通货膨胀的概率范文
时间：2023-12-28 17:50:48
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篇1
关键词:反通货膨胀;可信度;机制转换
中图分类号:F123.16;F224文献标识码:A文章编号:1001-6260(2009)04-0009-06
当经济主体相信货币当局将严格执行其公布的反通货膨胀经济政策时,一国的反通货膨胀政策就是可信的。可信的政策能够更有效地降低经济主体的通货膨胀预期,帮助货币当局达到抑制通货膨胀的目标。但是,如果经济主体认为货币当局的政策是不可信的,那么他们将保持较高的通货膨胀率和本币贬值率预期,进而增加对外币的持有量以弥补在购买力上的损失。即使之后通货膨胀率下降、汇率保持稳定,先前政策的不可信也将使经济主体依旧持有一定量的外币,这种做法必将增加货币当局控制通货膨胀的难度。
一、文献综述
学术界对于反通货膨胀政策的可信度检验并没有统一的研究方法。理论模型集中分析了经济主体和货币当局的策略和不同政策工具产生的影响,而实证检验在选取适合的变量方面也存在很大的分歧。这是因为政策的可信度检验涉及经济主体调整预期的过程,受到经济状况、政策制定者态度和其他经济政策等因素的影响,是一个复杂、综合的研究。
一种常见的研究方法是变量法。这类研究大都通过检验回归模型中系数的稳定性来衡量政策的可信度。Batchelor等(1991)将政策可信度的检验指标作为一系列独立的变量出现在模型中,主要包括石油价格的变化率、不同利益集团对控制通货膨胀和其他政策目标的偏好程度、收入政策等等。研究结果认为石油价格和不同利益集团政策目标的改变都增加了通货膨胀的不确定性,然而政府通过稳定收入政策而增加经济政策可信度的措施却无法减少通货膨胀的不确定性。Drazen 等(1994)进一步区分了政策的可信度和政策制定者的可信度。政策可信度的检验模型强调政策制定者的偏好,而现实的经济情况才是决定政策成败的关键。比如在失业率持续升高的情况下,不管货币当局如何宣称坚持执行原定的政策,政策的持续性最终将被质疑。Agénor等(1992、1993)将变量分解为长期和短期两种类型,其中短期变量的改变可以用政策的不可信来解释。利用汇率水平与官方汇率和黑市汇率的差额,他们认为巴西1986年的克鲁扎多计划(Cruzado Plan)虽然一开始迅速地得到了经济主体的信任,但是对通货膨胀的影响是非常有限的。
部分研究也将误差预测技术运用到测算反通货膨胀政策可信度的检验上。Christensen(1987)利用菲利普斯曲线分析了1982年10月以来德国的反通货膨胀政策,认为反通货膨胀政策并没有随着不同时期的工资水平而进行调整,因此该政策是不可信的。Kremers(1990)针对爱尔兰的检验发现爱尔兰加入EMS的措施增加了其反通货膨胀政策的可信度。Benjamin(1990)使用一般均衡模型探讨了货币贬值政策的效果,通过经济主体对货币贬值不同预期的形成情况来反映政策的可信度。当预期没有实现时,经济主体自然认为政策是不可信的。结果发现,政策的不可信对政策持续性的负面影响要大于对汇率政策本身的影响。
在使用Bayesian学习过程来研究的文献中,政策的可信度被理解为经济主体估计政策成败和连贯性的比率。Baxter(1985)检验了阿根廷和智利在20世纪70年代汇率政策的可信度。在她的分析中,经济主体利用财政赤字和货币供应量的增长率来衡量政策的持续性,使用Bayesian回归过程得到阿根廷政策的可信度在下降而智利的利率、通货膨胀率和政策的可信度成反向关系。但是Baxter没有考虑到除了财政赤字和货币供应量的增长率以外,其他的经济指标也可以成为经济主体判断政策可信度的依据,或者货币当局也可能隐瞒经济数据。因此,Weber(1991)在使用Bayesian学习法的改进模型中还考虑了货币当局公布经济政策和经济主体形成判断之间的时滞因素。他定义了两种类型的可信度,平均可信度(Average Credibility)衡量的是预期的政策成果和之前公布的政策之间的差异,边际可信度(Marginal Credibility)则衡量公布的政策对公众预期的影响程度。在Bayesian过程中,政策的可信度涉及到在不同的假设前提下对通货膨胀的预测,而这些假设前提与货币当局允许通货膨胀冲击经济的持续程度有关。
还有一种研究方法是变参数(Timevarying Parameters)和机制转换法(Regime Switching Approach),其核心是使用Kalman滤波技术使参数可以根据其他政策变量的变化而变化。Mankiw等(1987)假设参数遵循logistic曲线的变化规律,讨论了在机制转换中利率渐进的变化过程,转换的时机和系数的估计来源于模型中最优化最大似然函数的结果,但是由于只假定了一个转换点,使得估计只在政策是可信而且在长时间内持续时才有效。Kaminsky等(1993)使用Markov转换分析了阿根廷、巴西、以色列和墨西哥的事后实际利率和反通货膨胀政策不可信之间的关系。他们假设通货膨胀率的变化是一个机制转换过程(包括高通货膨胀率和低通货膨胀率两种机制),比较事前实际利率和事后实际利率可以衡量经济主体的通货膨胀预期。结果发现在这些国家中,当反通货膨胀的经济政策开始实施时,政策是不可信的;当经济主体对政策的了解更为深入时,政策的可信度增加。但是,他们的分析忽略了财政政策等其他可能影响经济主体通货膨胀预期的因素。Ruge-Murcia(1995)综合考虑了更多的预期影响因素,假定理性的经济主体根据通货膨胀率、货币供应量和政府的支出来调整自己的货币需求。其结论是,以色列在1982―1987年的反通货膨胀政策在大部分时期内是不可信的,并且政府通过控制价格水平来影响经济主体决策的方法是最有效的。
从总体上看,前三种研究方法的缺陷是比较明显的。众所周知,增加政策的可信度包含了一个渐进学习的过程并且根据时间的变化而变化,因此利用变量衡量政策可信度的主要缺陷是不同变量的选取将在很大程度上影响模型的准确性。误差预测技术的模型并没有考虑到经济机制的变化和其对经济主体预期的影响,同时选取的变量可能不足以体现经济主体预期的变化,因此也无法全面地体现政策的可信度。Bayesian学习法没有区分时间序列模型中改变预期的变量的变化和政策可信度的变化,也可能忽略了影响预期的重要变量以及政策可信度对通货膨胀持续性的影响。更为重要的是,前三种方法的运用中回归系数稳定性的检验是在不同的期间进行的,但是在同一期间内系数的不稳定性也会影响模型的准确性。而如上文所述,第四种模型的Kalman滤波技术克服了这一问题。因此,本文率先使用变参数和机制转换法来分析反通货膨胀政策的可信度问题。
二、理论模型
如果货币当局的反通货膨胀政策不可信,那么经济主体将减少本币的持有量而增加外币的持有量。假定货币需求(mdt)、名义利率(it)分别表达为式(1)、式(2):
mdt-pt=yt-αit+εt(1)
it=rt+E(πt+1It)(2)
其中,pt、yt、rt、πt和E(πt+1It)分别表示价格水平、收入水平、实际利率、通货膨胀率和在信息集(It)下经济主体对下期通货膨胀率的预期。信息集(It)包含利率、通货膨胀率和政府支出等信息。
将式(2)代入式(1),经一阶差分后得到式(3):
(mdt-mdt-1)-(pt-pt-1)=(yt-yt-1)-α(rt-rt-1)-α[E(πt+1It])-E(πtIt-1)]+(εt-εt-1)(3)
令名义货币需求增长率dt=mdt-mdt-1, πt=pt-pt-1, n=yt-yt-1, υt=rt-rt-1, et=εt-εt-1,则式(4)成立,即货币需求增长率受到通货膨胀率、通货膨胀预期和实际利率变化的影响。
dt-πt=n+α[E(πtIt-1)-E(πt+1It)]-αυt+et(4)
与货币需求相对应,增加货币供应量是弥补财政赤字的重要方法,因此货币供应增长率(st)可以表示为:
st=a+γ(Gt-Tt)+ζt=a+γDt+ζt(5)
其中,Dt、Gt分别表示财政赤字、政府支出。
政府收入Tt=τ-φπt-1+ηt(6)
将式(6)代入式(5)得到式(7),即当期的货币供给受到当期政府支出和前一期通货膨胀率的影响。
st=(a-γτ)+γGt+γφπt-1+ζt-γηt=c+γGt+ψπt-1+ζt(7)
假定货币市场均衡时,dt=st,得到:
αE(πt+1It)-αE(πtIt-1)+ψπt-1-πt=n-c-γGt-μt-αυt(8)
其中,μt=ζt-et。
将式(8)进行二阶差分(计算过程略),得到式(9)。通货膨胀预期取决于通货膨胀的滞后值、预期的加权未来政府支出和经济主体关于预期和已经实现政府支出的对比值,政府减少支出将导致通货膨胀预期下降。
E(πtIt-1)=κ+λ1πt-1+γα∑∞j=0λ-(j+1)2E(Gt+jIt-1)-λ1γ[Gt-1-E(Gt-1It-1)〗-λ1μt-1-λ1αυt-1(9)
其中,κ=n-cα(1-λ), λ1+λ2=1+αα, λ1×λ2=ψα。
结合式(8)和式(9)得到,通货膨胀是其滞后值、经济主体在(t-1)期和t期时对既定信息集下政府实际行为与预期差异、经济主体对在现在和过去信息集下对未来政府行为预期差异这三个变量的函数。如果经济主体发现政府过去提高了或者预期将提高支出水平,那么通货膨胀率将上升。式(10)中的误差项表示信息集没有包含经济变量的现值和通货膨胀的滞后值。
πt=κ+λ1πt-1+γ[Gt-E(GtIt)]+γβ[Gt-1-E(Gt-1It-1)]+μt+αυt+βμt-1+
αβυt-1+γλ2(β+1)∑∞j=0λ-(i+1)2[E(Gt+iIt)-E(Gt+iIt-1)](10)
其中,β=αλ11-αλ1=ψλ2-ψ。
由式(2)得到:
it=it-it-1=(rt-rt-1)+E(πt+1It)-E(πtIt-1)=E(πt+1It)-E(πtIt-1)+υt(11)
由式(9)、(10)和(11)可知,利率的变化受到前期通货膨胀和政府支出的直接影响,见式(12):
it=λ1κ-λ1(λ1-1)πt-1+γα∑∞i=0λ-(i+1)2[E(Gt+i+1It)-E(Gt+iIt-1)]+υt+βυt-1+
γβα[Gt-1-E(Gt-1It-1)]+βαμt-1+γλ2βα∑∞i=0λ-(i+1)2[E(Gt+iIt)-E(Gt+iIt-1)](12)
三、实证检验
(一)实证检验模型
从理论模型中可以看出政府支出遵循自回归过程,表示为:
Gt=βst+Gt-1+σstεt(13)
其中,st表示政府支出在t时刻的机制(状态),假定st=1时政府支出处于高水平,st=2时政府支出处于低水平。
假设变量遵循Markov链,则转移概率(transition probability)可以表示为:
P(st=1st-1=1)=p11
P(st=2st-1=1)=p12=1-p11
P(st=1st-1=2)=p21=1-p22
P(st=2st-1=2)=p22
用矩阵的形式表示为:P=p11p12p21p22,其中p12=Pr(st=2st-1=1),即在(t-1)期政府支出为高水平(st-1=1)的情况下,在t期政府支出为低水平(st=2)的概率。
根据理论模型的推导,经济主体依照通货膨胀率、利率和前期政府支出的信息集来评判政策的可信度。如果转移概率Pr(st-1=2It)>0.5,则政策在t时是可信的;如果Pr(st-1=2It)
