序論：好文章的創(chuàng)作是一個不斷探索和完善的過程，我們?yōu)槟扑]十篇通貨膨脹論文范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

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2.物價指數體系的不完善。改變價格核算、報告時間需要調整中的每一項報告。一般物價指數不僅包括一般消費者價格指數(cpi)，還包括生產者價格指數。中國只是定期一些零售價格指數，以調整財務報表，會計信息的相關性和客觀性是沒有保證的。根據目前的成本核算模型，我們需要知道當前的價格，一些個人資產，但由于中國區(qū)域經濟發(fā)展不平衡，很難統(tǒng)一和收集數據。這些都是中國的通貨膨脹會計的實行的問題。

3.成本-效益問題。一種新的會計模式的采用，必然要考慮成本和效益原則。因為，在理論上，更完整的會計模式，更會帶來挑戰(zhàn)。因此，根據通貨膨脹的程度，以此來綜合比較成本-效益，采用最適合的會計模式。

4.從業(yè)人員的職業(yè)素養(yǎng)有待提高。怎樣采用全部消除的方法來消除物價升降變動帶來的影響，那將對我國的會計從業(yè)人員的帶來很大的挑戰(zhàn)。這是因為，為了實施通貨膨脹會計進而去改革歷史成本會計，這無疑將大幅增加會計從業(yè)人員的日常工作量。此外，我國會計從業(yè)人員的專業(yè)技能以及職業(yè)素養(yǎng)還有待進一步提高，這也會成為推行通貨膨脹會計的又一大阻力。

5.國家財政收入的影響。在惡性通貨膨脹時期，國家財政收入也會受到很大的影響。這是因為，通貨膨脹會計模式必然會降低利潤，從而減少了國家的財政收入，對國家財政的短期承受力也是一個很大的挑戰(zhàn)。

二、我國推行通貨膨脹會計的策略選擇

面對通貨膨脹的影響，我們的對策只能在國家政府導向的宏觀決策機制下，一方面完善會計準則，另一方面改善會計的外部環(huán)境。這樣才能雙管齊下，相互搭配，消除通脹的不利影響，以使財務報告還原真實，為關聯方提供高品質的會計信息，更好的為國家宏觀決策、公司的管理者和外部關聯人員提供服務。

1.建立中國特色的物價變動會計體系。從現實出發(fā)，在國家政府的宏觀調控和指導下，統(tǒng)一制定和實施考慮到通貨膨脹因素的企業(yè)會計制度，分門別類制定出符合上市公司、中小企業(yè)和跨國公司的會計制度。為國家的宏觀決策服務、制定以政府為導向的會計機制，為服務于不同企業(yè)間、不同行業(yè)間的業(yè)績評比、溝通宏微觀要素和信息等方面帶來可操作性。

2.建立適應通貨膨脹的會計模式。

2.1一般購買力會計，即歷史成本／穩(wěn)定幣值模式。該會計模式是運用一般物價指數將“三大”會計報表中的數據加以修正，從而消除通貨膨脹變動帶來的影響，以同貨幣現行購買力的不變價格反映企業(yè)的財務現狀。該會計模式的特點是在計算企業(yè)凈收益時，將貨幣性項目直接計算損益并直接計入，非貨幣項目按一般物價指數的最終調整為報告期內的貨幣單位，然后用報告期的收入相匹配。會計處理程序為：(1)區(qū)分貨幣性和非貨幣性項目；(2)計算貨幣購買力損益項目；(3)根據一般物價指數調整財務報表中的項目的名義金額，非貨幣項目為特定貨幣金額；(4)數據調整后的財務報表重述。該模型具有客觀性、可驗證性、容易審計。而且相關數據在企業(yè)中、企業(yè)內部不同時期之間具有直接可比性。但數據調整缺乏相關性、實用性。該模型適用于價格上漲并不明顯，各種商品價格之間增加較小的情形。

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思考之一:新一輪通貨膨脹有何新特點?

對按經濟學定義，持續(xù)的物價上漲即為通脹。雖然在物價上漲的持續(xù)時間和幅度等方面不同學者有不同觀點，一般認為如果物價連續(xù)三個季度上漲即可確認為通脹，而按照中國過去20多年五輪經濟波動周期的經驗，物價漲幅在5%以下正常，5%至10%之間為溫和型通脹，10%以上為惡性通脹。

現代經濟學認為，通貨膨脹是由于總供給與總需求之間的失衡所造成的，它不僅包括供給和需求方面的原因，還包括供給與需求結構方面的原因，根據其成因可將通貨膨脹的類型分為需求拉上型、成本推動型、供求混合型以及結構型?？傂枨蟮脑黾樱瑹o論是通過貨幣政策的擴張，還是通過財政政策的擴張，最終都是通過貨幣量的增加實現的。因此，任何形式通貨膨脹的背后都有貨幣供應量不適當增加的影子，費雪的交易方程式也表明了這一點?？梢哉f，本輪貨幣政策的緊縮力度已經基本到位，物價水平本應隨著貨幣供應減少向下運動。但實際情況卻與之相反，這可能反映了兩個方面的問題：一是前些年為走出通貨緊縮而大量投入流通中的貨幣產生了滯后影響；二是推動本輪通貨膨脹的真實原因并非完全是貨幣因素。從實際情況看，這兩方面的原因都存在，一方面前些年擴張性的貨幣投放為本輪經濟過熱準備了貨幣條件；另一方面本輪通脹的真正主因是制度性因素而引起的成本推進型通貨膨脹。因此,筆者認為:新一輪通貨膨脹具有以下幾個新特征:

（一）貨幣性特征

從貨幣供給看，亞洲金融危機后，國家為擴大內需采取了適度擴張的貨幣政策。M2的增長率2000年比1999年增長了12.3%，此后每年大約提高2個百分點，直至2003年第二季度，我國貨幣供應量一直以20%以上速度增長，遠高于同期實際GDP增速與物價上漲之和；與此同時，為保持人民幣匯率穩(wěn)定，人民銀行在外匯市場大量購入外匯，進一步加劇了基礎貨幣投放。高速增長的貨幣供應之所以未馬上轉化為通貨膨脹，主要是因為這一時期出現了通貨緊縮，居民持幣觀望、蓄幣預防的心態(tài)較重，加上以往政府主導下的低效投資引發(fā)銀行系統(tǒng)呆壞賬居高不下，造成新增貨幣大量沉積，流通速度下降，遏制了高貨幣存量向通貨膨脹方向的演變。但貨幣的一時沉寂并不意味著消失，經濟體系中存在的超額貨幣供應終將會成為日后通貨膨脹的導火線。因此，筆者認為：新一輪通貨膨脹是前些年貨幣過度擴張的結果。

（二）非總量性特征

一般來說，導致一般物價水平上升的因素主要有兩個方面，一是社會總供給無法滿足總需求的增加，“物以稀為貴”；二是商品生產成本增加，造成銷售價格相應上升。新一輪物價上漲不能說是由社會總需求過度膨脹引起的,目前較為一致的看法是:在固定資產投資過熱和國際油價高漲的推動下，糧食、煤炭、電力、石油、運輸等上游原材料能源價格的上漲帶動了其它食品及下游工業(yè)產品的價格回升。因此，筆者認為：新一輪的溫和型通貨膨脹是非總量性的成本推進型通貨膨脹。

（三）結構性特征

這次價格上漲從性質上看，仍處于初期階段，具有結構性特征，典型表現在部分要素市場失衡出現供需脫節(jié)引起的價格上漲。價格上漲主要來自三方面：一是糧食和部分農產品價格上漲，二是上游產品價格帶動下游產品價格上漲，三是大量土地批租和房地產開發(fā)過度需求導致土地交易價格上漲和原材料價格上漲。上游產品價格上漲主要是投資品價格上漲帶動的。近年來投資率過高，部分投資品價格領先上漲帶動生產資料整體價格上漲，特別是2003年9月后，部分原材料和能源出現瓶頸制約，價格漲勢迅猛。如果深入分析一下本輪物價傳導的過程，就會發(fā)現本輪物價上漲中暴露出來的上下游產業(yè)價格波動不匹配現象的根源在于經濟運行中不合理的體制性、機制性問題，單純地用行政調控手段或貨幣緊縮政策，不僅無法達到調控的目標，反而有可能加劇調控的負面效應，使溫和型通貨膨脹延續(xù)下去并進一步惡化。

因此，新一輪通貨膨脹是由于制度性因素導致市場結構不平衡，由瓶頸部門的價格上漲而通過成本要素向前推進形成，并且這種結構失衡的主因不在投資，而在體制，它反映了市場發(fā)育、改革進度的不平衡，反映了壟斷經濟的危害性。

思考之二:引發(fā)新一輪通貨膨脹的成因是什么?

