内，减少流通中的货币量，以抑制通胀。当提高利率引起的货币购买力下降和通货膨胀引起的货币贬值相抵消时，提高利率就维持了物价水平的相对稳定，也就是提高利率后的货币购买力保持不变，就达到了降低通货膨胀的目的。我国1995年的通货膨胀就采取了通过提高存款利率实现“软着陆”治理通货膨胀。

治理通货膨胀，政府也可以采取相应的措施来配合央行这些工具来降低通货膨胀。1985年的通货膨胀，国务院了一系列的宏观调控措施。比如，政府采取措施降低固定资产投资规模，减少银行可贷资金金额，加强宏观调控稳定物价水平，加大经济监督力度。如政府可以采取紧缩性的财政政策增收节支、减少赤字。如减少政府支出，通过减少购买性支出或降低转移支付的金额等及增加税收和发行公债。

四、治理通货膨胀的建议

如果通过货币政策降低通货膨胀的效果不明显，国家可以同时采取货币政策和财政政策。在货币总量增加的情况下，利用财政政策的转移支付增加低收入人群的收入，减少通货膨胀对他们基本生活的影响。简单地说，通过增加低保的最低生活保障，对低收入者进行生活补贴即通过政府的转移支付，保障他们的实际消费水平在以往的水平上，让他们在通货膨胀的压力下不受影响。不过，在恶性通货膨胀的压力下，由于紧缩政策的实施，大部分厂商都会通过降低商品质量来保障自己的利润水平，这也使得低收入者的生活受到影响。

总之，如果通胀演变成长期趋势，就会出现许多人都不愿意看到的局面。例如经济结构性矛盾的大规模爆发或是经济周期性衰退都会演变成滞胀，拉大贫富差距，使穷的更穷，使社会矛盾加剧，制约经济的增长，同时也会使社会离稳定、健康更远。通过提高劳动生产率，提高居民的收入水平来增加消费和需求，才能使经济健康稳定的发展。

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篇8

【关键词】通货膨胀容忍度 经济发展 扩容

“通货膨胀目标”以及“最优通胀率”通常是国内外学者们研究和探讨的重要课题之一，随着经济的发展，通货膨胀并非如人们所预期的在适度区间内发展，反而挑战通胀目标，对经济影响巨大。所谓通货膨胀容忍度，即一国政府或央行对通货膨胀规定的最高限额。目前国际上通用的通胀容忍度为3%，欧洲央行确定为2%，而中国则是浮动于3%～4%之间。2010年以来国际大宗商品价格高，国内劳动力成本上升，通胀成本冲击特征明显，考虑到中国经济发展的环境及程度，使得是否就通胀容忍度进行扩容，扩容到多少适度，成为众学者争论的焦点。对通胀容忍度进行分析阐述的文献并不多，本文在此基础上总结文献到2013年，将“通胀容忍度”相关文献观点归纳分类为以下几大观点。

一、反对通胀扩容

反对通胀扩容，在2010年呼声最大。渣打银行大中华区研究主管王志浩认为，穷人将收入40%～50%用于购买食品，无法购买房子或理财产品以保值增值，以低收入人群的角度分析了扩容的不利；国际经济交流中心常务副理事长郑新立提到，现在中国有条件实现高增长，低通胀，主要的措施就是通过引导资金的投向，把通胀的压力变成支持产业升级的动力，而不是提高通胀容忍度；学者叶檀指出，中国现的CPI数据存在系统性低估，用低估的CPI来证明应提高通胀容忍度是不科学的，中国提高通胀容忍度需两个前提：国际社会已形成容忍通胀的共识、统计局公开CPI样本与调整权重的依据。反对通胀扩容的观点总结概括为，扩容将导致通胀预期的提升，一定程度抵消货币政策效果，鼓励市场投机之风，损害中国实体经济，削弱对外出口优势，促使短期繁荣，实则埋下危机的根源。