将式(13)和转移概率矩阵代入理论模型可知,通货膨胀率和利率的差异取决于通货膨胀滞后值、前期政府支出水平和经济主体的预期概率。
πt=κ+λ1πt-1+γβSt+γ(+δ+θ)Gt-1-γδGt-2+γ(Lt-1-Lt-2)HB+γσstεt+μt+αυt+θμt-1+αθυt-1
it=λ1κ-λ1(λ1-1)πt-1+γα(δ+θ)Gt-1-γαδGt-2+γα(Lt-1-Lt-2)HB+υt+θαμt-1+θυt-1
其中,δ=λ+ψ(λ-)(λ-)(λ-ψ)>0, H=(P+λδI)P(λI-P)-1, B=[β1,β2]′, Lt-1=Pr(st-1=1It)Pr(st-1=2It)。(Lt-1-L
(二)实证检验结果
使用中国1978―2006年政府支出与GDP的比值(G/GDP)、通货膨胀率(π)和本外币存款利差(i-if)的数据进行实证检验,数据来源于历年《中国统计年鉴》。
1.单位根检验
采用ADF检验,滞后期的选择采用downward search方法,结合Akaike信息准则和Schwarz准则确定。从表1可以看到,各个变量原序列检验得到的t统计量值都比显著性水平为10%的临界值小,所以可以拒绝原假设,序列不存在单位根,是平稳的,即I(0)。
2.单变量估计
从表2的估计结果可以看出,三个等式都包含了两种机制,所有系数都显著不为零。政府支出占
GDP的比值在高支出水平时期达到8.2%,在低支出水平时期达到5.9%。通货膨胀率和本外币存款利差在不同时期的差额分别高达18.32%和18.72%。政府支出和利差的方差在高支出水平时期都比低支出水平时期大,但是通货膨胀率的方差却在低支出水平时期更大。当期机制与前期保持一致的概率,即pii=Pr(st=ist-1=i),在三个等式中都很高。如果通货膨胀率在前期处于高支出水平,那么在当期维持高支出水平的概率是94.2%;如果在前期处于低支出水平,那么在当期维持低支出水平的概率是98.6%。如果利差在前期处于高支出水平,那么在当期维持高支出水平的概率是94.6%;如果在前期处于低支出水平,那么在当期维持低支出水平的概率是98.6%。然而,政府支出维持前期高、低支出水平的概率分别是93.5%和91.8%,说明与前两个政策相比,政府支出的相关政策可信度较低。
3.二元变量估计
在理论模型中,政策的可信度检验必须考虑到经济变量之间的相互作用,因此使用二元变量估计得到的政府支出为式(14),括号中的数值为标准差,在90%的置信水平下系数显著不为零。从高支出水平向低支出水平的转换引起政府支出占GDP的比值下降了(β1-β2)=1.5143%,长期降幅将达到(β1-β2)/(1-)=2.064%。转移概率分别为p11=0.9465,p22=0.913。二阶差分方程的根分别为λ1=0.157,λ2=32567.3。
Gt=5.8366+0.2663Gt-1+1.42εt (当st=1时)
(0.5298)(0.1489)(0.1853)
=4.3223+0.2663Gt-1+1.009εt (当st=2时)(14)
(0.7734)(0.1489)(0.1981)
式(1)表示的货币需求函数中α=1.3。式(6)表示的政府支出中φ=0.0169,表明在(t-1)时,通货膨胀率增加1单位将导致t时税收收入增加0.0169单位,而政府支出的减少将使得税收收入占GDP的比重增加φγ(β1-β2)/(1-)=0.2368%。式(7)表示的货币供给函数中γ=9.254,ψ=0.157,证明理论模型的假设成立,即高能货币是弥补财政赤字的主要来源。从高支出水平向低支出水平的转换导致货币供应量减少γ(β1-β2)=14.013%,长期降幅将达到γ(β1-β2)/(1-)=19.1%。
通货膨胀率的函数式可以表示为式(15),其中扰动项εt和μt的相关系数ρεμ=-0.371。
πt=-49.65+0.157πt-1+9.254βst+2.464Gt-1-0.000032Gt-2+(Lt-1-Lt-2)HB+
(35.352)(0.11)(5.09)
9.254σstεt+μt+1.3υt+0.000005μt-1+0.0000065θυt-1(15)
(5.1)
二元变量估计的结果说明,反通货膨胀政策的可信度增加有助于降低通货膨胀预期,帮助货币当局实现反通货膨胀的目标。在经历较低通货膨胀率和政府支出水平的期间,政府的政策往往被认为是可信的。但是可信度的变化容易受到政府支出增加的影响。即使政府支出没有回复到高水平的同时通货膨胀率也很低,政府支出的些许增加也将会导致政策可信度的降低。如果公众发现政策不可信,他们将保持较高的政府支出和通货膨胀预期,进而减持本币,这种做法必将增加反通货膨胀政策实施的难度。
四、结论
有效性一直是中央银行实施反通货膨胀政策成功与否的关键,其中不乏政策可信度因素的影响。无论采用何种反通货膨胀政策,其政策效果在很大程度上都取决于公众与中央银行的配合,即公众对政策的理解和信任。从提高反通货膨胀政策的可信度从而确保政策实施效果的角度看,我国央行在反通货膨胀政策操作中应注意以下两方面:
一方面,借鉴通货膨胀目标制的政策体制,中央银行事先公开宣布年度或者中期通货膨胀的控制目标,并且承诺“保持货币币值的稳定,并以此促进经济增长”作为政策的最终目标,通过运用各种货币政策工具对外部冲击作出反应,使反通货膨胀政策的操作与其所承诺的目标保持一致。在实行通货膨胀目标制的国家,政府或者中央银行确定出一定时期内所要实现的通货膨胀目标后,政策的具体操作则由中央银行自主施行,政府不干预中央银行的日常具体政策操作,这种制度使中央银行在选择货币政策工具方面具有充分的独立性,具有了目标规则的约束和相机抉择操作的双重优点。第一,它为中央银行实施反通货膨胀政策提供了一个名义锚,使中央银行的政策操作不能随意更改。第二,通货膨胀控制目标的公布和政策实施的说明有利于得到公众的理解和响应。第三,控制通货膨胀目标责任的制定及政策绩效的社会评价,形成了对中央银行的有效约束,从而使政策本身更具稳定性和可靠性。由于诸多因素的限制,当前通货膨胀目标制还不能运用于我国,以货币供应量为中介目标的政策框架还有延续一段时间的理由。但是,借鉴这一政策体制,对于提高我国反通货膨胀政策的可信度具有深远的意义,也是未来我国乃至国际社会反通货膨胀政策框架的主流。
另一方面,应该建立畅通的中央银行与公众沟通的机制,尽量公开反通货膨胀政策决策和操作的有关信息,及时让公众了解当前的经济金融环境,明确政策取向和政策操作的原因,为公众的经济行为提供决策依据,引导公众形成合理预期。在社会经济活动中,公众对中央银行政策的制定和实施情况越了解,形成的预期也就越准确,从而使得中央银行的政策操作与公众对通货膨胀预期之间的差距越小,反通货膨胀政策的可信度也就越高。近年来,各国中央银行对政策透明度问题日益重视也说明了这一点。正是因为中央银行在政策实践中发现,提高政策透明度有助于稳定公众的通货膨胀预期,降低金融市场的波动。如果把信息不对称理论引入反通货膨胀政策的分析就会发现,中央银行在掌握当前的经济金融运行状况、影响物价稳定的各类因素和未来通货膨胀走势等方面都比公众更具有信息优势,这种非对称信息给公众带来了很多不确定性,这会使调控主体与被调控对象处于非合作博弈的状态,从而影响到政策的有效性。为了降低公众面临的不确定性,作为政策决策部门的中央银行及时有效地披露反通货膨胀政策决策和实施信息,会减少因信息不对称所导致的公众的疑虑和预测误差,使双方走向合作博弈,使社会整体福利得以改进。
参考文献:
AGENOR P R, TAYLOR M P. 1992. Testing for credibility effects [J]. International Monetary Fund Staff Papers, 39(3):1-33.
AGENOR P R, TAYLOR M P. 1993. Analysing credibility in highinflation countries: a new approach [J]. The Economic Journal, 103(417): 329-336.
BATCHELOR R, ORR A. 1991. Inflation uncertainty, inflationary shocks and the credibility of counterinflation policy [J]. European Economic Review,35(7):1385-1397.
BAXTER M. 1985. The role of expectations in stabilization policy [J]. Journal of Monetary Economics, 15(3):343-362.
BENJAMIN N. 1990. Devaluations and credibility in structural adjustment policy [J]. Journal of Policy Modeling, 12(4): 659-669.
CHRISTENSEN M. 1987. Disinflation,credibility and price inertia: a Danish Exposition [J].Applied Economics, 19(10): 1353-1366.
DRAZEN A, MASSON P R. 1994. Credibility of policies versus credibility of policymakers [J]. Quarterly Journal of Economics, 109(3): 735-754.
KAMINSKY G, LEIDERMAN L. 1993. High real interest rates in the aftermath of disinflation: actual or expected [Z]. Finance and Economics Discussion Papers, Federal Reserve Board.
KREMERS J. 1990. Gaining policy credibility for a disinflation [Z]. International Monetary Fund Staff Papers, 37.
MANKIW N G, MIRON J A, WEIL D N. 1987. The adjustment of expectations to a change in regime: a study of the founding of the federal reserve[J]. American Economic Review, 77(3):358-374.
RUGEMURCIA F J. 1995. Credibility and changes in policy regime [J]. Journal of Political Economy,103(1): 176-208.
WEBER A. 1991. Reputation and credibility in the European monetary system [J]. Economic Policy,(12 ):588-602.