深入分析這一輪的物價上漲，我們可以發(fā)現有四個深層次的制度方面原因：

（一）制度性缺陷與不合理管制導致資源約束：引發(fā)本輪通脹的根本原因

一般來說，產品的需求彈性比較固定，因此通貨膨脹的決定因素在于供給彈性。而產品的供給彈性又與資源約束程度負相關，與市場競爭程度和國際化程度正相關。在我國加入WTO以后，國際化程度大大提高，產品供給彈性過低主要受制于資源約束?？梢哉f，資源約束主要來自于制度性缺陷和不合理管制，因此，制度性缺陷與不合理管制是本輪通脹的根本原因。比如糧食缺口的一個重要原因在于前幾年對糧食流通領域的管制，只允許國有糧食企業(yè)進入。其結果是，按保護價敞開收購的國家政策在實際中很少得到執(zhí)行，導致糧食價格和產量連年下降。而且，國有糧食企業(yè)往往還逆向操作，加劇而不是平抑了糧價波動。另外,投資膨脹的一個重要誘因，是資源和土地、資金等生產要素價格受到管制，嚴重低于市場均衡水平，使投資成本大大降低。同時，能源、資源等行業(yè)又幾乎被國有企業(yè)壟斷，非國有資本實際上還是很難進入，在供給缺口形成后也不能很快增加生產能力，進一步加大了通脹壓力。但是從糧食缺口、投資膨脹到通貨膨脹，最根本的原因還是在于資源約束。如果說政府的不合理管制降低了短期供給彈性、使供給不能迅速增加的話，那么資源約束就制約了長期供給彈性、使供給不可能無限制地增加。因此,筆者認為:制度性缺陷與不合理管制所導致資源約束是本輪通脹的根本原因，但資源約束的影響決不僅僅在于通貨膨脹，它應該引發(fā)我們對我國經濟發(fā)展模式和增長方式的深刻思考和戰(zhàn)略轉變。

（二）生態(tài)失衡導致外部性成本內化：引發(fā)本輪通貨膨脹的外因

生態(tài)失衡一方面表現在生態(tài)環(huán)境惡化，治理生態(tài)環(huán)境必須花費大量的成本。治理的社會成本費用又直接或間接來源于各個公民和廠商，這種社會成本最終要由生產廠商來承擔，使企業(yè)的生產成本增加，從而使產品的價格升高，因而外部性成本的內化相應的結果就是物價上漲。不僅如此，生態(tài)失衡還使自然資源日益減少，開采的難度日益增加，由此導致資源開采成本上升，原料能源價格上漲，使生產廠家的內在成本增加，因而造成了成本推動型通貨膨脹。另一方面，生態(tài)失衡導致供求總量失衡時還會使供求結構關系變形。比如當生態(tài)系統(tǒng)失衡后，其系統(tǒng)的物質和能量的供給就會因此而減少，但需求會不斷增加，使經濟系統(tǒng)對農業(yè)系統(tǒng)產出的需求量更為增加。人們不得不對農業(yè)生態(tài)系統(tǒng)進行過度開發(fā)索取。在邊際生產力遞減規(guī)律的作用下，農業(yè)系統(tǒng)投入的邊際產品也是遞減的，而由于農產品價格的上升可以彌補因邊際產品減少而帶來的利潤損失，因而社會資源仍然會向農業(yè)生態(tài)系統(tǒng)傾斜流入，而其他邊際生產力比農業(yè)還高的生產系統(tǒng)卻沒有足夠的社會資源投入。這樣，即使整個社會的產出能夠滿足整個社會的需求卻會因為資源分配結構的不合理而無法滿足總需求，使效率低下部門的產品價格上升進而帶動整個物價水平的上升。

（三）勞動力資源的不合理配置：引發(fā)本輪通貨膨脹的動因

考察當前這一輪宏觀經濟的波動，我們就會發(fā)現：一些變量已經很快地發(fā)生了變化，而另外一些變量由于“粘性”特點，變化得比較慢。什么變量變化得比較慢呢？非常重要的就是勞動力工資，勞動力工資的變化的滯后在劇烈變化的宏觀經濟中，會帶來勞動力供給曲線和需求曲線的擾動，進而導致與長期變化不同的某些特點。所以，雖然我國勞動力供給在長期是無限供給，但在短期隨行就市，就可能因價格調整不及時出現供需的失衡，比如當前珠三角等地區(qū)“民工荒”現象的出現已經證實了這一判斷。而勞動力的價格是工資，工資又與物價相關。對于恩格爾系數相當高的勞動力來說，在分析中還需要注意的是，其實際工資不僅與消費物價指數有關，還與糧食價格直接相關。因此，當消費物價指數從負的2%上升至6%，便相當于農民工的實際工資下降了8%。而糧食價格從負增長轉為正增長的影響也是致命的。因此，這種勞動力資源的不合理配置必然會導致勞動力的短期短缺。筆者認為，解決勞動力短期短缺的唯一出路就是不得不提高勞動力的工資，以此來吸引足夠多的外來打工者到自己的工廠工作，從而增加了生產成本。因而，加劇了這一輪通貨膨脹的出現。

（四）市場的無序性導致成本的超載：引發(fā)本輪通貨膨脹的內因

市場的無序性與通脹的關系，似乎難以用準確的數據加以說明。但從每年的物價上漲指數的結構來分析，除了當年新調價因素和其他改革措施出臺因素以及上年翹尾因素的影響之外，有一部分是當年自發(fā)漲價因素的影響。這部分因素包括的內容固然很多，但其中市場秩序是否正常，則對自發(fā)漲價產生很重要的影響。換言之，市場秩序的混亂和無序，必然導致物價的自發(fā)上漲。一方面是假冒偽劣商品充斥市場。從生活必需品到高檔耐用消費品，從生活資料到生產資料，凡是暢銷產品，特別是名牌商品，均有假冒偽劣出現。猖獗的造假、售假活動不可避免地擾亂了市場流通秩序。作為消費者，用相應的價格買不到貨真價實的商品，作為生產者，特別是名牌商品生產廠家，則花大力氣，以高成本來防假，打假，必然帶來社會生產成本的提高，假冒偽劣商品對通貨膨脹起了推波助瀾的作用。另一方面是市場價格秩序混亂。主要表現在：一是某些機構利用部分權力搞壟斷性經營，牟取暴利；二是各種投機行為加劇了價格波動。三是一些行政性收費項目混亂，亂收費、亂攤派。這些價格混亂行為都直接導致了生產成本的超載，從而推動物價上漲成為引發(fā)通脹的重要原因。盡管市場化改革會在長期內通過增加供給來減輕通脹壓力，但在短期內會使“缺煤”、“限電”、“油荒”等隱蔽性通脹顯化，使資源和要素的價格進一步上漲，增加短期通脹壓力。而從目前傳遞出的各種政策信息來看，土地、資金、勞動力和資源市場化已經或者正在被納入下一步的政策重點，這必然會對資源和要素價格、進而對物價總水平產生巨大的影響。思考之三：怎樣應對新一輪的通貨膨脹？

由于本輪通貨膨脹的特殊性，完全指望貨幣政策恐怕難以實現控制本輪結構型通脹的目標，我們有必要進一步完善現有的政策組合，把重點放在結構性調整，放在機制、制度的改革和完善上，真正做到宏觀調控與改革推進相結合，以改革實現調控目標。