二、支持通胀扩容

相对于反对扩容观点，世界各地更多的是提高通胀容忍度的声音。

2010年，布兰查德等学者提出，通过适度提高通胀目标，来增加货币政策应付冲击的空间，在面对危机时，利率将更有灵活变动性；而中国学者如厉以宁指出，中国通货膨胀容忍度可以提高到4.5%，社会是可以承受的；2011年李斌利用B-S效应模型对通胀容忍度分析，发现非贸易品价格上涨是低生产率部门分享经济高增长收益的重要途径，且具有结构性、趋势性的特征，因此有必要对此作出一定程度的容忍。

2012年伍戈等人结合当前中国实况，以AD-AS框架为分析基础，表示在B-S效应作用下劳动力成本冲击具有长期结构性特征且不可逆，加上扩张性政策的高通胀成本特征，应在一定程度降低其中长期经济增长目标并提高通胀容忍度。

2013年，支持扩容的理论研究方向更加多样化发展。吴海民、王建军基于通货膨胀与经济增长、运行效率之间的非线性关系，利用门限效应自回归模型，提出应适度提高通胀容忍度，如短期内以“稳增长”为政策取向时，4.455%的门限值可视为近期内我国通货膨胀的最大容忍边界，而以长期以“转变发展方式、提高经济运行效率”为政策取向时，3.741%为通货膨胀的最大容忍边界；彭方平、连玉君等则从公司层面，应用面板平滑转换模型研究发现通胀率容忍度应为3.8%；彭恒文从福利成本角度，构建双对数形式的货币需求函数，通过“福利三角”测算出通胀容忍度应为5%；窦智、叶文辉则基于双重菲利普斯曲线，表示随着我国人口红利的消失，未来的通胀压力势必会增加，需提升适当的通货膨胀容忍度。

总体来说，国内外对支持通货膨胀扩容的呼声远远高于反对之声。从“要素价格改革”、“非贸易品”到后期的“劳动力成本”、 “福利成本”、“双重菲利普斯曲线”等多个不同的角度，众专家学者提出了自身对通货膨胀容忍度的见解，并试图界定其适当值，却未达成一致意见，通货膨胀容忍度值低可至4%，高可达5%。

虽通货膨胀容忍度目前尚不能得出准确数值，但扩容似乎是众望所归，同时不少学者还警示到，通货膨胀容忍度适当的扩容是适应中国经济环境的，但需防范其在一定程度上对人民生活与社会经济造成冲击，遏制恶性通货膨胀的出现，把控好货币政策，安抚民众福利损失，保证中国经济持续健康发展。

三、针对“扩容”提出的政策与建议

第一，提高通胀政策的可信度。通胀预期往往抵消宏观政策的效果，我国劳动力市场存在着相当多的信息不对称，向公众告知货币政策实施情况，对通胀走势的分析与预测，提高人们对通胀政策的可信，进一步引导和管理通货膨胀预期。

第二，对通胀容忍度宜实行地域差别化管理。中国地区经济发展不平衡，不同地区应实施不同的通胀容忍度，如以增长为目标的中西部地区，可提升至高通胀容忍度水平，而以转型和效率为目标的沿海地区则可适度降低通胀容忍度水平。

第三，把握货币政策的实施力度与节奏。提高通胀容忍度并不代表实施宽松的货币政策，实现政策规则性与灵活性的统一，优化信贷结构，保持货币的适度流动性，不断调整经济结构，提升经济运行效率。

第四，重视民众福利损失，积极寻求解决办法。通货膨胀可能伴随着民众福利的减少，政府不应以福利的下降的代价来换取通胀容忍度的提升，加快收入分配制度改革，完善动态补贴机制迫在眉睫。

无疑，通胀“扩容”能更好地让经济以自由的姿态发展，或许在将来成为世界各国经济发展的一种趋势，但同时应保持警惕，不应以牺牲民众福利为代价去换取。我国目前正处于转型期，体制尚不完善，需加快经济转型与体制改革建设，把控宏观政策调控，有阶段性地实现通胀容忍度的扩容，方能实现经济持续快速健康发展。

参考文献

[1]李斌.经济增长、B-S效应与通货膨胀容忍度[J].经济学动态，2011，（1）：61-66.