Test for Credibility of Counterinflation Policy
YAN Jiajia
(Management School, Fuzhou University, Fujian 350001)
篇2
关键词：菲利普斯曲线；通货膨胀；滞涨
中图分类号：F20 文献标识码：A 文章编号：1006-4311(2012)02-0315-02
0 引言
2010年以来中国物价总水平持续上扬，2011年从3月份起中国居民消费价格指数CPI连续几个月突破5％，通货膨胀的发展引发了广泛关注，而近期随着中国人民银行一系列紧缩政策的实施。关于中国经济是否会陷入滞涨状态的讨论越来越激烈。本文以菲利普斯曲线为原理，结合中国的实际国情，分析得出中国经济短期内胀的压力较大而滞的风险较小，中国政府应借助治理通货膨胀的时机加快经济结构调整。
1 基本菲利普斯曲线及其变换
1958年英国经济学家菲利普斯在研究了1861至1957年的英国失业率和货币工资增长率后，发现名义工资增长率和失业率之间存在稳定的反向关系：失业率越高，名义工资增长率就越低：失业率越低，名义工资增长率就越高。这就是最初的菲利普斯曲线关系。
1960年著名经济学家保罗・萨缪尔森和罗伯特・索洛在菲利普斯研究的基础上，用通货膨胀率代替了菲利普斯曲线中的名义工资增长率，并用美国的数据验证了通货膨胀和失业之间类似的负相关关系。
1967年和1968年米尔顿・弗里德曼和爱德蒙・费尔普斯相继提出了自然失业率理论，使得菲利普斯曲线发展到一个新的阶段。该理论认为短期菲利普斯曲线是不稳定的，会由于宏观政策的作用会发生移动。长期而言，宏观经济政策尤其是货币政策是不能通过提高通货膨胀率来降低失业率，否定了通货膨胀和失业率之间存在长期负相关关系，也就是说，长期菲利普斯曲线应该是垂直的。
显然自然失业率理论与菲利普斯曲线结论相背，为了解决这一矛盾，米尔顿・弗里德曼和爱德蒙・费尔普斯引入了预期通货膨胀概念。短期通胀预期是既定的，政策制定者面临向下倾斜的菲利普斯曲线：长期来看通胀预期会随着经济环境的改变而改变，导致短期菲利普斯曲线发生位移。加入自然失业率和通胀预期后，就有了附加预期的菲利普斯曲线，它使政策制定者认识到，低失业的后果并不是高通货膨胀，而是不断上升的通货膨胀。
1972年至1973年，以卢卡斯和萨金特为代表的理性预期学派进一步提出菲利普斯益线无论短期还是长期都是一条垂直线，宏观经济政策始终是无效的。
2 符合中国实际情况的菲利普斯曲线
附加预期的菲利普斯曲线认为政府为治理通货膨胀而采取一些未预期的扩张性政策，短期内会使得通货膨胀率上升和失业率下降，但是长期而言菲利普斯曲线应该是一条垂直的直线。如图2所示，短期菲利普斯曲线与长期菲利普斯曲线的交汇处A点为经济的初始均衡状态，此时失业率等于自然率水平，通货膨胀预期等于实际通货膨胀率。如果政府实行了未预期的扩张政策，这使得均衡点沿着短期菲利普斯曲线1上移移动到B点(路径①)，此时失业率低于自然率水平，通货膨胀预期低于实际通货膨胀。政府采取的扩张性政策使得居民提高了对通货膨胀的预期，这使得短期菲利普斯曲线发生位移，经济均衡点移动到C点(路径②)，此时失业率回到自然率水平，扩张政策只得到了更高的通货膨胀。高涨的通货膨胀使得政府不得不采取紧缩性政策，这使得均衡点沿着菲利普斯曲线2移动到D点(路径③)，此时失业率高于自然率水平，实际通货膨胀低于通货膨胀预期。政府的紧缩性政策使得居民下调通货膨胀预期，这又使短期菲利普斯曲线回到原来的位置，经济又回到了原来的均衡点A(路径④)。显然，治理通货膨胀需要忍受短期的失业率上升和产出下降，产出下降和通胀率下降的比率被称为“牺牲率”。
2010年以来，中国经济保持平稳较快发展，但受国内外多种因素影响，2011年中国居民消费价格指数CPI一直处于高位运行，2011年3月至8月份CPI指数同比增长都超过5％，通胀压力成为当前影响中国经济发展的突出问题。2011年前两个季度中国GDP同比增长9.6％，经济增长仍然保持了强劲势头。结合中国目前的实际经济情况，笔者提出了另外一种菲利普斯曲线走势图。
如图3所示，起初中国经济的初始均衡状态在A点，2007年美国的次债危机引发了全球性的金融危机，中国政府为了刺激经济采取扩张性的政策，这使得均衡点沿着短期菲利普斯曲线1上移移动到B点(路径①)。居民通货膨胀预期的调整使短期菲利普斯曲线发生位移，经济移动到C点(路径②)。此时失业率并未回到自然率水平，扩张政策得到了更高的通货膨胀的同时降低了失业率。高涨的通货膨胀使得政府不得不采取紧缩性政策，2010年1月至2011年7月中国人民银行连续12次上调存款金率，4次上调基准利率。政府采取的这些紧缩性政策使得均衡点沿着菲利普斯曲线2由C点移动到D点(路径③)。随着政府紧缩性政策效应的逐渐显现居民慢慢下调了通货膨胀预期，这又使短期菲利普斯曲线回到原来的位置，经济又回到了原来的均衡点A(路径④)。
通过比较我们可以看出，基于中国国情的菲利普斯曲线与与传统的菲利普斯曲线的差别在于cD两点。图3中的路径③与路径④表明中国政府在治理通货膨胀的过程中避免了“牺牲率”。2010年全年中国GDP增速为10.3％，2011年上半年中国GDP增速为9.60％，这些数据都印证了这一点。
3 中国滞涨风险分析
3.1通胀现象仍将持续，但已得到有效控制从图4中可以看出2009年年底CPI与PPI由负转为正并持续走高。2011年3月至8月份CPI指数同比增长都超过5％，通胀压力成为影响中国经济发展的重要问题，中国政府为此采取了一系列紧缩政策。2011年6月中国人民银行上调存款准备金率后大型金融机构的准备金率达到了21.5％，2011年7月中国人民银行上调存款基准利率至3.5％，这一系列措施的出台有效的控制了通货膨胀上涨的趋势，使得中国经济由图3中的C点移动到D点。D点的通胀率仍然处于高位，随着紧缩政策效果的慢慢体现，中国经济的通胀率将慢慢下调。
3.2本轮通胀主要是因为需求拉动，全球总供给并未出现大的问题近期虽然中东北非动荡不安，使得短期内石油供给有所减少，但是从全球看，粮食生产、石油供应基本正常，全球粮价油价的上升主要是需求面因素带动的，这和危机后全球经济复苏特别是新兴经济体的强劲增长有很大关系。
3.3中国经济出现滞的概率较小2008年的国际金融危机冲击使得中国经济从2007年13％的高速增长回落到10％以内，但是中国经济仍保持了9％以上的增长率，仍在合理的潜在增长区间内。
3.4通胀预期的下调减少了中国经济出现滞涨的概率在上世纪70年代面对石油危机带来的油价飙升，西方主要工业国家的货币
当局未能正确采取有效措施控制住通胀从而导致了各种商品价格的轮番上涨，通胀的蔓延导致居民的通胀预期不断提升，从而使得经济出现滞涨现象。
如图5中所示，如果当局在出现通货膨胀后并未正确采取有效措施从而导致居民预期通胀率会继续增长，菲利普斯曲线并未在曲线2处停止右移而是继续移动至曲线3的位置，C点也移动至C’点。此时政府在提高通货膨胀率的同时并未降低失业率，所以经济陷入滞涨。
中国政府在经济出现通胀的趋势后及时采取政策，一系列的紧缩政策及时降低了民众的通胀预期，经济并未移动至C’点而是沿着曲线2移动至D点，通胀预期的下调减少了中国经济出现滞涨的概率。
4 宏观调控的政策建议
4.1短期治涨为主，防滞为辅当前中国经济的主要问题在于有效控制通货膨胀同时又要防范紧缩性政策的过度使用导致经济下滑速度过快。①把控制通货膨胀、保持币值稳定作为货币政策的首要目标，保持货币政策的连续性、稳定性。②加强流动性管理并正确引导流动性进入实体经济。为了抑制通货膨胀，必须有效抑制货币信贷的快速增长，切实管理好流动性和货币信贷总量。③加强供需管理。从供给管理和需求管理两方面“双管齐下”，实现保障市场有效供给与抑制不合理需求的同步推进，维持物价总水平基本稳定。④加强市场监管，严密防范市场投机炒作行为的发生。政府应采用各种方法加强市场监管，特别是对基础农产品和生活必需品价格的管理，严厉打击囤积居奇、哄抬价格等炒作行为，稳定市场物价，防范突发事件对民众通胀预期的冲击。
4.2中长期经济增速下滑与通胀压力并存，抓住机遇加快经济结构调整08年的经济危机也暴露了中国经济结构中的一些缺陷，为中国经济发展模式敲响警钟。投资、消费和出口拉动中国经济的“三驾马车”并未齐头并进，中国高投资的经济增长方式并具有不可持续性，切实降低投资率并提高国内消费率是当前加快经济结构调整的重点。政府应主动淘汰落后高耗能产业和抑制盲目发展过剩的一些新兴行业，引导资源流向，逐步完成经济转型。
参考文献：
[1]张晓晶，汤铎锋，从增长与通胀的多重组合看中国的滞胀风险[J].开放导报，2008(4)
[2]张晓晶.滞胀成因的重新审视与中国的滞胀风险[J]经济学动态，2011，(7)
篇3
关键词：输入型通货膨胀；国际大宗商品价格；居民消费价格指数
一、 关于输入型通货膨胀
输入型通货膨胀（Imported Inflation），又称斯勘的纳维亚小国型通货膨胀，是我国理论界和实际部门对当前通货膨胀的基本定性。是指由于国外商品或生产要素价格的上涨，引起国内物价的持续上涨现象。其理论依据是价格上涨后的国际大宗商品通过商品的进口输入到国内，引起国内通货膨胀的产生。输入型通货膨胀与开放经济有密切的关系，开放的程度越大，发生的概率越大。
当前，主流的观点认为输入型通货膨胀的传导有两个渠道，国际贸易渠道和资本流入渠道。国际上将输入型通货膨胀分为两大类：国际通货膨胀结构论和国际通货膨胀货币论。
在国际贸易渠道中，输入型通货膨胀的传导机制为：1、国际市场上原材料等大宗商品价格上涨，导致国内的进口价格上升， 各部门生产成本和产品定价也随之上升， 进而带动整体物价水平的上升， 形成成本推动型通货膨胀。2、当国外存在通货膨胀时， 国外商品价格上涨使得我国的对外贸易顺差加大， 使我国的外汇储备增加。从而我国国内货币供给增加， 导致需求拉上型通货膨胀。3、国外出现通货膨胀，造成外币相对于人民币的贬值， 人民币的升值会造成对国外商品需求的增加， 这种需求也会增加本国商品的消费需求， 最终引起社会总需求的增加， 从而导致需求拉上型通货膨胀。
在资本流入角度下，我国出口的长期过快增长， 外国资本的过多输入和过多的国内投机活动， 使我国的外汇储备大幅增加，直接造成我国货币量的大幅增加， 货币的供给增加造成了通货膨胀。随着国际经济的不断开放和全球经济一体化，我国国际收支持续保持双顺差， 外汇储备过多， 人民币面临升值压力， 而我国实施的是以市场为基础的，单一的、有管理的浮动汇率制，所以，为了维持汇率稳定， 央行必须买进外汇， 抛出人民币， 货币的供给进一步增加，导致了通货膨胀的持续存在。
二、输入型通货膨胀假说质疑
“通货膨胀在任何时间、任何地点都是一种货币现象。”1976年诺贝尔经济学奖获得者，著名的经济学家米尔顿.弗里德曼这样写到。货币数量论使得我们同意，货币量的增长是通货膨胀率的主要决定因素。因此，造成通货膨胀的直接原因是国家货币发行量的增加。所以，从货币主义角度上看，输入型通货膨胀是个假说。
首先，从理论上看，输入型通货膨胀属于成本推动型通货膨胀。我国的输入型通货膨胀的最直接原因是国际商品价格的升高，即进口商品价格上涨，直接引起了成本推动型型通货膨胀。但是根据理论，进口成本推进通货膨胀的前提是一个国家生产所需要的原材料主要依赖于进口，而我国虽然进口量很大，但是相比于我国的生产总量，依然达不到这个前提假设。因此，即便国外商品价格上涨导致我国进口成本增加，也不可能引起我国的通货膨胀率的升高。
其次，根据经济学原理，成本推动型通货膨胀是基于成本因素螺旋性上涨而形成的。而市场上商品和服务的需求供给是不变的，不存供大于求或供小于求。在这种情况下，为了不伤害国内经济的发展并且控制通货膨胀，只能使用财政政策进行调节，完全不需要国家的货币政策。就我国而言，如果输入型通货膨胀假说能够成立，那么完全不需中央银行实施紧缩性货币政策，只需通过财政性补贴政策，对关系到国计民生的重要产品进行价格管理，就能避免偶然的国际价格上涨对国内物价的冲击。然而，自2010年以来，管理层没有采用财政性政策，而采用紧缩性货币政策，说明输入型通货膨胀假说是完全站不住脚的。
再次，通货膨胀是指一般物价水平持续上涨的现象。但国际商品的价格变化是波动的，有涨有跌，因此它并不是推动我国通货膨胀的持续因素。衡量通货膨胀的最重要指标：消费价格指数，是个拉氏指数，即用一篮子固定产品计算的价格指数。因此，国际商品偶然的价格变化通过市场传导机制使我国部分产品价格升高，通过一篮子产品的价格加权平均，也不会引起我国消费者价格指数的大幅升高。以国际油价为例，浙江大学巫金、章华在《中国输入型通货膨胀来自何方》一文中，从美元本位制这一货币体系出发，研究其对国内物价的影响。引入相对货币供应量、相对利率、美元名义汇率、国际油价和国内消费者物价指数五个变量，建立VAR模型，得出了以下结论：美元货币供应量和美元利率都对我国通货膨胀造成了影响。汇率和国际油价对国内通货膨胀虽有一定影响，但不明显。
三、实证分析
选取2008年1月至2010年12月36个月的我国居民消费价格指数和国际平均原油价格进行多元回归分析。数据来源于中国经济与社会发展统计数据库和世界银行数据库。
回归方程：Y=B+B1X1+B2X2+B3X3+E
因变量Y：月居民消费价格指数。自变量X1：国际月平均原油价格。 X2：滞后一期的国际月平均原油价格。X3：滞后两期的国际月平均原油价格。 B为常数项，B1、B2、B3分别是X1、X2、X3的系数，E为误差项。
从表中我们可以看出，各变量的系数B1、B2、B3的T值都不大，说明各解释变量对被解释变量的影响因素都不大。而且该回归模型的F值只有0.771，数值太小，说明模型的拟合优度不高。所以，我们可以得出结论：以国际原油价格为代表的国际大宗商品价格的升高对我国通货膨胀率的影响不大，证明了输入型通货膨胀假说不是我国近期通货膨胀率升高的主要原因，也说明了输入型通货膨胀假说是不成立的。（作者单位：西南民族大学）
注：本项目得到西南民族大学研究生创新型科研项目资助
参考文献：
[1]苏明政， 张庆君.国际大宗商品价格、有效汇率与输入型通货膨胀――基于国际贸易视阈下的状态空间模型研究.[J]《统计与信息论坛》，2011（3）.
[2]崔丹，崔正强.开放经济体的输入型通货膨胀问题――从资本流入角度研究.[J]《东北财经大学学报》，2008（9）.