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論文正文：

通貨膨脹中國經濟論文

一、通貨膨脹產生的主要原因

(一)需求拉動

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

(二)成本推進

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

(三)結構性變

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

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

二、通貨膨脹對中國經濟社會的影響和表現

(一)通貨膨脹使收入分配結構不平等

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

(二)通貨膨脹造成消費與投資的不確定性

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

(三)通貨膨脹降低中國的競爭能力

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

(四)通貨膨脹對國內居民的影響

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

三、應對我國通貨膨脹的對策

(一)調節(jié)和控制社會總需求

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

(二)加大金融部門監(jiān)管力度

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

(三)增加產品合理供給，優(yōu)化經濟結構

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

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二、通貨膨脹持久性的不確定性與最優(yōu)貨幣政策之間的關系

本文在相機抉擇的背景下研究通貨膨脹持久性問題。相機抉擇的貨幣政策不進行任何承諾，貨幣當局很難精確地操控人們的預期，所以在解決最優(yōu)化問題的時候，將個人部門的預期看做是給定的。由于不存在內生的狀態(tài)變量，所以動態(tài)最優(yōu)貨幣政策問題可以簡單化為靜態(tài)最優(yōu)化問題。每一期中央銀行選擇πt和xt來最小化如下的當期損失函數。下面考慮通貨膨脹持久性的估計誤差參數δ三種不同的取值情況。第一種情況，δ=0，即ρ̑=ρ，貨幣當局準確地估計通貨膨脹持久性程度。此時相機抉擇下貨幣政策最優(yōu)解簡化為完美的馬爾可夫均衡。第二種情況，δ>0，即ρ̑>ρ，貨幣當局高估通貨膨脹持久性程度。這意味著通貨膨脹與產出缺口權衡惡化，貨幣當局為了使通貨膨脹返回其均衡水平需要付出更大的產出成本。第三種情況，δ<0，即ρ̑<ρ，貨幣當局低估通貨膨脹持久性程度。這表明通貨膨脹與產出缺口權衡改善（相對于前兩種情況），通貨膨脹波動降低。為了更加清晰地展現上述的分析結果，接下來考察通貨膨脹與產出缺口的非條件方差，方差可以表示為。通過以上分析，一個問題自然產生。當貨幣當局錯誤感知通貨膨脹持久性程度，應該如何降低通貨膨脹波動。當ρ̑=ρ時，馬爾可夫均衡解表明相機抉擇的最優(yōu)貨幣政策對于穩(wěn)定通貨膨脹的作用較小，而對于穩(wěn)定產出的作用較大。原因是貨幣當局不能對未來貨幣政策做出可信的承諾，進而不能穩(wěn)定通貨預期以及通貨膨脹。因此，低估通貨膨脹持久性情況下，更加激進的貨幣政策行為將具有承諾的特性。換句話說，低估通貨膨脹持久性情況下，更加激進的貨幣政策行為將彌補通貨膨脹持久性所造成的負面影響。事實上，即使存在通貨膨脹持久性，貨幣當局依然假定通貨膨脹持久性為0。此時不存在滯后通貨膨脹的影響，通貨膨脹的波動性最小。

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(二)商品價格與通貨膨脹關系研究國外大量研究表明商品期貨市場具有國民經濟預警器的功能，期貨是現貨市場走勢和宏觀經濟運行的先行指標。Adams和Ichino(1995)的文章認為在理性預期條件下，當前的價格包含了所有可得信息，因此它可以預測未來的價格。Gorton和Rouwenhorst(2004)證明了商品期貨收益率與通貨膨脹具有正相關關系，投資商品可以保護市場參與者的實際購買力。Cheung(2009)檢驗了商品價格對7個主要工業(yè)化國家通貨膨脹的預測能力，結果顯示自20世紀90年代中期以來商品價格可以作為通貨膨脹變化的顯著信號。Browne和Cronin(2010)指出研究商品價格和通貨膨脹之間的關系需要考慮貨幣總量的因素，認為商品價格的上漲會導致通貨膨脹。國內也有關于期貨市場與宏觀經濟的相關研究。比如，周勇(2006)運用經濟學的基本分析框架，從微觀和宏觀兩個角度系統(tǒng)分析期貨市場對經濟發(fā)展的促進作用，從理論上系統(tǒng)研究了期貨市場與宏觀經濟之間的關系。當然也有部分實證研究，如曾秋根(2005)認為通貨膨脹預期會引發(fā)商品指數基金大規(guī)模買入以原油為代表的一攬子大宗商品，從而導致價格大幅上漲，而商品價格上漲反過來又會增強通貨膨脹預期，最終形成一種循環(huán)關系。李敬輝和范志勇(2005)利用世代交疊的理性預期隨機動態(tài)一般均衡模型發(fā)現，通貨膨脹率的波動改變了可儲存商品的收益率，從而導致經濟主體存貨行為的改變，進而對大商品的價格產生影響。張樹忠等(2006)計算了我國農產品期貨價格指數，通過檢驗其與CPI的實證關系，論證了我國農產品期貨價格指數對CPI的先行指示作用。部慧和汪壽陽(2010)通過研究商品期貨與通貨膨脹關系發(fā)現，我國商品期貨具有顯著的通脹保護功能。鄭尊信和熊曉光(2012)基于上海期貨交易所銅和鋁期貨的庫存變化研究了貨幣政策與商品價格的動態(tài)關系。綜上，目前關于商品價格與通貨膨脹關系的研究，主要利用商品價格或收益率層研究商品價格變動對通貨膨脹率等宏觀經濟變量的作用;其中一些文獻也分析了通貨膨脹對商品價格的逆向作用。但是，針對商品市場便利收益與宏觀經濟變量的研究相對欠缺，而能夠反映商品市場供需情況的便利收益可能包含更多決定未來宏觀經濟變量走勢的信息。本文從我國商品期貨市場具有代表性的11個品種出發(fā)，研究商品市場的基本面因素對宏觀經濟的變量影響。本文借鑒Gospodinov和Ng(2013)對便利收益與商品價格關系的研究，并結合Fisher(1930)對資產名義收益率與通貨膨脹率的關系分析，研究便利收益率對通貨膨脹的預測功能，以期揭示大宗商品基本面信息對宏觀經濟運行的影響。

二、理論模型設計

(一)商品價格模型St和Ft，n分別表示時刻t的現貨和距到期還有n時間的期貨價格，rt，n表示時刻t到t+n的利率。定義Ft，n－St為期貨與現貨的基差。首先，根據期貨存儲模型，認為期貨與現貨的基差包含兩部分內容，一部分為放棄借入現金買入現貨的機會成本，另一部分即為持有現貨的倉儲成本等，即為便利收益(Ct，n)。

(二)通貨膨脹與資產收益率根據Fisher(1930)可知，同種貨幣計價的資產預期名義收益率會收到通貨膨脹的影響，而資產的實際收益率應該由資本的生產力等因素決定，與通貨膨脹不相關。

(三)實證模型在上述分析的基礎上，我們將利用便利收益率主成分分別對商品現貨加權收益率、預期通貨膨脹和非預期通貨膨脹進行實證分析。具體模型如。

三、數據及變量

本文研究商品期貨數據來源于CSMAR數據庫，利率數據采用WIND數據庫的上海證券交易所國債交易平臺6個月期國債利率，價格指數等來源于中經網統(tǒng)計數據庫。綜合數據的時間段匹配以及樣本量的大小等問題，選取2005年1月至2012年2月期間的數據作為研究樣本。商品期貨市場數據為日度數據，國債利率也為日度數據，為了進一步與閱讀數據價格指數匹配，我們采用月內平均的方法處理商品期貨與國債收益率數據。我們采用臨近到期的當月期貨價格代表相應商品的現貨價格，采用次臨近到期的次月期貨價格組成期貨價格序列。進一步，由于各商品之間的特質因素等影響，各商品的便利收益率的變動情況各不相同。為了提取各個品種便利收益率的共同驅動因素，我們采用主成分分析方法，提取便利收益率的主成分，然后進行分析。另外，文中通貨膨脹率數據根據經過季節(jié)調整的價格指數計算得到，并利用HP濾波分解得到通貨膨脹率的長期部分和沖擊部分，分別表示可預期成分和未預期成分。