[2]伍戈，李斌.成本冲击、通胀容忍度与宏观经济政策[J].经济理论与经济管理，2012，（3）：48-52.

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关键词：财务风险；通货膨胀；风险预警

中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1008-4428（2012）04-85 -03

一、企业财务风险的理论内涵

（一）企业财务风险的内涵

企业财务风险是企业财务活动中由于各种不确定因素的影响，使企业财务收益与预期收益发生偏离，从而造成蒙受损失的机会和可能。财务风险有狭义和广义之分。

狭义的财务风险是指由于外部借债从而给企业的财务成果（企业利润或股东收益）带来的不确定性。广义的财务风险指企业在特定的客观情况下和特定期间内，由于各种难以或无法预料、控制的企业外部环境和内部经营条件等不确定性因素的作用，使得企业资金运动的效益性降低和连续性中断，进而使得企业的实际经营绩效与预计目标发生背离，从而对企业的生存、发展和盈利目标产生负面影响或不利结果的可能性[1]。

（二）企业财务风险的基本特征

由风险的特点和财务风险的独特性，归纳出企业财务风险主要具有以下几个特征：

1、客观性，即无法实现预期目标财务风险不以人的意志为转移而客观存在的。

2、全面性，即财务风险存在于企业财务管理的全过程并体现在多种财务关系上。如资金的筹集、运用、积累分配等均会产生财务风险。

3、不确定性，即影响财务活动的各种因素不断发生变化使财务风险事前不能准确确定大小。

4、共存性，即风险与收益并存，一般财务风险越大，收益就越高。如风险投资存在较大风险，同时也会因投资而取得风险报酬。

5、激励性，即财务风险的客观性会促使企业采取措施防范财务风险，加强财务管理。

二、目前我国通货膨胀的现状

通货膨胀指因货币供给大于货币实际需求，也即现实购买力大于产出供给，而引起的一段时间内整体物价水平持续而普遍地上涨的现象。其实质是社会总需求大于社会总供给。

通常用居民消费价格指数（CPI）衡量通货膨胀程度。CPI是反映一组代表性商品和服务项目价格水平变化趋势和变动幅度的统计指标，以零售量或居民消费量为权数，反映消费者所付价格水平。按国际惯例，当CPI增幅连续超过3%时，即意味着发生了通货膨胀；CPI低于1%时，则有通货紧缩的风险[2]。

近几年来，随着经济一体化进程的加快和国际大宗商品价格的快速上涨，我国的通货膨胀水平不断攀升，2010年和2011年我国CPI同比上涨3.3%和5.4%，个别月份甚至突破6%的高通胀水平。2012年以来，以国际石油价格为代表的大宗商品价格依然高位运行，意味着今年我国的通胀压力仍可能高企，将对企业财务风险控制带来一定挑战[3]。如下图所示。

三、通货膨胀对企业财务风险的负面影响

通货膨胀具有传染性，使得财务管理中的筹资管理、投资管理、营运资金管理和利润分配管理等受到影响，从而引发企业一系列的财务风险问题。

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（一）通货膨胀对企业筹资的影响

在通货膨胀时期，国内经济形势的变化直接给企业筹资带来不利影响。2008年我国很多企业的财务结构都普遍存在着资产负债率较高的问题。企业对银行的依赖性很大，存在着企业到期不能偿还债务本息或高于企业经营成本的可能性。进入2009年，很多企业市场销售缩减较大，很难靠借新债还旧债的方式维持资金运转[4]。由于通货膨胀导致一系列的连锁反应，致使企业的筹资风险加剧。

首先，通货膨胀使企业筹资的数额增加。通货膨胀条件下物价将持续上涨，企业的采购成本、人工成本及各项相关费用也随之快速上涨，使企业资金需要量迅速增加。同时，政府为应对通胀，往往采取紧缩货币政策，使企业的资金来源受到限制，资金短缺现象更加突出。尤其中小企业已经感受到现金流对运营的极大压力，通货膨胀面前“现金为王”成为企业的共识。