篇4
关键词：财险；通货膨胀；需求模式；心理物理学
中图分类号：F224 文献标识码：A 文章编号:1003－9031(2011)11－0045－03DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2011.11.12
一、引言
财险是保险市场的重要组成部分。2010年，国内财险保费收入占所有险种保费收入的近三成。财险在保持快速发展的同时也出现了隐患。一方面，缴纳保费与给付保险金之间存在一定的时间差，通货膨胀导致货币实际购买力下降，不仅削弱了保险经济补偿的职能，而且还会通过价格效应、收入效应和替代效应等减少投保人的保险需求，通货膨胀与保险需求负相关。另一方面，通货膨胀导致企业及个人面临的财务风险增大，从而增强投保人的保险意愿，通货膨胀与保险需求正相关。物价波动对保费收入的影响取决于以上两种效应在不同市场环境当中的强弱对比。未来的物价趋势和通胀预期将如何影响财险行业发展已成为人们关注的课题之一。
二、文献综述
关于通货膨胀是否冲击保费收入的争论由来已久。Houston（1960）、Neumann（1969）等人认为，虽然不能绝对地断言通货膨胀对寿险的储蓄功能毫无影响，但是战后美国1946―1964年的统计数据表明这种影响确实很小[1-2]。杨舸等（2005）使用自回归分布滞后模型对中国寿险需求进行了实证研究，发现国内生产总值的增长和寿险业自身发展是寿险需求增长的根本原因，预期通货膨胀率、社会老龄化和不断提高的教育水平对寿险需求的作用并不显著[3]。叶明华（2010）着重从极值、波动性及相关性等三个方面研究通货膨胀与商业保险保费收入之间的关系，并认为1980―2008年间通货膨胀对商业保险需求的促进作用与抑制效果大致相当，结果通货膨胀的影响不十分明显[4]。蔡华和葛仁良（2010）在分析了1985―2008年的统计数据之后发现，我国CPI指数与保费增速之间存在协整关系。虽然物价波动会对保费增长产生负向冲击，但是影响程度不大[5]。
相反地，Fortune（1972）则反驳了Neumann的观点，并指出Neumann（1969）在实证分析当中混淆了预期的物价水平和通货膨胀率，特别是持续的物价水平上涨预期将会改变包括寿险在内的各层次金融资产的最优配置[6]。Babbel（1981）发现，在利率管制以及利率调整缺乏通货膨胀弹性（inflation elasticity）的情况下，即使20世纪60年代末实施了寿险指数化，预期通货膨胀率的快速上升仍然使得巴西人均寿险支出减少[7]。Browne和Kim（1993）研究了欧美和亚非拉45个国家的寿险发展情况，其结论进一步支持Fortune（1972）、Babbel（1981）等人的观点[8]。徐东炜（2005）发现，在GDP、人口和通货膨胀率这三个影响因素当中，湖南、山东、天津、浙江四省财产保险需求对通货膨胀率的敏感性最高[9]。张承惠等（2008）认为，受全球流动性过剩、通货膨胀率上升等多种因素的影响，国际保险业在产品定价、经营成本、保险资金运用等方面都面临新的压力。从总体上看，通货膨胀对保险业的负面影响将大于正面影响[10]。
尽管观点对立的各方都有足够的证据支撑，但是各自研究的对象和样本却不尽相同。不同国家或地区在经济环境和发展阶段方面存在较大差异，保险需求对通货膨胀的反应当然会有所区别。更加重要的是，以上文献并没有区分物价波动的方向和幅度。现实市场需求对于物价上涨、下跌以及涨跌幅度的反应却可能存在着差异。使用线性回归分析保费收入增长率与通货膨胀率之间的关系，仅仅使用一个待估参数来反映两种不同的冲击，就有可能将弱效应与强效应混淆在一起，高估弱效应而低估强效应。所以，实证研究需要针对通货膨胀率设定门限值，不同区制（regime）对应着不同的保险需求函数。
三、财险需求模型及实证分析
根据Guo et al（2009）的总结，财险保费收入增长率（CX）可能会受到通货膨胀率（P）、实际利率（R）、收入增长率（Y）等多个宏观经济因素的冲击[11]，并可以简记为式1。假设财险保费收入增长率对较低的通货膨胀率（低区制）或者较高通货膨胀率（高区制）的反应存在差异，那么三区制门限回归模型就如式2所示。
笔者根据中国经济信息网和保监会的中国2000-2010年各季度财险市场相关数据资料绘制图1。为了剔除季节因素的影响，统计数据基本上采用同比增长率。其中，CX是季度末财险保费收入的同比增长率。Y是季度国内生产总值的同比增速。由于统计资料只显示月度物价指数而没有季度数据，所以令P等于每个季度内三个月的同比居民消费价格指数（上年=100）的几何平均数减100。R等于一年期定期存款的名义利率减去P。
根据Chan（1993）提出的门限值确定方法，如果通货膨胀率的样本数值越接近真实的门限水平P*，那么门限模型的残差平方和（SSR）、赤池信息准则（AIC）和施瓦茨准则（SC）就应该越小，同时可决系数R2越大[12]。
为此，首先将YWXt、Yt、Rt和Pt等多个时间序列全部按照Pt数值大小进行升序排列，得到一组新的非时间序列YWX's、Y's、R's和P's（s=1,2,…,44），其中P'1≤P'2≤…≤P'44。为了保证门限选取有意义，我们还将P'1、P'2、P'3等3个最小数值与P'44、P'43、P'42、P'41等4个最大数值排除在候选门限值之外，它们约占全部样本的16%。结果，候选的门限值P's（s=4,5,…,40）只有37个数值。
其次，在确保τ1≤τ2的前提下令P'4、P'5、…、P'40等37个数值分别等于门限值τ1和τ2，并依照不同的门限值组合（P’m,P’n）对模型式3进行多次回归分析，其中P'm≤P'n。如图2所示，由于门限值τ1≤τ2、P'm≤P'n，所以搜寻范围实际上仅限于通过坐标轴原点的45度直线以上的网格，最终得到若干个SSR、AIC、SC、R2值。
第三，在计算得到的若干个SSR、AIC、SC和R2值当中，升序排列第18和29位的通货膨胀率组合（即P'18和P'29）所对应的SSR（18,29）=634.3324、AIC（18,29）=6.051715和SC（18,29）=6.538312为最小，且R2（18,29）=0.806673为最大，所以P'18=-0.9%和P'29=2.7%分别最接近于模型式3的真实门限水平τ1和τ2。
如表1所示，为了判断系数是否存在显著差异，对既定门限值（τ1=0.9%）所对应的回归模型施加约束条件k5=k9、k6=k10、k7=k11、k8=k12，Wald统计量（服从F分布）的置信概率等于0.0053。在1%显著水平条件下，拒绝原假设。类似地，对既定门限值（τ2=2.7%）所对应的回归模型施加约束条件k1=k5、k2=k6、k3=k7、k4=k8，然后进行Wald检验。结果，Wald统计量（服从F分布）的置信概率等于0.0000。在1%显著水平条件下，拒绝原假设。这些都说明模型的系数之间确实存在着显著差异。因此，可以断定三区制门限回归模型能够被用来研究中国2000―2010年通货膨胀率对于财险市场宏观需求的影响。
四、结论及建议
1.通货膨胀率对财险保费收入增长率的影响存在着显著的非对称性。财险市场能够依据通货膨胀率的数值高低大致地划分为三种需求模式（demand pattern），并且这三种需求模式的斜率均不相等地。当Pn≤0.9%或者0.9%2.7%时反应系数则变成-1.383853，财险需求增长率与通货膨胀率负相关。如图3所示，需求模式2具有最大的倾斜程度。换言之，当通货膨胀率介于0.9%和2.7%之间时投保人的反应最强烈。
2.需求模式在门限值附近的改变可能会冲击财险市场。存在多个门限值且不等于零，说明即使收入增长率和实际利率等因素都没有发生变化，人们也不会简单地依据物价上涨（Pn>0）或者物价下跌（Pn
综上所述，基于中国财险市场2000―2010年季度数据的实证分析表明，门限模型能够比线性回归模型更加准确地描述财险保费收入增长率与通货膨胀率之间的关系。通货膨胀率对财险保费收入增长率的影响存在着显著的非对称性，当通货膨胀率介于0.9%和2.7%之间时投保人的反应最强烈。由于市场需求模式在门限值附近出现较大改变而有可能冲击财险行业，所以当通货膨胀率接近门限值时财险行业应该及时地调整营销策略。
参考文献：
[1]Houston, D.．The Effects of Inflation on Life Insurance
[J]．California Management Review，1960，2（2）：76-79．
[2]Neumann,S.．Inflation and Saving through Life Insurance
[J]．Journal of Risk and Insurance，1969，36（4）：567-582．
[3]杨舸、田澎、叶建华．我国寿险需求影响因素的实证分析[J]．中国软科学，2005（3）：50-53．
[4]叶明华．试论通胀与商业保险需求的关系[J]．中国保险，2010（7）：22-24．
[5]蔡华、葛仁良．基于VEC模型的物价对产险保费增长的影响研究[J]．广东商学院学报，2010（2）：67-71．
[6]Fortune,P.．Inflation and Saving through Life Insurance: comment[J]．Journal of Risk and Insurance，1972，39（2）：317-326．
[7]Babbel, D.．Inflation, Indexation, and Life Insurance
Sales in Brazil[J]．Journal of Risk and Insurance，1981，48（1）：111-135．
[8]Browne, M. and K. Kim．An International Analysis of
Life Insurance Demand[J]．Journal of Risk and Insurance，1993，60（4）：616-634．
[9]徐东炜．我国财产保险需求地区差异性分析[J]．北京工商大学学报（社会科学版），2005（5）：93-96．
[10]张承惠，陈道富，雷薇，田辉，赵光毅．国际保险业发展趋势及保险市场开放模式比较[EB/OL]．中国发展基金研究会，2008，省略.cn/a/Report/46.pdf．
[11]Guo, F.， Fung H. G. and Y. S. Huang．The Dynamic Impact of Macro Shocks on Insurance Premiums[J]．Journal of Financial Services Research，2009，35（3）：225-244．
篇5
关键词：通货膨胀；财政赤字；格兰杰因果检验
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：
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：
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:
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.