四、實證分析

(一)便利收益率主成分與商品現貨加權收益率利用模型一研究便利收益率主成分對未來一段時間商品價格變動的影響。由表1可以看出，便利收益第一主成分對現貨加權收益率的影響隨著持有期限逐漸發(fā)生變化:便利收益與1、2、3個月的現貨加權收益率之間顯著負相關，與6個月的現貨加權收益率負相關但不顯著，而與12個月的現貨加權收益率顯著正相關。倉儲理論認為市場參與者通過持有現貨可以有效快速應對供給和需求沖擊，從而獲得便利收益。較高的便利收益能提高市場參與者對現貨的需求，降低持有期貨的意愿，導致現貨價格較高，期貨價格相對較低，從而導致現貨收益率降低;但是從長期來看，現貨價格和期貨價格之間存在長期均衡關系，具有相同走勢。這就決定了便利收益與期貨加權收益率在短期內顯著負相關，隨著現貨持有期限的增加，負相關關系強度逐漸減弱，而長期內則顯著正相關。便利收益第二主成分對現貨加權收益率的影響與第一主成分類似，但相對第一主成分來說其影響力相對較弱，這與主成分分析方法的原理相一致。另外，實證結論顯示國債利率對現貨加權收益率具有顯著負影響，商品現貨作為一種資產，國債可以視為它的投資替代品，國債收益的增加，必然會導致對現貨投資需求降低，從而導致價格降低。

(二)便利收益主成分與通貨膨脹的關系由圖1可知，便利收益率第一主成分和月度價格指數變化率的變化趨勢基本相反，并且第一主成分的變動比價格指數變化率的變動提前一段時間。另外，從二者的相關系數分析也可以發(fā)現，二者同期的相關系數為－0.17，顯著負相關。而當期的價格指數變化率與上一期的便利收益第一主成分的相關系數為－0.27，亦十分顯著。所以可以直觀的發(fā)現，商品市場便利收益率的主要變動因素與通貨膨脹率的關系十分密切。進而分析便利收益第二主成分與價格指數變化率的關系，發(fā)現亦呈負相關關系，但是并沒有第一主成分與價格指數變化率的關系顯著。所以，可以初步判定，便利收益與通貨膨脹率同期和跨期之間均為負相關關系。接下來，在控制其他因素的前提下，進一步分析便利收益對通貨膨脹率的影響。利用模型二和模型三研究便利收益率主成分對未來一段時間通貨膨脹率的影響。結果分別如表2和表3所示。可知，便利收益第一主成分與預期通貨膨脹和非預期通貨膨脹之間均為負向關系，顯著性隨著時間逐漸減弱，即便利收益第一主成分含有有效信息用來預測未來3個月內(包括3個月)的通貨膨脹率。根據已有研究，便利收益是由需求因素、供給因素以及存貨策略共同作用而產生的，它綜合反映了市場參與者行為背后的各種信息，第一主成分則更是涵蓋了影響整個商品市場價格變化的共同因素，在一定程度上決定了商品市場的價格走勢。顯然，供需失衡導致的較高便利收益可以提高市場參與者對現貨的需求，降低持有期貨的意愿，從而導致未來價格水平相對較低，通貨膨脹率降低。但從長期來看，這種關系的顯著程度降低，這說明便利收益所包含的信息對商品市場具有短期沖擊，不具有決定長期趨勢的能力。本文認為這和我國商品市場的成熟度有關，尤其是現貨市場交易，回顧現貨市場發(fā)展歷程，不難發(fā)現我國現貨市場發(fā)生過很多亂象，投機氛圍比較濃厚。為了規(guī)范商品現貨市場交易活動，維護市場秩序，商務部、中國人民銀行、中國證券監(jiān)督管理委員會在2013年11月聯合了《商品現貨市場交易特別規(guī)定(試行)》，確立了三部門對商品現貨市場交易的聯合監(jiān)管機制，明確了監(jiān)管職責。毋庸置疑，新規(guī)定的出臺將會為現貨市場的健康發(fā)展發(fā)揮積極作用。隨著現貨交易行為的規(guī)范，綜合反映供需情況的便利收益所包含的信息將具有更長久的影響。在我國，國債利率在一定程度上反映了人民銀行貨幣政策動態(tài)，因此利率增加可以視為緊縮性政策，對通貨膨脹具有抑制作用。由于本文使用的是6個月國債利率，所以利率對6個月后的通貨膨脹率有顯著負影響。

篇（6）

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

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

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

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

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

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

二、第二階段：IT理論基本定型

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

在這個階段，IT理論文獻主要圍繞以下幾個方面展開：

1.IT的定義。

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

It=γ(Etπt+j-πT)

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

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

πt+1=πt+α11yt+α2xt+εt+1

yt+1=β1yt-β2(it-πt)+β3xt+ηt+1

xt+1=γxt+θt+1

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

三、第三階段：IT理論日趨完善

在這個階段，相繼又有挪威、冰島、匈牙利、秘魯、菲律賓等5個國家實行IT。

這個階段IT理論特點主要表現在以下幾個方面：

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

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

參考文獻：

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

篇（7）

2農產品價格波動對我國通貨膨脹的沖擊效應

本文運用Eviews6.0軟件對各變量進行單位根檢驗，以確定變量的平穩(wěn)性，如果確認各變量有單位根，再用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗；若協(xié)整關系存在，可以判斷農產品價格波動是否對我國通貨膨脹產生了影響，隨后運用脈沖響應函數和方差分解來描述擾動項的一次沖擊對因變量當前值和未來值所帶來的影響，以判斷不同的傳導途徑對通貨膨脹的動態(tài)沖擊的貢獻度。

2.1單位根檢驗與協(xié)整檢驗為避免出現偽回歸現象，本文采取ADF檢驗方法對各時間序列變量進行平穩(wěn)性檢驗（見表1）。檢驗時，依據赤池信息準則（AIC）的最小化原則選擇趨勢項，以及確定常數項是否存在并最優(yōu)滯后變量的階數。從表1可知，ADF檢驗顯示，WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG在1%的置信度上是非平穩(wěn)的，即所有變量均I(0)非平穩(wěn)的。一階差分后，WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG在1%的置信度上均是平穩(wěn)的，即所有變量均為一階單整，I(1)平穩(wěn)的。單位根檢驗結果表明，所有時間序列變量均為一階單整序列，這表明WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG之間很可能存在長期穩(wěn)定的關系，即協(xié)整關系。運用E-G兩步法進行協(xié)整檢驗。首先，用普通最小二乘法對WPIA做靜態(tài)回歸，結果表明回歸方程各變量的系數都是顯著的。其次，對靜態(tài)回歸殘差做ADF單位根檢驗、對模型的殘差進行檢驗，結果表明：殘差不存在單位根，是平穩(wěn)序列。雖然序列WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG不是平穩(wěn)序列，但WPIALOG、DAPILOG、PPI-LOG和CPILOG的線性組合是平穩(wěn)的，即四者之間是協(xié)整的，存在長期均衡關系，模型設計較為合理。