其次，通货膨胀使企业筹资的成本增加。通货膨胀使企业资金需用量相对增大，而金融机构资金供应量相对减少，从而使资金供求失衡。在价值规律的作用下，企业筹集资金的成本要高于平时。此外资金持有者可能提高出借资金的利率，从而也抬高了企业资金的筹集成本。

最后，通货膨胀影响企业资金的筹集方式。通胀初期，企业若以发行债券筹集资金就会获取额外的收益。因为债券固定的利率不会随物价的上涨而相应增加，债券的实际利率远远小于债券的票面利率，从而变相地减少了企业应归还债务的数额。通胀水平高企时，企业若以发行债券筹集资金，通胀预期会使人们以债券的票面利率减去预期通货膨胀率来作为实际利率，进而做出投资决策，而通胀预期与实际通货膨胀不相一致。若实际通货膨胀率较高，债券利率就远大于企业应承担的筹资成本，从而变相地增加了企业应归还债务的数额，给企业带来额外的损失。因此通货膨胀的不同时期，选择恰当的筹资方式很重要。

（二）通货膨胀对企业投资的影响

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【关键词】通货膨胀 进出口 VAR模型

一、引言

自2001年加入世界贸易组织以来，我国进出口贸易额不断增加。目前，我国贸易增速位列发展中国家之首，已成为世界第二大经济体。加入WTO大幅降低进出口壁垒，使我国迅速成长为一个贸易大国。然而，在我国进出口贸易迅速增长的同时，国内却面临通货膨胀的压力。居高不下的通货膨胀率不仅影响了我国的经济质量，在一定程度上影响了人民生活水平的提高。随着“高增长、高通胀”时代的临近近，对外贸易与通货膨胀的关系成为我国经济理论界面临的一个重要课题。

国内外学者对通货膨胀影响因素进行了研究分析，比较多的是从西方经济学的角度阐述货币供应、成本推动、需求拉动是如何引发通货膨胀现象的，也有一些学者从汇率角度出发分析汇率对贸易收支的影响，从而研究其对通货膨胀的影响，且结论不尽相同。如国外学者kenen、Rodrk（1986）和Kruguman（1991）等人对汇率波动与对外贸易的分析，从而研究其与通货膨胀的关系。大多数学者的研究主要分析了汇率、贸易收支对通货膨胀的影响，没有进一步进行实证分析。

二、数据来源与模型选择

1.数据介绍

通货膨胀与进出口贸易是不同的经济范畴，但两者又有一定的联系。通货膨胀是指当一个经济中的大多数商品和劳务的价格连续在一段时间内普遍上涨时，宏观经济学就称这个经济经历着通货膨胀。通货膨胀按照价格上升的速度可以分为三类：第一，温和的通货膨胀，指每年物价上升的比例在10%之内。第二，奔腾的通货膨胀，指年通货膨胀率在10%以上和100%以内。第三，超级通货膨胀，指通货膨胀率在100%以上。人们通常选用CPI作为衡量通货膨胀水平的重要指标。CPI即是消费者物价指数，是反映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。本文以2008年1月到2015年5月的通货膨胀（以环比cpi表示）、出口额（ex）与进口额（im）共89个月度数据为样本变量进行分析，数据来源为中国经济网、国家统计局网站。

2.模型选择

相比于简单的自回归模型，VAR具有更高的可靠性，在构造VAR模型时，把系统中的每一个内生变量都作为系统中所有内生变量的滞后值。该模型常用于预测相互联系的时间序列系统以及分析随机扰动对变量系统的动态影响。一个VAR（p）模型的数学形式是： ，yt是一个k维的内生变量，xt是一个d维的外生变量，A1……Ap，B是待估计的系数矩阵，εt是扰动向量，它们之间可以同期相关，但不与自己的滞后期相关及不与等式右边的变量相关。