篇6
关键词：现金流量；贴现率；通货膨胀；调整方法
中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2012）10-0-01
一、前言
资本投资是为了获得未来利益的支出，资本预算就是选择资本投资项目的过程。现代资本预算评价方法是以DCF（即现金流量折现）方法为核心，采用不同方法对时间价值和风险价值进行调整，以期客观真实地评价投资项目。常用的资本预算方法包括：非贴现法和贴现法。其中非贴现法主要有回收期法、会计报酬率法；贴现法主要有净现值法（NPV）、内部收益率法（IRR）、现值指数法（PI）等。净现值作为经济利润的现值，衡量了投资带来的股东财富的增长量，是资本投资决策中关键的指导性指标，在各种项目评估方法的首位。
二、净现值法常用风险调整方法
（一）调整现金流量法
通过现金流量调险的方法是把不确定的现金流量调整为确定的现金流量，再使用无风险利率进行贴现。现金流量调险的方法通过无风险报酬率对时间价值进行调整，通过调整现金流量对风险价值进行调整，从而对时间价值和风险价值分别进行调整。一般的做法是，将项目可能面对的风险情况进行分类，确定各种类型出现的概率，再考虑到在各种风险下的现金流量，进行加权平均得出该项目的经过调整后的、兼顾各种风险因素的现值。其计算公式为：
确定的现金流量=不确定的现金流量×肯定当量系数
调整现金流量法的关键是确定合理的肯定当量系数。肯定当量系数既可以由经验丰富的分析人员凭主观判断确定，也可以根据反映不同现金流量不确定程度的变化系数得出相应的肯定当量系数。
（二）调整贴现率法
通过贴现率调险的方法是采用包括风险报酬的投资期望的报酬率作为贴现率对不确定的现金流量进行贴现，通过单一的贴现率同时完成对风险调整和时间调整，进而客观评价项目，降低项目投资决策风险。调整贴现率法是依据“风险越高，投资者要求的风险报酬越高”这一基本思想，在对投资项目的风险程度进行衡量比较的基础上，根据风险的高低计算出投资者需得到的风险报酬率，并将该风险报酬率加入贴现率，再用调高后的贴现率来计算净现值，使投资项目的净现值因贴现率的提高而降低，从而达到考虑风险，谨慎决策的目的。
在投资项目资本预算净现值法实际运用中，贴现率的选择没有确定的方法。企业在投资决策时，必须综合考虑企业自身实际情况与外部环境因素，确定合理的贴现率。即使在同一企业中，在不同时期，对于不同投资项目，也需要分层次地采用不同的贴现率。一般地，企业在投资决策时采用的贴现率，可以根据不同情况，通常确定贴现率的方法有：选择市场利率作为贴现率；风险报酬模型法确定贴现率；加权平均资本成本法确定贴现率；选择企业自身（总资产）投资回报率作为贴现率；以行业平均的收益率作为折现率。其中以行业平均收益率作为折现率在我国应用最为广泛。
那么，究竟应当选择什么指标作为贴现率呢？从投资是社会资源配置手段这一角度看，凡是能获得超过社会平均资金利润率的投资都是对资源配置的优化，反之获得低于社会平均资金利润率的投资则会恶化资源配置，社会的平均资金利润率是衡量投资是否合理的至关重要的依据，因而在净现值法中选用的贴现率应当以社会平均利润率为基础，同时根据项目计算期选用未来一定时期的长期的社会平均利润率。
调整贴现率法的优点是简单易行，缺点是无法区别项目期内不同时期风险程度的高低。调整贴现率法是目前国内较多采用的风险调整方法。
（三）考虑通货膨胀影响时的风险调整方法
一般地，在投资项目资本预算评价中，为了简化计算，当通货膨胀率较小时，一般在2%-4%时，可以不予考虑，因为项目的产品价格、投入物价格都存在通货膨胀，各种因素相互抵消后即使有差异，其计算结果也不致使项目的可行与否发生逆转。但当通货膨胀率较大时，项目现金流入量比现金流出量变化更快，采用固定价格的评价方法，其结果和实际情况会有很大的出入，进而影响作出正确的投资决策。
1.通货膨胀率预测。预测通货膨胀是一个经济问题，有许多经济预测机构会预报通货膨胀率。因为通货膨胀率直接受中央银行系统的影响，而该系统反过来又对经济环境、政治压力、人口统计和国际事件作出反应，要预测这些不同因素以及中央银行系统的反应是极其困难的，因而要准确预测通货膨胀率是难乎其难的。在通货膨胀率条件下进行投资决策分析，应该注意：如果项目的现金流量是名义现金流量，那么，用于净现值分析的贴现率应该是名义贴现率；如果项目的现金流量是实际现金流量，那么，用于净现值分析的贴现率应该是实际贴现率。建议按照最近几年的平均年通货膨胀率作为项目计算期的通货膨胀率。在通货膨胀条件下，可以采取调整现金流量法或调整贴现率法进行校正。
2.考虑通货膨胀影响的调整现金流量法。以当期的货币（现行价格）来表示的现金流量称为名义现金流量，而以基期的货币（不变价格）来表示的现金流量称为实际现金流量。名义现金流量和实际现金流量可以通过以下公式换算：
其中：RCFt——第t期的实际现金流量
NCFt——第t期的名义现金流量 K——通货膨胀率
3.考虑通货膨胀影响的调整贴现率法。一般而言，如果预期通货膨胀率升高，则利率和要求的收益率也会上升。实际贴现率又称为最低期望收益率，是指按基期的价格水平计算的资金成本或投资报酬率，即没有考虑未来各年通货膨胀因素时确定的贴现率；而名义贴现率是包含了最低期望收益率又考虑通货膨胀因素影响时的必要报酬率。其换算公式是：
Nr=（1+ar）（1+k）-1 其中 ：nr ——名义折现率
ar ——实际折现率
三、结论
（1）通过调整现金流量法和调整贴现率法对时间价值和风险价值进行调整，然后根据净现值法的规则来进行投资决策，可以保证决策正确有效。（2）当通货膨胀率较小时，一般在2%-4%时，可以不考虑其对净现值法的影响；但当通货膨胀率较大时，应该采用调整现金流量法或调整贴现率法对净现值进行调整。
参考文献：
[1]许仁青.对净现值法中折现率的一点思考.经济问题探索，2003（5）.
篇7
关键词：北京市 CPI CPI涨跌幅度 马尔柯夫分析法
一、引言
消费者物价指数（CPI）是世界各国普遍编制的一种指数，指的是衡量所选定的一篮子商品购买价格的指数，它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，也是观察通货膨胀的重要指标，我国称之为居民消费价格指数。CPI可用于分析市场价格的基本动态，也是政府制定物价政策和工资政策的重要依据，若CPI升幅过大，表明通货膨胀已经成为经济不稳定因素，央行就会有紧缩货币政策和财政政策的风险，从而造成经济前景不明朗，因此，CPI过高的升幅往往不被市场欢迎。
2007年以来，我国物价开始猛涨，一步步增加的生活成本已经深深地影响了居民的幸福水平。近几年来欧美国家GDP增长一直在2%左右波动，CPI也同样在0%～3%的范围内变化，而中国的情况则完全不同。一般情况下，除非经济生活中有重大的突发事件（如1997年的亚洲金融危机），CPI是不可能大起大落的，所以2004年中国的CPI大幅波动有些异常。随着CPI大幅波动，国内经济一时间通货膨胀率过高，民众储蓄负利率严重，一时间居民储蓄又告别负收益，通货紧缩阴影重现。
CPI的波动引起居民紧张，但我国的经济状况总体上是稳定发展的，本文仅研究北京市近年来的CPI，并预测未来五年内的CPI状态，虽然不能完全概括全国的状况，但也极具有代表性。
二、马尔柯夫分析法
马尔柯夫利用状态之间转移概率矩阵预测事件发生的状态及其发展变化趋势，也是一种时间序列分析法。它基于马尔柯夫链，根据事件目前的状况预测将来各个时刻（或时期）的变动状况。
（一）马尔柯夫链1
事件的发展，从一种状态转移到另一种状态，称为状态转移。在事件的发展过程中，若每次状态转移都仅与前一时刻的状态有关，而与过去的状态无关，或者说状态转移过程是无后效性的，则这样的状态转移过程就称为马尔柯夫过程。马尔柯夫链是参数t只取离散值的马尔柯夫过程。在事件发展变化的过程中，从某一种状态出发，下一时刻转移到其他状态的可能性，称为状态转移概率。若事物有n种状态，则从一种状态开始相应就有n个状态转移概率，将事物n个状态的转移概率一次排开，可以得到一个n行n列的矩阵。
假设{X（t），tT}的状态空间是离散的，则{X（t），tT}就是一个马尔柯夫链，我们把所有可能的状态分别记为N1，N2...Nn，用Pij表示系统由状态Ni经过一次转移后到达状态Nj的概率，那么转移概率矩阵为
P11 P12 … P1n
P21 P22 … P2n
P= … … … …
Pn1 Pn2 … Pnn
如果已知初始状态S0和转移概率矩阵P，则经过n步转移之后的状态Sn可确定为：
Sn=S0Pn
马尔柯夫分析理论建立了转移概率矩阵模型的概念，认为系统的现实状态仅取决于系统的初始状态和状态的转移概率，它主要是应用随机状态事件的各状态的转移概率矩阵进行推算，只需要近期资料，不需要大量的历史数据，因此既可用于短期预测，也可用于长期趋势研究，避免了深奥的数学推导。
（二）基于马尔柯夫分析法的经济预测
马尔柯夫分析法考虑了各种不同形式的机制转换行为，属于机制转换模型的一个组成部分。马尔柯夫机制转换模型将这种机制的转换作为一个内生变量，认为机制转换是随机的， 而且在对模型进行估计时用一个统一的模型来拟合，不仅符合实际情况，而且有利于运用模型对未来进行预测。在马尔柯夫机制转换模型中，一种状态可以对应时间序列变化的一个均值和方差，根据模型设定状态的多少，可以认为时间序列遵循几个均值和方差变化。在对模型进行回归之前，要先确定状态的个数和滞后的阶数，然后进行回归，模型可以预测未来时刻时间序列所处各个状态的概率，据此可推定变量所处的具体状态。
CPI是衡量经济发展和人民生活水平的重要指标，根据马尔科夫链的定义和性质，考察特定年份的一组CPI数据，它是一个封闭的系统，其变化也是随机的过程，而且具备无后效性，因此本文认为马尔柯夫模型符合我国CPI的时间序列特点，可以利用它来对北京市CPI进行分析。
三、历史数据分析
（一）CPI状态划分
CPI指数的上升和下降分别代表一地区经济的衰退和高涨，若CPI升幅过大，表明该地区已出现通货膨胀。CPI的涨跌幅度与GDP密切相关，由于近年来我国GDP保持高速增长，CPI也呈现出大起大落的异常状态。一般来说，当CPI的增幅大于3%时，就意味着经济中存在通货膨胀；而当CPI的增幅大于5%时，就意味着经济中出现了严重的通货膨胀。据此可以将北京市各年度的CPI增幅划分为以下四种种状态2：
N1——衰退（CPI增幅
N2——增长（0
N3——通胀（3%
N4——严重通胀（CPI增幅>5%）
（二）北京市CPI状态划分
由于从1991年到1996年，北京市CPI增长幅度均超过10%，这与过度时期的不稳定性有很大关系，因此参考价值不大，本文选取北京市1997～2010年十四年间的CPI涨跌幅度数据，如表1所示：
表1 北京市1997～2010年CPI涨跌幅度3
图1 北京市1997～2010年CPI涨跌幅度
十年间北京市CPI涨跌呈波动趋势，很不稳定，根据衰退（N1）、增长（N2）、通胀（N3）、严重通胀（N4）四种状态的划分，将北京市的十四年数据进行分类，如表2所示：
表2 北京市1997～2010年CPI涨跌幅度状态划分
（三）状态转移概率矩阵
根据上面的状态分类，可以分别计算出四个状态之间的转移概率，然后综合得到状态转移概率矩阵。
1. 计算状态转移概率
从表2中可以看到，2个由N1转移出去的状态，都是从N1转移到N2（即67和1314），所以：
P11=P（N1N1）=P（N1|N1）=0
P12=P（N1N2）=P（N1|N2）=1
P13=P（N1N3）=P（N1|N3）=0
P14=P（N1N4）=P（N1|N4）=0
同样的，在7个由N2转移出去的状态中，有5个从N2转移到N2（即23，78，89，910和1011），有1个从N2转移到N3（即34），有1个从N2转移到N4（即1112），所以：
P21=P（N2N1）=P（N2|N1）=0
P22=P（N2N2）=P（N2|N2）=5/7=0.7142
P23=P（N2N3）=P（N2|N3）=1/7=0.1429
P24=P（N2N4）=P（N2|N4）=1/7=0.1429
在2个由N3转移出去的状态中，有1个从N3转移到N1（即56），有1个从N3转移到N3（即45），所以：
P31=P（N3N1）=P（N3|N1）=1/2=0.5
P32=P（N3N2）=P（N3|N2）=0
P33=P（N3N3）=P（N3|N3）=1/2=0.5
P34=P（N3N4）=P（N3|N4）=0
在2个由N4转移出去的状态中，有1个从N4转移到N1（即1213），有1个从N4转移到N2（即12），所以：
P41=P（N4N1）=P（N4|N1）=1/2=0.5
P42=P（N4N2）=P（N4|N2）=1/2=0.5
P43=P（N4N3）=P（N4|N3）=0
P44=P（N4N4）=P（N4|N4）=0
2.总结得到状态转移概率矩阵
根据第一步的计算，得到北京市十四年间CPI涨跌幅度变化的状态转移概率矩阵为：
0 1 0 0
0 0.7142 0.1429 0.1429
P= 0.5 0 0.5 0
0.5 0.5 0 0
四、预测北京市未来五年CPI涨跌状态
（一）年度状态概率预测
在运用马尔柯夫分析法预测未来某一时刻状态的概率时，需要设定一个初始状态，并已知其状态概率和状态转移概率矩阵，然后代入前面提到的公式Sn=S0Pn，其中S0是初始状态概率，Sn就是需要预测的状态概率。
将2010年北京市的CPI状态设为初始状态，即S0=[0，1，0，0]，状态转移矩阵已在文章第三部分中得出，所以可分别预测未来五年北京市的CPI状态。
2011年：S1=S0P=[0，1，0，0] P=[0，0.7142，0.1429，0.1429]
2012年：S2=S0P2=S1P=[0.1429，0.5816，0.1735，0.1020]
2013年：S3=S0P3=S2P=[0.1378，0.6092，0.1699，0.0831]
2014年：S4=S0P4=S3P=[0.1266，0.6146，0.1721，0.0871]
2015年：S5=S0P5=S4P=[0.1297，0.6092，0.1739，0.0878]
总结如表3所示：
表3 北京市2011～2015年CPI状态概率预测值
（二）终极状态概率预测
经过无穷多次状态转移后所得到的状态概率称为终极状态概率，假设终极状态的状态概率为S=[S1，S2，S3，S4]，那么
[S1，S2，S3，S4]= [S1，S2，S3，S4] P，即：
S1=0.5S3+0.5S4
S2=S1+0.7143S2+0.5S4
S3=0.1429S2+0.5S3
S4=0.1429S2
求解方程组，可以得到：S2>S3>S1>S4，也就是说未来长期内，北京市CPI增幅位于0～3%之间的概率最大，其次是3%～5%，未来北京市出现衰退和严重通货膨胀的可能性不大。
五、总结
从1997年到2010年，北京市CPI有几次比较大的波动，但多数年份的CPI增幅维持在0～3%，从表1和图1可以看出，不仅CPI指数持续增长，而且CPI增幅也呈现出增长趋势。按照CPI的四种状态划分，我们很容易看到，从1997年到2010年，有超过一半的CPI增幅维持在0～3%，有超过70%的CPI增幅维持在0～5%。
根据马尔柯夫分析法，“十二五”期间北京市的CPI将会继续增长，而且有较大的概率CPI增幅不会超过3%，也就是出现通货膨胀的可能性不大。通过终极状态概率预测得到，在未来较长一段时间内，北京市CPI增幅将维持在0～5%，基本上不会出现经济衰退和严重的通货膨胀。
参考文献：
[1]孙荣恒.随机过程及其应用[M].北京：清华大学出版社，2004：38～60.