2.2向量自回歸、脈沖響應函數和方差分解

（1）向量自回歸在序列平穩(wěn)的基礎上，本文采用向量自回歸的方法來分析各變量之間的關系。我們將居民消費價格、農產品批發(fā)價格、農副產品購進價格和工業(yè)品生產者出廠價格組成一個向量自回歸系統(tǒng)。VAR模型的構建最為重要的是滯后階數p的確定，對其選擇要求為：第一，p值要足夠大才能完整反映模型中變量之間的動態(tài)關系；第二，p值又不能過大，因為滯后階數越大、待估參數越多，模型的自由度減少的越多，影響模型估計的有效性。滯后1~5階VAR模型最優(yōu)自回歸階數p的檢驗結果（見表2），在顯著性水平為5%的條件下，LR、FPE和AIC等指標的最優(yōu)滯后階數為5，而SC和HQ指標最優(yōu)滯后階數分別為2和3，考慮到AIC準則傾向于選擇過大的滯后階數（Paulsen，1984），因此，本文選擇自回歸滯后階數為5。確定滯后階數后，本文建立無約束的VAR（5）模型并得到各參數估計值以及方程的擬合情況。同時，采用AR根方法對模型進行系統(tǒng)穩(wěn)定性檢驗，結果顯示VAR模型的特征根全部位于單位圓以內，滿足穩(wěn)定性條件。這表明VAR模型是穩(wěn)定的，可以構造VAR模型。在向量自回歸的基礎上，本文采用脈沖響應函數和方差分解來分析農產品價格波動對我國通貨膨脹動態(tài)沖擊效應。

（2）脈沖響應函數分析VAR模型具有動態(tài)結構性質，用脈沖響應函數方法來分析某種沖擊如何通過模型來影響其他變量，而最終又反饋到自身上來。利用前文構建CPILOG、DAPILOG、PPILOG和WPIALOG的無約束VAR(5)模型，基于脈沖響應函數分析方法，可以得到CPILOG、DAPILOG、PPILOG受到WPIALOG沖擊的動態(tài)響應路徑。在脈沖相應圖中，橫軸表示沖擊作用的滯后期數,縱軸表示被解釋變量變化,實線表示脈沖響應函數,虛線表示正負兩倍標準差偏離帶。在給定1%的農產品價格波動沖擊下，將反應時間設定為50期（見圖1）。從圖1可知，在本期（第1期）農產品價格給居民消費價格一個標準差沖擊后，居民消費價格在第1期開始明顯增長且達到最大值后開始回落，并在4~5期回落到低點，而后上升并從第7期開始逐漸穩(wěn)定于一定水平。該沖擊在觀察期內一直為正效應，但呈現波動下降的趨勢，這表明農產品價格一個正向沖擊對居民消費價格有正向影響且引起通貨膨脹的滯后期為7個月，但從長期來看，該影響的力度呈現波動減弱的趨勢。其經濟涵義為：居民消費價格受外部條件的某一標準差沖擊后，對居民消費價格造成一定的正向沖擊，呈現出顯著的波動效應，可以看出農產品價格波動對居民消費價格具有長期效應，農產品價格的上漲會刺激居民消費價格不斷走高。在本期（第1期）農產品價格給農副產品購進價格一個標準差沖擊后，當期顯現出正效應，農副產品購進價格在當期開始上升且在第2期達到最大值，隨著時間推移，正向效應強度逐漸減弱，在4~5期回落到低點，在5~9期內開始回升，并在第9期達到最大值，在第18期沖擊效應由正效應轉為負效應，在第23期達到波谷之后，開始緩慢上升，在第35期之后，沖擊效應穩(wěn)定在一定的水平。在本期（第1期）農產品價格給工業(yè)品生產者出廠價格一個標準差沖擊后，工業(yè)品生產者出廠價格開始上升，在第10期達到最大值，此后沖擊效應逐步減弱，在第25期逐漸趨于零。這表明農產品價格會在一段時期內對工業(yè)品生產者出廠價格產生拉動作用。農產品價格對自身一個標準差的沖擊效應在1~2期內呈現上升趨勢，達到最大值之后，從第3期開始呈現不斷減弱的態(tài)勢，在第4期達到波谷，在第8期達到波峰。此后，沖擊效應逐漸減弱，在第25期之后，沖擊效應穩(wěn)定在一定的水平，但始終保持正值。這表明當期農產品價格與其自身滯后值具有一定的關聯性。圖2是PPILOG受到DAPILOG沖擊、CPILOG受到PPILOG沖擊和CPILOG受到DAPILOG和自身沖擊的脈沖響應函數圖。通過PPILOG受到DAPILOG沖擊、CPILOG受到PPILOG沖擊和CPILOG受到DAPILOG和自身沖擊的脈沖響應函數，以揭示農產品價格沖擊居民消費價格的影響渠道。居民消費價格對其自身一個標準差的沖擊具有遞增的正向響應，在第4期達到波峰，隨后沖擊效應逐漸減弱，并穩(wěn)定在一定的水平上。這表明居民消費價格自身的滯后值對當期值有逐步增強且為正的影響。其經濟含義是：居民消費價格對來自自身的標準差沖擊都具有正向響應，當期居民消費價格的一個沖擊會導致之后價格的同向變動。主要原因是：一方面農產品價格呈現穩(wěn)中有升趨勢，但是受季節(jié)、市場等多種因素影響，有可能在一定時期內出現上漲或下跌的情況；另一方面，政府加強市場監(jiān)管，維持了農產品市場的穩(wěn)定。農副產品購進價格對居民消費價格一個標準差的沖擊，在1~6期沖擊效應呈現遞增趨勢，在7~8期達到波峰，此后逐漸減弱，并第25期沖擊效應穩(wěn)定在一定的水平,并對居民消費價格產生持久的影響。居民消費價格受到工業(yè)品生產者出廠價格一個標準差沖擊所產生的累積響應函數值，呈現波動趨勢，在1~12期之間處于0附近波動,正負交替，大致在滯后12期后會對居民消費價格產生較明顯影響，并且沖擊效應在第25期穩(wěn)定在負效應。綜上可知，農副產品購進價格會對工業(yè)品生產者出廠價格和居民消費價格產生明顯的正向沖擊，而工業(yè)品出廠價格對居民消費價格的沖擊效應呈現負向沖擊。農副產品購進價格才是農產品價格沖擊國內通貨膨脹的主要間接傳導渠道。

（3）方差分解分析方差分解將系統(tǒng)的預測均方誤差分解成系統(tǒng)中各變量沖擊所作的貢獻,進而掌握各信息對模型內生變量的相對重要性,即各變量的貢獻分別占總貢獻的比例。本文采用Cholesky正交化處理消除殘差項之間的同期相關和序列相關后，通過方差分解了解各因子對通貨膨脹的影響程度（見圖3和表3）。從見圖3和表3可知，在第1期，通貨膨脹變化的最主要影響因素是農產品價格變動的沖擊，占其全部變化的64.17%，而來自居民消費價格自身的沖擊占全部變化的35.83%。此后，農產品價格對通貨膨脹的影響份額上升到第2期的69.11%后開始呈現下降趨勢。通貨膨脹自身的影響則下降到第2期的29.83%，后又上升到第5期的48.69%，隨后呈現緩慢下行趨勢，農副產品價格和工業(yè)產品出廠價格對通貨膨脹的影響的份額均呈現上升態(tài)勢。綜上所述，農產品價格波動是農副產品購進價格和工業(yè)品出廠價格變動的主要因素，而農副產品購進價格也是影響我國居民消費價格的重要因素。