三、计量结果与分析

1.变量的ADF单位根检验

VAR模型要求变量是平稳的，而现实生活中，时间序列通常是非平稳的，我们就需要对时间序列进行差分，然后检验其平稳性。单位根检验包括DF检验、ADF检验、PP检验，本文使用ADF检验法。

从表中可以看出，一阶差分后的序列dlncpi、dlnex、dlnim在1%的显著性水平下拒^原假设，即这些变量的一阶差分均为一阶单整序列，说明进出口额和通货膨胀之间有可能存在协整关系。

2.滞后阶数选择和格兰杰因果检验

在进行格兰杰因果检验之前先要确定模型的滞后阶数，在选择最大滞后阶数为6时，Logl，LR，FPE，AIC，SC，HQ六个准则中有三个确定滞后阶数为3阶，则VAR模型的滞后阶数应为3阶。

在滞后1阶时，进口和出口互为格兰杰原因，出口和通货膨胀不存在明显的因果关系；滞后2阶时，通货膨胀是进口的格兰杰原因，进口不是通货膨胀的格兰杰原因。

3.滞后阶数3阶时的VAR模型回归结果：

AR根检验：在滞后阶数为3时，所有的特征根都在单位圆内，说明各变量序列满足VAR模型的平稳性条件。

4.脉冲响应函数分析

脉冲响应函数描述的是一个内生变量对误差冲击的反应，是在随机误差项上实施一个标准差大小的冲击后对内生变量的当期值和未来值所带来的影响。从下图cpi对各变量冲击的响应函数可以看出：出口对cpi的冲击影响较弱，在cpi受到来自出口的一个标准差信息冲击后，cpi的响应函数在0线上下波动，持续到第8期后趋于0.进口对cpi的冲击影响较出口大，但也没有明显的规律，进口对cpi的冲击效应在第2期时最大，高达1.7%，随后在0线上下波动，在第8期时逐渐趋于0.说明进口的增加对通货膨胀的影响效应在长期内是减小的。

5.方差分解

通常格兰杰因果检验只能说明多个内生变量之间是否存在因果关系，不能确定因果关系强度的大小，而方差分解是通过每一个结构冲击对内生变量的变化（通过方差来度量）的贡献度进一步评价不同结构冲击的重要性。因此，方差分解可以给出对模型中的变量产生影响的每个随机扰动的相对重要的信息。

从表5cpi的方差分解值来看，cpi的波动主要归因于其自身惯性的冲击，无论在短期还是在长期，这个冲击解释了80%左右，剩下的由进出口的变化来解释。进口开始呈现快速增长，在第4期时趋于平稳，对cpi预测误差的贡献度维持在16%左右。出口对cpi的贡献度影响较小，第5 期时维持在2.3%左右。这些结论与脉冲响应函数的分析结果是相同的。

四、结论与政策建议

对进出口与通货膨胀关系的实证研究得到如下结论：进出口与通货膨胀之间存在一种长期的协整关系。通过脉冲响应函数分析结果表明：进口对通货膨胀的影响较大，出口对通货膨胀的影响效应较小。在短期内，进出口对通货膨胀的影响较为明显，进口加剧通货膨胀，出口缓解通货膨胀。方差分解结果表明：cpi的变动受自身影响很大，80%左右来源于其自身惯性的冲击，1%-2.3%来源于出口的变化，相比较于出口，进口对cpi的贡献度较大，占7%-16%。

综上所述，近年来随着我国对外开放程度的逐渐加深和宽松政策的实施，进出口对国内物价波动的影响将越来越明显。开放带来的通货膨胀是难以避免的，应对重点是加强疏导与利用，这要求价格管理当局加强防范，做出相应的调整；政府要完善出口政策，加快产业结构升级，促进国际交流与合作。总而言之，在处理进出口对国内物价波动的影响方面，要注意防范贸易途径的通货膨胀。

参考文献：

[1]高永霞.人民币汇率、进出口对通货膨胀的联动效应研究[J].广西财经学院学报，2014.