[2]万晓西.CPI历史和国际标准概述.中国货币市场，2007.
[3]北京统计局.中国统计年鉴数据库（1997～2010）.
注释：
1孙荣恒.随机过程及其应用[M].北京：清华大学出版社，2004：38～60.
篇8
针对我国通货膨胀应否“扩容”的热议，笔者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和我国1978年以来的宏观经济数据，估算了当前我国通货膨胀的容忍度。实证结果支持适度提高我国的通货膨胀容忍度。在短期内以“稳增长”为政策取向时，通货膨胀的最大容忍边界为4.455%；在中长期内以转变发展方式、提高经济运行效率为政策取向时，3.741%可视为中长期内我国通货膨胀的最大容忍边界。这一结果为政府设定通货膨胀调控警戒线提供了一个新的参考。
关键词：通货膨胀容忍度；门限自回归；经济运行效率
基金项目：国家社会科学基金项目（11BJL040）；教育部人文社会科学青年基金项目（11YJC790205）；广东省自然科学基金博士启动项目（S2011040000414）。
作者简介：吴海民（1976-），男，湖南新化人，五邑大学经济管理学院副教授，主要从事经济运行效率研究；王建军（1966-），男，河南南阳人，河南财经政法大学工商管理学院教授，主要从事产业经济理论研究。
中图分类号：F061.2文献标识码：A文章编号：1006-1096（2013）04-0128-06收稿日期：2012-07-01
继通货膨胀目标和最优通货膨胀率之后，通货膨胀容忍度正成为学术界自“弗里德曼与菲尔普斯争论”以来重新关注的又一焦点。2010年10月，经济学家厉以宁指出，把3%作为我国通货膨胀警戒线会给经济带来很多问题，4.5%的通胀警戒线是社会可以承受的。这一观点引发了学界、政界以及民间对应否提高我国通货膨胀容忍度的广泛关注和热议。一般而言，在一个国家或地区的特定阶段，存在一个合理的通货膨胀率波动区间，即通货膨胀的可容忍区间。问题是，一旦通货膨胀超出事先设定的目标警戒线，其最大的容忍边界究竟为多少才合适？如何科学合理地界定我国的通货膨胀容忍度？本文基于通货膨胀与经济增长、运行效率之间的非线性关系，利用门限效应模型和我国1978年以来的宏观经济数据，估计出了当前我国通货膨胀的容忍度，从而为政府设定通货膨胀调控警戒线提供了一个新的参考。
一、文献综述
1.支持通胀“扩容”的政策空间论
目前，不少学者从我国宏观调控的现实需要出发，主张提高我国通货膨胀的容忍度，其核心理由基本上可以概括为“政策空间论”。李冀申（2011）认为，适度提高通胀目标可以减少频繁的目标偏离，增强中央银行的公信力，提高货币政策的有效性，更好地引导和管理通胀预期。厉以宁（2010）认为， 根据国际经验，经济增长越快，通货膨胀就会越高。中国这样经济增速较快的国家，应当提高对通货膨胀的容忍度。前央行副行长吴晓灵（2010）指出，加快转变发展方式，需要为要素价格改革留出空间，从而需要提高对通胀的容忍度。李斌（2011）利用巴拉萨—萨缪尔森模型对提高通胀容忍度做了分析，认为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，因而有必要对B-S效应下的通胀提高一定的容忍度。黄石松（2011）权衡了通胀与汇率平稳升值的利弊之后指出，为了给保持人民币汇率相对稳定留出操作空间，宜适度提高对通胀的容忍度。当前和今后一段时间，要降低经济增长对投资与外贸的依存度，实现发展方式的转变，就必须提高对通货膨胀的容忍度，为体制改革和转型升级留出一定的政策空间。
2.反对通胀“扩容”的经济损害论
针对提高我国通胀容忍度的观点，也有不少学者提出质疑和批评，其核心理由可以概括为“经济损害论”。学者叶檀（2010）认为，我国现在的CPI数据存在系统性低估，用低估的CPI来证明应该提高通胀容忍度是不科学的；除非国际社会已经形成容忍通胀的共识，否则中国独自提高CPI水平就是“为国际热钱之渊，驱中国消费之鱼”，提高通胀容忍度将有损中国经济。此外，提高通胀容忍度将会造成更高的通胀预期，致使货币政策陷入更严重的困境之中，由此导致的长期负利率对经济运行损害巨大。提高通胀容忍度等于让市场投机更加盛行，只会进一步损害我国的实体经济，削弱我国“世界工厂”的竞争地位。“通胀经济”只能维持中短期的繁荣，从长远来看，它是宏观危机产生的主要根源。
由此可见，目前学术界对应否提高我国通胀容忍度的看法和观点并不一致。究竟应否提高通货膨胀容忍度，其实最关键的是必须首先找到确定通胀容忍度的合理依据，然后才能据以提出最适宜的通货膨胀容忍度。
二、确定通货膨胀容忍度的依据
长期以来，3%的CPI涨幅被西方国家认定为通胀的传统警戒线，超出这一容忍度，就得采取货币政策干预。但事实上，如何确定合适的通胀容忍度、特别是转型期国家的通胀容忍度，在理论上并没有标准答案与尺度依据。
1.传统研究方法的经验性依据
国家统计局课题组（2005）以实际经济增长率的均值作为潜在经济增长率，再根据潜在增长率与通货膨胀率2：1的比例关系，确定我国通货膨胀率的可容忍区间为1%～5%。张权（2011）利用剔除异常值后的通货膨胀几何平均值来确定通胀率的容忍上限，认为现阶段我国通胀容忍度为4.87%。王建（2010）则直接以经济增长率作为通货膨胀率的容忍极限，即“通胀容忍度≤经济增速”，如果潜在的经济增长率为10%，则通货膨胀率也能容忍≤10%的极限。肖耿（2011）参考日本的经验，认为我国将通货膨胀率控制在经济增长率的50%～70%是可以容忍的。也有学者认为，决定通胀容忍度的不是贸易数据和经济前景，而是央行的独立性。央行独立性越大，通胀容忍度就越低；反之，越高。
上述方法为我国确定合理的通货膨胀容忍度提供了较好的借鉴和启发，但总体而言，此类研究方法大多以经验法则、现实观察、国别对比、未来预期等作为依据，不仅得出的结论与现实存在一定偏差，而且本身也欠缺理论上的说服力。
2.非线性关系与门限值依据
关于通货膨胀与经济增长、运行效率之间的关系问题，古典经济理论和内生增长理论认为两者之间负相关，凯恩斯理论和新古典经济理论认为两者之间正相关，而货币主义则认为两者之间没有关系。理性预期学派认为通货膨胀在被预期到的情形下不会有实际效应，只有未被预期到的通胀变化才会有实际效应。这些看似相互矛盾的观点恰恰表明通货膨胀与经济增长、经济运行效率之间并非简单的促进或促退的单一线性关系，而是复杂的非单调、非线性关系。
Fischer（1993）在研究包括通货膨胀在内的各种宏观经济变量对经济运行的影响时，首次提出通货膨胀非线性的判断。此后，Omay（2010）对通货膨胀门限效应进行检验，结果表明，当通货膨胀值低于门限值时，它对经济增长、运行效率没有影响；而当通货膨胀值高于门限值时，它会对经济增长、运行效率产生负面影响。Villavicencio（2011）运用面板平滑过渡模型对通货膨胀的非线性效应给予了实证支持。我国学者赵留彦等（2005）、王少平等（2006）的相关研究表明，我国通货膨胀同样具有明显的非线性特征。非线性门限效应的存在，使得通货膨胀对经济增长、运行效率的影响呈现结构性突变，从而可依据突变拐点所对应的这一门限值来确定通货膨胀的可容忍边界。我们认为，鉴于通货膨胀与经济增长、运行效率之间的非线性关系，利用门限效应模型探索我国的通胀容忍度，是一个较为理想的途径。
三、模型、变量与数据
1.模型设定
由于一般的线性模型不能反映时间序列的突变现象，因而研究通货膨胀对经济增长和运行效率的影响必须从非线性模型着手。目前，有关时间序列的非线性研究方法大致有四类：一是 Tong（1983）提出的TAR门限自回归模型；二是ARCH 类模型；三是马尔可夫区制转移模型；四是STAR平滑转移模型。其中，GARCH 类模型主要侧重波动率的刻画，无法完全捕捉经济动态行为中的结构变化；马尔可夫区制转移模型只能推断不同区制相互转移的概率，其结果的政策含义非常有限；TAR 模型是STAR 模型的特例，能够刻画时间序列在不同机制（Regime）中呈现的不同动态特征，具有模型设定简便、参数估计有效、具有良好的经济解释意义等优点。TAR模型作为突变现象的一种描述手段，允许机制变化是内生的，而且机制转换是可观测的；它还将微分方程中的极限环概念引入非线性随机系统，由于门限的控制，保证了模型的稳定性。因此，我们采用TAR模型来分别考察通货膨胀对我国经济增长与经济运行效率的非线性门限影响，以此确定通货膨胀的可容忍边界。
2.变量与数据说明
改革开放前，在计划经济体制下，我国通货膨胀基本上没有大的波动起伏。改革开放后，上世纪80年代实行价格双轨制改革，90年代确立了市场经济体制，大部分商品基本上实现了市场化定价，物价波动与通货膨胀开始变得较为频繁。因此，我们决定采用1978年～2010年间的时序波动数据进行研究。
四、实证结果与分析
从表2可以看出，在以经济增长率为因变量的模型1中，经计算的通货膨胀率门限值为4.455。当通货膨胀率小于或等于4.455%时，低通货膨胀对经济增长具有明显的滞后促进效应，当年通货膨胀率每上升1个百分点，将促使下一年度经济增长率提高0.549个百分点；而当通货膨胀率大于4.455%的门限值时，也即在高通货膨胀的机制2下，通胀对经济增长表现出负面促退效应，通货膨胀率每上升1个百分点，将促使第二年经济增长降低0.086个百分点。同理，在以经济运行效率为因变量的模型2中，通货膨胀率的门限值下降为3.741。当通货膨胀率小于或等于3.741%时，低通胀对经济运行效率表现出正面促进效应，当年通货膨胀率每上升1个百分点，将促使下一年度经济运行效率提高0.005个单位；而当通货膨胀率大于3.741%的门限值时，也即在高通胀的机制2下，通胀对经济运行效率表现出反向抑制效应，通货膨胀率每上升1个百分点，将使第二年经济运行效率降低0.001个单位。模型各回归系数均通过显著性检验，表明通货膨胀对我国经济增长和经济运行效率的影响确实存在方向相反的结构突变。
从我国的现实国情来看，短期内“稳增长”仍然是宏观调控的主旋律，政策取向上倾向于利用通货膨胀来刺激经济增长，因而该突变点对应的门限值4.455可视为近期内我国通货膨胀的最大容忍边界，超过该值可以启动反通胀的政策调控。从转变发展方式的角度来看，对经济运行效率的追求将置于更优先的政策选项序列中，因此模型2中突变点所对应的门限值3.741可视为长期内我国通胀的容忍边界。郑秉文（2011）将改革开放以来我国的经济发展划分为四个阶段，即“市场驱动”的第一阶段 （1978年～2000年）、“要素驱动”的第二阶段 （2001年～2009年）、“效率驱动”的第三阶段（2010年～“十四五”规划）以及“创新驱动”的第四阶段（“十四五”规划之后）。从“十二五”到“十四五”期间，我国将实现经济发展从“要素驱动”向“效率驱动”转变、从“高增长”向“高效率”转变，除了改善投入产出比、提高投资报酬率、提升经济竞争力、获取长期增长的可持续性外，我们同时还应在宏观政策上合理调控我国的通胀水平，尽可能将其控制在3.741%以内的适度水平。
五、结语
根据以上分析，本文得到如下结论：基于通货膨胀对我国经济增长与经济运行效率的非线性门限影响机制和影响效应，利用门限自回归TAR模型所测算的门限值来确定通货膨胀的可容忍边界，理论上和技术上都是完全可行的。实证结果表明，在短期内以“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；在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%的门限值可视为长期内我国通货膨胀的最大容忍边界。当实际通货膨胀超越控制目标区间并接近上述容忍上限时，应启动相应的紧缩措施，以降低实际通货膨胀率。