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二、通貨膨脹、經濟增長關系與金融流動性的實證檢驗

（一）數據說明與平穩(wěn)性檢驗1.數據及變量說明。本文的樣本區(qū)間為2006年1季度至2013年1季度，共涉及三類變量，即經濟產出變量、價格變量、貨幣流動性變量。地區(qū)經濟產出變量用地區(qū)生產總值（GDP）衡量。由于居民消費物價指數是中央銀行進行調控時所重點考慮的宏觀經濟變量，可能顯著影響中央銀行決策。因此，用居民消費物價指數（CPI）衡量物價變動水平，用CPI增長率衡量通貨膨脹水平。在穩(wěn)健性檢驗中，使用GDP平減指數（GDPIP）作為CPI增長率的替代變量。本文根據中國人民銀行提出的社會融資規(guī)模統(tǒng)計標準，對2006年1季度以來貴州省社會融資規(guī)模進行了測算和統(tǒng)計，采用該指標衡量貴州省金融流動性，并以金融機構信貸規(guī)模作為社會融資規(guī)模的替代變量對研究結果進行穩(wěn)健性檢驗。2.數據處理過程。本文實證分析中，長期均衡分析用的是水平變量形式，短期動態(tài)分析用的是水平變量的增長率形式，因此有必要對具體序列的原始形式、數據處理等做進一步說明：（1）實際地區(qū)生產總值（RGDP）及其增速（ΔRG⁃DP）：以2005年1季度為基期，根據貴州省2005年1季度以來的名義GDP和GDP同比增速推算出2006年1季度至2013年1季度的RGDP。（2）消費物價指數（CPI）和通貨膨脹率（ΔCPI）：根據2005年1月至2013年3月的貴州省月度同比CPI數據，取算數平均得到季度同比CPI，其同比增長率為CPI通貨膨脹率（ΔCPI）。價格指標的另一個變量，即GDP平減指數（GDPIP），依據名義GDP與RG⁃DP的水平值進行推算獲得，其同比增長率即為GDP平減指數通貨膨脹率（ΔGDPIP）。（3）金融流動性水平及其增長率：測算出2006年1季度至2013年1季度的貴州省社會融資規(guī)模季度數據，采用GDP平減指數對其進行價格因素剔除，得到按2005年可比價計算的2006年1季度~2013年1季度的貴州省社會融資規(guī)模實際值（FS），以其衡量貴州省金融流動性水平，以其同比增長率（ΔFS）作為對應的貴州省金融流動性增速變量。在穩(wěn)健性檢驗中，采用GDP平減指數對貴州省金融機構貸款余額進行價格因素剔除，得到按2005年可比價計算的2006年1季度~2013年1季度的貴州省金融機構貸款余額實際值（CREDIT），作為衡量金融流動性的替代指標，以其同比增長率（ΔCREDIT）作為對應的貴州省金融流動性增速替代變量。上述指標的水平值序列均存在季節(jié)性變動因素，在實際的計量回歸分析前，本文對所有宏觀經濟數據水平值序列的對數形式進行CensusX12季節(jié)性調整。增長率序列均為同比形式，不必再進行季節(jié)性調整。為了方便說明，在下面分析中，我們使用ΔCPI表示CPI同比增長率（通貨膨脹率），其他含有差分符號Δ的變量與此類同。3.平穩(wěn)性檢驗。在分析通貨膨脹、金融流動性和經濟增長的短期動態(tài)機制和長期協(xié)整關系之前，分別對各變量水平序列（2006年1季度~2013年1季度）和增長率序列（2007年1季度~2013年1季度）進行平穩(wěn)性檢驗，檢驗過程中的滯后期數確定采用AIC準則。檢驗結果表明，水平變量序列RGDP、CPI、GDPIP、FS、CREDIT均為非平穩(wěn)序列，其一階差分序列ΔRGDP、ΔCPI、ΔGDPIP、ΔFS、ΔCREDIT均是平穩(wěn)序列。

（二）短期互動機制通貨膨脹、經濟增長率和金融流動性間的短期動態(tài)機制使用VAR模型（式4）。首先，確定VAR模型的滯后階數；然后在VAR模型基礎上對模型變量進行格蘭杰因果檢驗。1.滯后階數的確定。根據時序分析理論，動態(tài)時序模型要獲得準確有效的統(tǒng)計推斷，最重要的是在保證滿足模型殘差無序列相關性的條件下選擇盡量簡單的模型（張成思，2012）。因此，本文在模型滯后階數的選擇上，采用如下判斷方法：在給定最大滯后階數為5的條件下，首先利用最小AIC準則確定最優(yōu)滯后階數，然后檢驗對應滯后階數的模型殘差的序列相關性。若無顯著序列相關，則該滯后階數為最優(yōu)；若存在序列相關，則從5階以下依次檢驗對應模型的序列相關性，在沒有序列相關性的組內選擇AIC最小值對應的滯后階數。根據VAR模型估計結果（表2），可知滯后階數為5時，VAR模型的AIC和SIC最?。桓鶕AR模型殘差序列相關性的LM檢驗結果（表3），可知滯后階數為5時，模型殘差無序列相關。因此，VAR模型的最優(yōu)滯后階數為5階。2.格蘭杰因果檢驗。在滯后階數為5的VAR模型基礎上進行格蘭杰因果檢驗，考察本文核心變量的短期互動機制。首先檢驗基本模型中經濟增長率、通貨膨脹率與社會融資規(guī)模增長率之間的格蘭杰因果關系。表4中報告了實際經濟增長（ΔRGDP）、CPI通貨膨脹率（ΔCPI）與社會融資規(guī)模增長率（ΔFS）之間的因果關系：通貨膨脹率與社會融資規(guī)模增長率均非實際經濟增長率的格蘭杰原因；實際經濟增長率非通貨膨脹率的格蘭杰原因，社會融資規(guī)模增長率是通貨膨脹率的格蘭杰原因；通貨膨脹率和實際經濟增長率均是社會融資規(guī)模增長率的格蘭杰原因。綜合上述檢驗結果，可以發(fā)現貴州省實際經濟增長、CPI通貨膨脹率與社會融資規(guī)模增長率間具有如下的短期互動特征：第一，實際經濟增長對社會融資規(guī)模增長具有短期驅動效應，但社會融資規(guī)模增長對實際經濟增長不具有短期驅動效應；第二，實際經濟增長和CPI通貨膨脹率之間沒有顯著的短期驅動效應；第三，CPI通貨膨脹率對社會融資規(guī)模增長具有顯著的短期驅動效應，社會融資規(guī)模增長對CPI通貨膨脹率也具有短期驅動效應。也就是說，社會融資規(guī)模具有明顯的內生性特征，其變動既受實際經濟增長的影響，又受通貨膨脹率的影響；社會融資規(guī)模又具有短期中性特征，即在短期內社會融資規(guī)模的變動對實際經濟增長不產生顯著影響，僅對通貨膨脹產生顯著影響。3.穩(wěn)健性檢驗。為了驗證上述結論的穩(wěn)健性，本文構建了兩個替代模型進行穩(wěn)健性檢驗。表5報告了兩個穩(wěn)健性檢驗對應的格蘭杰因果關系檢驗結果。其中，模型A是將基本VAR模型中的CPI通貨膨脹率用GDP平減指數通貨膨脹率代替，模型B是將基本VAR模型中的社會融資規(guī)模增長率用金融機構貸款余額增長率代替。穩(wěn)健性檢驗模型A的結果支持基礎VAR模型的“內生性”和“短期中性”結論：社會融資規(guī)模具有明顯的內生性特征和短期中性特征。穩(wěn)健性檢驗模型B的結果支持基礎VAR模型的“內生性”結論，但不支持“短期中性”結論：用金融機構貸款余額增長替代社會融資規(guī)模增長時，發(fā)現信貸擴張既是實際經濟增長的格蘭杰結果，又是通貨膨脹的格蘭杰結果；但是，信貸擴張同時也是實際經濟增長的格蘭杰原因，即信貸具有非中性特征。

（三）長期均衡機制長期均衡機制即變量間的長期均衡關系。所謂長期均衡關系，是指從長期來看，變量之間存在一個穩(wěn)定的一一抵換關系，當在短期內各變量間的聯系出現偏離均衡狀態(tài)的現象，這種偏離所形成的時間序列也是平穩(wěn)的，并且從長期看正負偏離的程度彼此抵消（張成思，2012）。本文對物價、實際經濟產出以及融資規(guī)模的水平值（社會融資規(guī)模和金融機構信貸規(guī)模的自然對數形式）進行Johansen協(xié)整檢驗，考察三者間是否存在長期均衡關系。此外，本文通過長期均衡機制分析，同時獲得了基于誤差修正模型的各個變量增長率形式的互動機制，并可以進行與短期均衡機制類似的格蘭杰因果關系檢驗。1.協(xié)整檢驗。根據表6的Johansen協(xié)整檢驗結果，變量lnRGDP、lnCPI和lnFS拒絕了不存在協(xié)整關系的原假設，不能拒絕存在至多1個協(xié)整關系的原假設，表明物價、實際經濟產出以及社會融資規(guī)模之間存在一個長期均衡關系；同理，物價、實際經濟產出以及金融機構信貸規(guī)模之間也存在一個長期均衡關系。協(xié)整檢驗可以驗證物價、實際經濟產出以及社會融資規(guī)模間是否存在協(xié)整關系以及協(xié)整關系的個數，但協(xié)整關系的具體特征（即物價、實際經濟產出以及社會融資規(guī)模間的長期均衡機制）需要通過誤差修正模型進行考察。2.誤差修正和格蘭杰因果檢驗。通過設立和估計誤差修正模型，可得到協(xié)整向量和調整系數。前者刻畫系統(tǒng)內變量之間的長期均衡關系，后者反映出現偏離均衡狀態(tài)后協(xié)整系統(tǒng)的修正特征和修正幅度。因此，誤差修正模型體現的是一種動態(tài)修正機制。Engle和Granger將協(xié)整與誤差修正模型結合起來，建立了向量誤差修正模型（VEC）。其中ecmt-1=β′yt-1，是誤差修正項，β為協(xié)整向量，反映變量之間長期均衡關系；系數矩陣α反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態(tài)時，將其調整到均衡狀態(tài)的調整速度。A為調整系數矩陣。表7報告了向量誤差修正模型估計結果，包括協(xié)整向量β和調整系數矩陣α的估計值。但與社會融資規(guī)模呈反向變動。金融機構信貸規(guī)模與社會融資規(guī)模對實際經濟產出的相關關系完全相反，本文認為其原因在于采用的社會融資規(guī)模數據是流量，金融機構信貸規(guī)模是總量指標，而融資規(guī)模作為一種金融資本生產要素影響經濟增長則是以存量形式產生作用的。進一步分析貴州省物價水平、實際經濟產出和金融流動性間的長期均衡關系到底是因果關系還是僅僅為統(tǒng)計上的相關關系，需要在協(xié)整模型基礎上進行格蘭杰因果關系檢驗。表8報告了協(xié)整關系約束下的格蘭杰因果關系檢驗結果。在協(xié)整關系約束下的格蘭杰因果關系檢驗結果與前文基于基礎VAR模型的格蘭杰檢驗因果關系結果基本吻合。社會融資規(guī)模增長和金融機構貸款余額增長均具有內生性，社會融資規(guī)模增長由實際經濟增長和通貨膨脹水平內生決定，金融機構貸款余額增長由通貨膨脹水平內生決定。社會融資規(guī)模是中性的，不是實際經濟增長的格蘭杰原因；金融機構貸款余額增長是非中性的，是實際經濟增長的格蘭杰原因。

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0引言

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

1人民幣升值的積極影響此無關

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

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

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

2人民幣升值的消極影響

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

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

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

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

3對策及建議

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

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

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

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1.基于消費者剩余理論估算通貨膨脹的福利成本。弗里德曼的最優(yōu)貨幣數量法則認為，在一個貨幣經濟中，為保證完全競爭的均衡達到資源配置的有效性，名義利率必須等于零，此時通貨膨脹所造成的扭曲最小。因此，最優(yōu)通貨膨脹率是使得名義利率等于零時的通脹水平。當經濟中通脹率高于最優(yōu)通脹水平，即名義利率大于零時，貨幣均衡配置不再是一個帕累托最優(yōu)配置，此時社會福利下降從而產生福利成本。Bailey(1956)認為通貨膨脹就像是對貨幣征稅，貨幣征稅(通貨膨脹)的福利損失就是位于貨幣需求曲線下方，生產貨幣的社會成本上方之間的面積。當生產貨幣的社會成本為零時，通貨膨脹的福利成本就是逆貨幣需求曲線下方的面積，即名義利率從i減少到0時所能獲得的“消費者剩余”，這一推論與Friedman的最優(yōu)貨幣數量法則相符。

隨后，很多學者在Bailey的基礎上進行了深入研究，如Marty(1967)得出了在有產出增長和考慮貨幣流通速度的通貨膨脹福利成本計量結果。Barro(1972)認為通貨膨脹提高了人們的交易成本，人們會加快支付的頻率，也會減少使用貨幣來進行交易。因此，他重建了貨幣需求曲線，重估了通貨膨脹的福利成本。Craig和Rocheteau(2005)先利用Bailey(1956)的方法，通過log-log型貨幣需求函數和semi-log型貨幣需求函數計量了在傳統(tǒng)方法下的通貨膨脹福利成本，指出Bailey(1956)的方法實際上是一個假設掉外部性、一般均衡效應(generalequilibriumeffects)和分配效應(distributionaleffects)的局部均衡模型，它一個重要的隱含假設是實物資產的報酬率與通貨膨脹無關。

消費者剩余方法雖然為通貨膨脹的福利成本提供了一種簡單、便捷的計算方法，并開了通貨膨脹福利成本研究的先河，但這一方法由于缺乏必要的微觀基礎，因而無法對個體在約束條件下的最優(yōu)行為進行研究和分析，也無法對形成宏觀的加總的個體進行推測和判斷。與此同時，這一方法也受到一些學者的質疑。如一些學者認為即使通脹率為零，名義利率仍可能為正，這樣持有實際貨幣余額仍然可能有正的機會成本，無效率仍然存在。因此，以通貨膨脹率為縱軸計算貨幣需求曲線下方位于零通脹率和另一通脹率之間面積的計算方法有可能低估實際的福利成本。如Foster(1972)計算了完全預期為4%的通脹率相對于零通脹率的福利成本小于產出的0.05%。Garfinkel(1989)得到4%的通脹率相對于零通脹率的福利成本為國民收入的0.3%。這些估值遠小于其他經濟學家的估計。Laidler(1990)認為消費者剩余方法的前提條件是當名義利率改變時，貨幣需求曲線的位置不變，只是沿著貨幣需求曲線移動。這就需要假定實際余額的邊際效用獨立于其他商品的需求，而這一假設條件事實上限定了這種計算方法是一種局部均衡的方法。Gillman(1995)指出了這種錯誤的根源在于Bailey認為在穩(wěn)定價格時的福利成本就是為零，但是，這種認為的零福利成本和真正的零福利成本卻有很大的不同，其差額有時竟可以高達50%?；谶@一方法存在的缺陷，一般在對問題進行分析時，這一方法主要用來進行補充性說明。

2.基于Sidrauski模型的補償變量法(CompensationVari-ableApproach)。這一方法在Sidrauski模型(1967)的基礎上應用了福利經濟學的補償原則思想。Sidrauski模型將貨幣直接進入效用函數，由于這種內含貨幣效用函數方法允許我們根據一個符合經濟人最優(yōu)行為的貨幣需求模型來計算通貨膨脹的成本，從而使通貨膨脹升高所引起的實際貨幣持有額下降直接表現為個人效用和福利的變化。福利經濟學的補償原則思想認為，市場價格的變動肯定會影響人們的福利狀況，很可能使一些人受損，另一些人受益，多數情況下很難實現帕累托最優(yōu)，此時關鍵是如何對受損者補償，以實現社會福利的改進。在這一思想的指導下，補償變量法認為通貨膨脹的福利成本就是在某一通貨膨脹水平下，應補償給家庭多少額外的收入才能使家庭在給定利率的均衡狀態(tài)所獲得的效用水平與名義利率等于零時的效用水平相等。這一方法考察了通脹給社會中每個人所帶來的獲益或損失，從而增加了必要的微觀基礎，為我們從個體效用函數出發(fā)，分析在預算約束和資源約束下計算通貨膨脹的穩(wěn)態(tài)福利成本提供了一個方便好用的框架。因此，自20世紀90年代以來，該方法得到了普及。

Lucas(2000)用收入補償的思想，以Sidrauski(1967)的一般均衡模型為框架，對通貨膨脹的福利成本給出了估計方程。Lucas定義在名義利率i下的福利成本w(i)是收入的百分比，即用使得家庭在名義利率為i和0時達到福利水平無差別的收入差額，估計通貨膨脹的福利成本。在實證方面，Lucas利用美國1900-1994年的數據，估計得到：對于美國經濟，10%的通貨膨脹率對于消費者的福利損失僅相當于消費者總消費水平的1.3%，即如果要保證在通貨膨脹率10%和通貨膨脹率為0時消費者的福利水平是一樣的，那么必須增加消費者約1.3%的收入。*