基于研究结论，本文提出以下政策建议。
1.适度提高我国通货膨胀的容忍度
由于当前推高我国CPI指数的系统性因素无法在短期内改变，通货膨胀走势仍将维持在一个较高的水平。特别是在“刘易斯拐点”到来后，劳动力尤其是低端劳动力短缺推动工资持续增长，劳动密集型的农产品、服务业以及资源性产品价格仍存在趋势性上涨动力，加上国际输入性因素和结构因素的叠加，物价持续上行的压力更大，客观上对通货膨胀要求有更高的容忍度。我们的研究表明，无论是短期还是长期，相对于3%的传统警戒线或4%的调控目标线，实证结果都支持适度上调我国通货膨胀的容忍度。近期内，可以将通胀容忍度调高至4.455%，货币政策可以参考4.455%的警戒线相机行动，只要物价涨幅低于4.455%的容忍限度，就无需采取价格干预措施；长期内，考虑到转变发展方式和提高经济运行效率、确保经济平稳良性运行的政策目标，通货膨胀容忍度应逐渐下降到3.741%左右。
2.通货膨胀容忍度宜实行地域差别化管理
受区域梯度发展阶段的制约，我国地区经济发展历来呈现明显的不平衡态势。 2012年以来一个显著的变化就是，经济发达的广东、浙江、江苏、上海、天津等沿海省市开始下调GDP增长速度，以往备受关注的GDP增长目标正在逐步淡化，经济高速增长的数量型发展阶段已经过去，平稳增长的质量型发展阶段开始进入常态，转型升级和提高经济运行效率成为这些地区当前发展的主旋律；而贵州、陕西、等欠发达的中西部地区省份依然保持较高的GDP增长目标，“扩规模、上总量”仍是其发展的第一要务。由于地区经济发展不平衡，通货膨胀的可容忍度也相应不同，因此，通货膨胀容忍度也应实行地域差别化管理。以增长为目标的中西部地区，可以适当提高通货膨胀容忍度至4.455%的水平；而以转型和效率为目标的沿海地区，可以适度降低通货膨胀容忍度至3.741%的水平。我们认为，由地方政府根据本地实际选择相应的通货膨胀容忍度，较之全国实施“大一统”的通胀管理目标，可能更符合现阶段的国情。
3.做好货币供给的总量控制与结构优化工作
提高通货膨胀容忍度，并不意味着货币政策的宽松。当前，我国的货币政策面临结构性的“两难”困境：一方面，要保持适度的流动性，以促进经济的平稳增长，缓解净出口减少对经济增长的冲击，避免经济的大起大落，实现“稳增长”的短期目标；另一方面，又必须严控信贷投放，控制物价上涨和资产泡沫，实现转方式、调结构的长期目标。为此，必须把握好货币政策的实施力度和节奏，注重规则性与灵活性的高度统一。在适当提高通货膨胀容忍度的前提下，仍然要做好货币供给的总量控制工作，通过优化信贷结构，确保实体经济的健康运行。从长远来看，在不宜运用扩张性货币政策追求经济高增长的背景下， 保持经济平稳较快增长的关键是要在调整经济结构和提高经济运行效率上下功夫。
4.妥善解决通胀“扩容”带来的民生福利损失问题
通货膨胀容忍度提高后，当物价在调控目标线和容忍度之间快速上升时，通货膨胀可能对民生福利产生不利影响。在当前我国社会保障体系尚不太完善的背景下，政府需要采取积极的保障措施以消除通胀“扩容”带来的消极影响。首先，应加快收入分配制度改革，通过提高居民可支配收入来提高社会对通胀“扩容”的承受力度。考虑到目前劳动力成本已经高企的现实，直接提高工资水平势必会增加企业经营负担，而在现有基础上再次提高个税起征点，则可增加全体居民尤其是工薪阶层的可支配收入，因此，结构性减税是增收的首选措施。其次，要通过补贴等财政政策更多地让利于民。提高通货膨胀容忍度，可能造成生活必需品价格进一步上涨。为此，对中低收入群体和困难家庭，要建立和完善应对物价上涨的动态补贴机制，做好水、电、煤气等基本民生用品的价格调节工作，切实保障居民基本生活。总之，提高通胀容忍度不应以民生福利下降为代价。
参考文献：
国家统计局课题组.2005.我国现阶段通货膨胀可容忍区间探讨[J].统计研究（5）：3-5.
黄石松.2011.提高对经济增长下滑和通货膨胀的容忍度[J].国际金融（9）：8-10.
李斌.2011.经济增长、B-S效应与通货膨胀容忍度[J].经济学动态（1）：61-66.
李冀申.2011.适度提高通胀容忍度有利于引导和管理通胀预期[J].金融理论与实践（5）：36-39.
厉以宁.2010.中国通胀警戒线可提至4.5%[N].新京报10-18.
单豪杰.2008.中国资本存量K的再估算：1952～2006年[J].数量经济技术经济研究（10）：17-31.
王建.2010.我国宏观调控中的问题和着力点[J].税务研究（1）：23-25.
王少平，彭方平.2006.我国通货膨胀与通货紧缩的非线性转换[J].经济研究 （8）：35-44.
吴晓灵.2010.中国应当提高对通胀的容忍度[N].中国证券报09-17.
肖耿.2011.“量化宽松”政策下的通胀率合理预期[J].党政干部参考（2）：17-19.
叶檀.2010.提高通胀容忍度残害中国经济[N].每日经济新闻11-25.
张权.2011.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[J].华东经济管理（6）：22-27.
赵留彦，王一鸣，蔡倩.2005.中国通胀水平与通胀不确定性：马尔可夫域变分析[J].经济研究 （2）：60-72.
郑秉文.2011.“中等收入陷阱”与中国发展道路——基于国际经验教训的视角[J].中国人口科学（1）：2-15.
FISCHER S.1993.The role of macroeconomic factors in growth[J].Journal of Monetary Economics， 32（3）：485-512.
OMAY T.2010. Re-examining the threshold effects in the inflation-growth nexus with cross-sectionally dependent nonlinear panel[J].Economic Modeling， 27（5）： 996-1005.
TONG H.1983.Threshold models in nonlinear time series analysis[M].New York：Springer Verlag Pub.
篇9
摘 要：财政政策对治理通货膨胀有特殊功能，本文首先从两方面论述了基础理论模型，这两个方面分别是货币政策对通货膨胀的作用区制识别、财政政策对通货膨胀的作用。然后从识别作用区制和基于FTPL财政政策通货膨胀效应分析两方面进行了实证分析，最后从四个方面提出了解决通货膨胀的政策。
关键词：财政政策；通货膨胀；实证研究
1.基础理论模型
控制通货膨胀和稳定物价是宏观政策的一个重要目标。因此，研究宏观财政政策通货膨胀效应对实现控制通货膨胀以及稳定物价具有重要意义。财政政策在F区制下的作用是控制通货膨胀而在M区制下的作用是盯住实际债务。货币政策在F区制下的作用是维持债务价值而在M区制下的作用是盯住利率。Sargent利用货币主义算式说明了在实行财政政策的过程中通过铸币税来影响价格水平。在2001年，Woodford以FTPL为基础提出了治理通货膨胀的建议。2011年，Leeper认为铸币税不再是唯一财政政策影响价格水平的途径，货币发行量对价格水平也能产生影响，他指出财政赤字引起的货币发行过度也不再是唯一一个对价格水平产生影响的途径。
1.1 货币政策对通货膨胀的作用区制识别
根据Leeper的观点，财政政策对通货膨胀的作用在F区制下是主导作用，在M区制下是辅助作用。政府跨期预算约束现值给出他的基础模型，如下：
Bt+1Rt=Tt-zt+Bt+Mt+1-Mt （1）
其中，Rt表示第t期的名义利率，Bt表示当期政府名义债务量，Zt表示政府转移支付，Tt 表示税收收入，Mt表示当期基础货币名义存量。公式（1）表示政府债务由新发行的债务、政府收支差额和基础货币发行量偿还。
从实际值考虑政府跨期预算约束，则有：
Bt+1+Mt+1Pt=Tt-ztPt+Rt1+RtMt+BtPt （2）
其中，Pt为实际价格水平，Tt-ztPt为政府基本盈余实际值dt，Rt1+RtMt+BtPt表示铸币税贴现值，他是由发现新债务和增发货币得到的，可用λtbt表示。由此得到：Bt + 1 + Mt + 1 Pt = λt bt + dt （3）
由此的一般均衡方程为：bt=∫∞t=0λtdt*dt （4）
其中，公式（4）是PVBC（政府预算约束现值），可用来检验财政政是如何影响通货膨胀的。在2009年，Leeper和Daving认为政府预算约束现值是均衡条件，党PVBV不成立时，财政局和中央银行可以对政策做出选择使PVBC成立。如果公式（4）中的dt增加，那么下期的bt就会减少。如果dt的增加会造成下期的bt增加，则央行可通过调整货币供给量实现PVBC。
1.2 财政政策对通货膨胀的作用
1981年，Sargent和Wallace将通货膨胀和财政政策的关系动态化，他们指出在F区制下，贴现价值由财政赤字的多少决定，由于借债允许政府对铸币税的分配可以跨期，也就是说通货膨胀、铸币税和财政赤字同期不一定相关。在2000年，Sargent和Ljungqvist提出了通货膨胀和财政政策在小型开放经济体中的一般均衡模型。在FTPL下，假定货币存量通过影响交易成本从而影响宏观经济。此时政府对通货膨胀和名义货币需求的影响主要通过财政政策进行。模型如下。
其中家庭贴现消费效用函数是：∫∞0βtuct dt （5）
ct表示t期家庭消费量，β表示主观贴现率，μ（……）是严格的凹函数，指t期贴现效用方程。
每一期，家庭的支付税收Tt，补贴收入zt，初始财富为yt，通过持有货币或持有无风险债券Bt来转移税后净收入或消费，在此情况下，家庭的预算约束为：ct+Bt+1Pt+Tt=yt+zt+Rt-1BtPt （6）
家庭持有货币需求为：mt+1pt=Mdct，1Rt（1+πt） （7）Md随着Rt和πt的增加而减少，随着ct的增加而增加。
政府可通过印制钞票、发行债券和征税来弥补财政指出，其中公式（4）就表示政府预算约束。将（7）代入公式（4），得到的经济一般均衡关系为：π1+π=pd+bR-1/RM （8）
得到通货膨胀和财政政策间的长期均衡关系。M与π反向相关，当π上升时，通货膨胀税金减小。此时意味着财政政策使价格趋于稳定性的效果更强。
2.实证检验分析
2.1 识别作用区制
首先选取变量并检验数据。我们选取bt和dt作为变量。从《中国财政年鉴》中选取1982-2011年的年度数据。首先对变量进行单位根简阳，这是为了避免为回归问题。通过检验显示bt和dt都是非平稳的。然后对个序列进行一阶差分再检验单位根，现实其都是平稳序列。其次，以VAR方法的协整关系为依据对其进行检验，结果表明bt和dt间存在长期均衡关系。但是这并不代表他们的关系一成不变，只是表示他们不能无限偏离均衡关系。
为了识别财政政策对通货膨胀作用区制转换时点，我们建立的状态空间模型如下：
bt=0.696+dg1t*dt+μt （9）
[7.455] [9.019]
（0.000） （0.000）
dg1t=1.889+1.003*dg1t-1+vt （10）
[185.000]
（0.000）
圆括号内的数为相应参数的概率值，方括号内的数为相应参数的t值。可看出，参数估计结果显著，模型的整体估计结果较好。dg1描述的是dt对bt的时变影响，请看图1.
由图1可以看出dg1呈现出明显的时间变化效应，这说明财政政策对通货膨胀起到了区制转移作用，时点为1997年。在1982-1996年间，dg1
基于状态空间模型检验，我们选取两个时间段的年度数据（即1982-1996、1997-2011的数据）对bt和dt设定修正模型，在设定协整检验中，SC准则、AIC信息准则的最小值都指向了第四种模型以及等级1。选择有趋势较为明显的一项，设定滞后阶数为1，从而得到脉冲响应函数，如图2.
图2 政府债务对实际财政基本盈余的脉冲反应模式
由图2可看出，从1982-1996年，任何一期dt的增加都会导致其下一期中的bt减少，这是李嘉图政策的典型信号。而从1997-2011年，任何一期dt的增加都会导致其下一期中的bt增加。
由以上两种检验方法可以得出1997-2011年为F区制，1982-1996为M区制。
2.2 基于FTPL财政政策通货膨胀效应分析
首先选取数据并对其进行处理。我们选取的数据为1997-2011年季度的数据，将其作为样本区间并采取SVAR方法进行实证研究。此区间是中央银行实行被动型货币政策和自主型货币政策的时期，这个时期的反应一定会出现FTPL，但是FTPL不一定会有这个时期的反应。
St1指实际政府财政基本盈余，对数据的处理我们采取全样本长度非对称BP滤波，然后得到新的变量是st1_bp1，通过进行单位根检验得出的结果显示数据序列是平稳的；mt代表中央银行货币供应的实际增长率，利用同样的方法对其进行处理也会得到新的变量是mt_bp1，而且同样利用单位根进行检验得出的结果同样显示出数据序列是平稳的；pi1表示实际通货膨胀率，CPI基月期是1997年的第一季度，基数是100.
其次是建立模型，包含st1_bp1，mt_bp1，pi1三个变量。实证分析财政政策对通货膨胀短期和长期影响，得到的SVAR模型如下：
Cyt=A1yt-1+…+Apyt-p+Bεi （11）
其中C，Ai（i=1，…p）和B是三阶方阵，yt=（st1bp1，mtbp1，pi1），ε=（εst，εmt，εpt）是白噪声序列，假设条件为各冲击相互独立。
简化公式（11），得到yt=dtyt-1+…+dpyt-p+μt （12）
最后得到的结构冲击长期效应公式为：D=φC-1B
首先做短期效应分析，其中pil对同期的mt_bp1几乎无影响，而mt_bpl对同期的st1_bpl也几乎无影响。脉冲响应结果显示，pil在stl_bpl冲击后，前四期增强，随后反应减弱。而pil对mt_bpl的短期冲击无反应。同时财政政策在短期内对货币供给增长率有不显著的微小的正向冲击，这表明货币供给增长率受财政政策的影响较小。
其次做长期效应分析。按照与检验区制相同的步骤对其进行实证检验，结果发现，在非李嘉图区制下，影响通货膨胀的主要原因是财政政策，而辅助原因是货币政策。同时发现实际政府财政盈余对货币供给的冲击较小，说明货币超发不是通货膨胀效应的唯一途径。而且发现财政政策对通货膨胀的影响有长期和短期，长期是一个交替过程，而短期的影响为正。这说明财政政策在长期内对通货膨胀具有显著的影响。通过进一步的研究得出通货膨胀受财政税收和财政支出的影响不同，由此得知通货膨胀也受财政政策结构的影响，但是其影响的路径更加复杂。
3.治理通货膨胀的财政政策
3.1 调整预算方针，变赤字财政为平衡财政
应贯彻“收入政策从严，支出政策从紧，预算平衡”方针。首先大力组织收入，消除收入流失“死角”，加强对税收的征收以及管理工作，从而增加财政的总收入，其次要严格控制支出的增长速度，对某些没有必要支出的项目进行削减甚至消除。第三不得做赤字预算，而要以收支平衡作为指导方针努力消除赤字，最终达到预算平衡，减少财政赤字并最终走出向银行增发钞票的行为，从而消除通货膨胀。
3.2 应产业结构调整要求，在税收和财政政策上产业倾斜
要在税收政策和财政政策上给予扶植和鼓励那些对国民经济发展影响重大的产业部门。使财政政策和税收政策贯彻有所倾斜的方针，通过运用财政手段，加速某些对国民经济有利的产业部门的法，同时限制与国家政策相违背或准备淘汰的落后产业的发展，逐步协调产业结构，使其走向合理。例如，当前我国环境污染较为严重，在十中首次提出生态文明，这就要求地方政府对环保产业加大资金扶持力度，而对污染型的产业进行限制，使地方经济结构朝着国家要求的方向发展。对于污染较为严重的企业要大力征收税费以及环境保护费等。对于那些对优化环境的产业要减少征收的税费，以慢慢引导地方产业走向低碳化和环保化。
3.3 改进国家与企业的分配关系
政企分开，逐渐完善企业的经营体制，规范企业与国家的分配关系，保证企业产值、企业收入与财政收入同步增长。逐步完善目前企业承包责任制，使国家与企业的收入分配方式逐步规范化，改变新增收入首先流向企业的状况，走向税收和利润分流的模式。要求企业除正常缴纳正常流转税等外，还要缴纳企业所得税，根据其公司类型将企业的税后利润在企业与国家之间采取不同的方式进行分配。通过采取税收和利润分方向流动的方法对国家和企业都有好处，对国家而言可以提高国民收入中财政收入所占的比重。对企业而言，可以确保其相对独立的经济利益，加强完善其经营管理机制，同时也会鼓励他们扩大生产规模，最终提高总体经济效益。
3.4 加强中央财政宏观调控能力
在稳定地方与中央财政关系的基础上，改变目前所存在的财力分散以及资金使用效益较低的状况，从而完善中央财政的宏观调控能力，进而改变地方财政与中央财政的现有体制。强化中央财政对全国经济的宏观调控，扭转资金使用效益低下、财力分散的局面。首先要使地方财政利益实现稳定，鼓励当地政府发展本地经济，但是也要改变现存的地方与中央财政分配关系，逐步提高财政总收入中中央财政收入所占的比例。从体制方面来讲，要最终实现税收分开的体制，在各个地方建立其财政的独立税种体系，从而使地方政府所支配的收入与其所承担的责任相协调。
4.小结
财政政策主导的政策区制下使得货币政策失去了控制通胀的能力。根据本文的实证结论可知这是由于目前我国的政策区制正处于F区制，中国在控制通货膨胀时应借助财政政策的供给，控制公债和支持，而不仅仅是稳定物价。
参考文献
[1] 董秀良，帅雯君.中国财政政策通货膨胀效应的实证研究[J].统计研究，2013，30（3）：43-50.
篇10
一、存款准备金政策的相关理论和传导机制
存款准备金，是指金融机构为保证客户提取存款和资金清算需要时在中央银行准备的存款。央行进行宏观货币经济调整的重要手段就是调整银行的存准率，其目的是预防社会货币供应量增长过快，防止产生通货膨胀。
货币政策传导机制的实质即央行通过运用一系列的货币政策工具来影响经济主体的经济活动，使其改变其在金融市场和实体市场中的经济行为，以实现货币政策的最终目标。货币政策传导机制分为货币渠道和信贷渠道，我国调整存款准备金率的货币政策信贷传导过程为：
法定存款准备金率上调商业银行信贷规模收缩商业银行的存贷比上升货币乘数减小货币供给量减少市场利率升高投资、消费支出减少产出减少。
我国存款准备金政策通过信用途径对实体经济产生影响，从而使银行信贷渠道成为货币政策传导的主要渠道。以上是我国实施货币政策的主要传导途径。
二、我国存款准备金政策效应的实证分析
1.存款准备金率的调整和商业银行信贷增长率的OLS估计
根据上文的分析，本文选用2010年1月-2012年12月的信贷增长率和存款准备金率的月度数据，建立回归模型，检验存款准备金率的调整引起商业银行的贷款增长率如何变化。由于调整存款准备金率的时间有不确定性，所以在回归模型中引入虚拟变量（=0表示存款准备金率不调整，=1表示存款准备金率调整）。通过OLS方法对模型进行估计，在满足t检验和无自相关的条件下得到回归方程如下：
■
以上回归方程说明，存款准备金率每上调1个百分点，商业银行的贷款增长率就下降0.873252个百分点，这是因为存款准备金率的上调会收缩商业银行的信贷规模，所以存款准备金率与商业银行的贷款增长率之间呈负相关关系。由以上的分析可知，法定存款准备金率的调整将直接影响商业银行的信贷资金规模。
2.基于VEC模型的实证分析
以下本文采用向量误差修正模型（VEC模型）对存款准备金率的信贷传导渠道进行实证检验。
本文选取通货膨胀率作为检验存款准备金政策有效性的代表变量；选取商业银行的各项人民币贷款余额CR作为货币政策的信贷传导渠道的变量，选取货币供应量M2作为货币政策的货币传导渠道的变量，选取数据的样本区间为2006年1月至2012年12月。商业银行贷款余额CR和货币供应量M2均进行了季节调整（采用X-12方法），并取对数。所有数据来源于国家统计局官网和中国人民银行官网。
在用VEC模型检验前首先要用单位根检验来检查序列的平稳性。检验结果如下表所示：
表1 各时间序列的ADF检验结果
如上表所示，根据检验结果的P值可知，三个变量的原始序列非平稳，经过一阶差分后均为单整序列，即平稳序列。因此，还需证明三个变量之间存在长期的协整关系。
对商业银行贷款余额CR、货币供应量M2和通货膨胀率进行Johansen协整检验。检验结果如下表所示：
表2 各时间序列的协整检验结果假设的协整数
注：*表明在5%的显著性水平下拒绝原假设
由上表可知，商业银行贷款余额CR、货币供应量M2和通货膨胀率三个序列之间有且只有一个协整关系，证明其三者之间存在长期的共同趋势。因此，可以对上述三个变量进行格兰杰因果检验。
为了说明各个变量之间的因果关系，我们采用格兰杰因果分析方法对其进行检验，结果如下：
表3 具有格兰杰因果关系的内生变量零假设
从检验结果可以看出，商业银行贷款余额CR和货币供应量M2都是通货膨胀率的Granger原因，说明货币政策传导渠道主要有信贷渠道和货币渠道。但是从显著性来看，商业银行贷款余额对通货膨胀率有较强的解释能力。
依据前文所得结论，这三个变量之间存在一个长期稳定的协整关系，因此本文将建立VEC模型来分析商业银行贷款余额CR、货币供应量M2和通货膨胀率之间的长期关系。本文在前面对三个变量进行协整检验时已经得到协整向量的估计值，其估计结果如下：
表4协整向量表变量名称
注：表中（）内的数值为各系数t检验对应的伴随概率。
根据上表的估计结果可得出以下协整方程：
■
方程中的系数表示：商业银行贷款余额每降低1个百分点，通货膨胀率平均约降低0.054个百分点；货币供应量每降低1个百分点，通货膨胀率平均约降低0.029个百分点。但是二者均不显著，说明货币供应量M2与商业银行贷款余额CR对通货膨胀率的影响较小，同时也说明不能仅从收缩货币供应量或收缩商业银行贷款余额来抑制通货膨胀率的产生。
三、结论
以上通过建立存款准备金率和商业银行贷款增长率的OLS模型，以及应用单位根检验、协整检验及格兰杰因果关系检验来处理非平稳变量的分析方法，然后建立误差修正模型讨论变量间的长期均衡关系，最终对我国存款准备金货币政策传导的信贷渠道和货币渠道进行比较，可以得到以下的结论：
第一，存款准备金率的变化与商业银行信贷增长率的变化之间是负相关关系，存准率每上调1个百分点，银行信贷增长率下降0.86个百分点，故存准率的调整会对商业银行的流动性产生一定影响。
第二，我国的货币政策是非中性的，即其通过货币渠道和信贷渠道的传导对通货膨胀率产生一定的影响。
第三，从协整方程所表现的长期均衡关系来看，信贷渠道和货币渠道对通货膨胀率的影响均不显著，这说明我国在实行货币政策时，长期通过信贷渠道和货币渠道来影响通货膨胀率的效果不明显。