Jones、Asaftei和LianWang(2001)在Lucas(2000)研究的基礎上，加入了貨幣總量理論(monetaryaggregationtheory)，從而建立了一個包含現金和利息的一般均衡模型，彌補了前人研究中將M1層次貨幣全部視為無息資產的缺陷。他們發(fā)現，由于個體持有現金(無息的)的份額與持有生息儲蓄的份額相比是非常小的，并且在穩(wěn)態(tài)下持有生息儲蓄的份額是不隨通貨膨脹率的變化而變化的，因此，從這個一般均衡模型中計量得出的通貨膨脹福利成本比前人的研究結論小得多。

雖然補償變量法并沒有說明為什么貨幣、尤其是沒有實物資產支持的紙幣會產生效用，但這一方法將貨幣直接進入效用函數，而且該模型具有的貨幣超級中性性質表面、效用函數的另一個變量——實際消費不隨通貨膨脹率變動而變動，從而使福利成本計算得以簡化。不過利用這種方法研究通貨膨脹的福利損失時，在選擇適當函數以及對模型中的參數進行賦值時，常常需要主觀事先判斷和利用經驗來為參數設定不同的值，這勢必會導致因參數賦值的不同而出現不同的測算結果。

3.基于McCallum-GoodfriendFrame-work估計通貨膨脹的福利成本。這種方法通過引入交易技術方程將貨幣給消費者帶來的效用間接化。McCallum-Goodfriend(1987)建立了一個購買——時間(shopping-time)模型，這一模型假設時間和貨幣共同為購買消費品提供交易服務，并且時間和金錢在實現交易方面可以互相替代。交易服務技術決定了在既定的消費和貨幣持有水平下所必須花費在購買上的時間。購買時間模型從時間的角度來理解和度量通脹的福利成本：在家庭持有貨幣數量一定的條件下，更高的通貨膨脹率導致貨幣貶值，降低了家庭的實際購買力，家庭不得不花費更多的時間來獲取同樣數量的消費品，從而減少了勞動時間或休閑時間，因此，造成了福利損失。SimonsenandCysne(2001)研究了在購買-時間模型中包括有息資產的情形，并從理論上給出了福利成本的上下界。Cysne(2004)研究了連續(xù)時間下的購物時間模型，并得到了福利成本的解析表達式，他還從理論上討論了引入家庭異質性的通貨膨脹福利成本。

除了上述三個比較代表性的方法外，經濟學家還提出了其他一些計量方法。如Fischer(1981)將貨幣和其他資產同等看待，把貨幣看作是資源跨期轉移的載體，建立了一個稟賦經濟的OLG(overlap—generation)模型。LagosandWright(2005)首次利用貨幣尋介理論，估計了通貨膨脹的福利成本。Imrohoroglu(1992)刻畫了在一個收入波動且沒有保險經濟環(huán)境里，經濟個體為平滑自己的消費而持有貨幣的計量通貨膨脹福利成本模式。

二、對目前中國通貨膨脹福利成本研究的啟迪

反觀國內，當前對通貨膨脹的研究仍主要集中在成因、對策等定性方面，而專門針對通貨膨脹福利成本的研究則很少，且大多是基于國外已有的研究，主要利用國外研究中已有的模型對中國的通貨膨脹福利成本進行估算。如歐俊和李花(2006)利用Bailey(1956)研究方法對中國通貨膨脹福利成本進行了估算；陳彥斌、馬莉莉(2007)分別使用消費者剩余方法、MIU模型和CIA模型計算了中國通貨膨脹的福利成本；謝赤(2002)則在購買-時間模型下討論了金融創(chuàng)新對通貨膨脹福利成本理論上的影響；陳利平(2003)在一個引入消費攀比的Shopping-Time模型中討論了通貨膨脹的福利成本；龔六堂、鄒恒甫和葉海云(2005)利用他們研究的框架，在Lucas模型基礎上，應用Kruz(1968)和Zou的思想，把消費者的財富引入效用函數，給出了貨幣供給的改變對經濟不確定影響的分析。

但問題是這種利用國外研究中已有的模型對中國通貨膨脹福利成本進行估算的方法存在較多的局限性，因為縱觀通貨膨脹福利成本計量方法的發(fā)展，盡管不同經濟學家的模型有所不同，但其基本思想是一致的，都是基于貨幣對于公眾的有用性或者貨幣能提供給公眾便利為出發(fā)點，進而考慮通貨膨脹率的變化如何影響公眾的貨幣持有，并引起公眾效用的變化，從而對通貨膨脹的福利成本進行計量。由于公眾效用本身的抽象性和現實情況的復雜性，已有的關于通貨膨脹福利成本的計量方法或多或少都存在一些不足之處。此外，國外既有的研究大多基于美國的經濟背景，而中國的社會經濟狀況與美國有許多不同的特殊情況，在一定程度上也制約著中國通貨膨脹福利成本計量的準確性。

1.已有的研究所采用的模型大多是引入貨幣的效用函數模型框架，加上各種外部約束來推導貨幣需求，進而對通貨膨脹的福利成本進行計量。但從各種模型的計量結果來看，各種模型間不僅存在不小的差距，而且其結論也存在較大的差異。

2.已有的研究大都只限于在穩(wěn)態(tài)下得出的比較結果，而當通貨膨脹率劇烈波動或迅速上升(下降)時，實際的通貨膨脹福利成本會與穩(wěn)態(tài)下的計量結果產生不同程度的差距。這使得已有模型的結果其實用性大打折扣。

3.很多模型都假設名義變量對真實變量不產生影響，即貨幣和通貨膨脹是中性的。這與很多現存的研究結果相悖。尤其在中國，由于經濟的市場化程度仍然不高，貨幣沖擊對經濟實體的影響與貨幣主義的前提假設不符，貨幣中性依然是一個長期爭論的問題。

4.國外既有的研究大多基于美國的經濟背景，而中國改革開放以后的經濟發(fā)展走出了一條相對獨特的中國式發(fā)展之路。如中國至今還存在明顯的二元經濟特征，城市和農村在使用活期存款時的便利性方面有很大不同、活期存款普遍是付息的，這意味著貨幣層次的選擇上M0和M1都不準確。

5.已有的研究大都將名義利率作為通貨膨脹福利成本函數的自變量，從名義利率的角度來計量通貨膨脹的福利成本，其隱含假設為名義利率的水平和變化，可以反映出通貨膨脹的水平和變化。但在中國，由于資本市場還不夠成熟，利率市場化的機制尚未完全建立，利率水平的反應比發(fā)達國家相對更遲緩，也更具有粘性。因此，根據名義利率計算通貨膨脹福利成本有時無法反映中國的真實情況。

基于上述原因，我們在對中國的通貨膨脹福利成本進行研究時必須在把握主流分析的基礎上，根據中國的現實約束條件，提出適合中國國情的通貨膨脹福利成本研究的理論框架和實證研究，只有這樣才能對我國采用貨幣政策等宏觀調控措施以來的各期通貨膨脹福利成本水平作出正確計量和評價，并對中國通貨膨脹率的確定給出一個社會福利的考核標準。

參考文獻：

[1]Bailey，MartinJ.TheWelfareCostofInflationaryFi-nance，JournalofPoliticalEconomy，1956，64(2)，93-110

[2]Sidrauski，M.RationalChoiceandPatternsofGrowthinaMonetaryEconomy，AmericanEconomicReview，1967，57(2)，534.

[3]Lucas，RobertE.Jr.InflationandWelfare，Econometri-ca，2000，68(2)，247-274.

[4]McCallum，BennettT.，MarvinS.Goodfriend.DemandforMoney：TheoreticalStudies，intheNewPalgrave：ADictio-naryofEconomics，ed.ByJohnEatwell，MurrayMilgate，andPeterNewman.，London：Macmillan；NewYork：StocktonPress，1987，775-781.