通货膨胀论文范文

通货膨胀论文范文第1篇

根据对核心通货膨胀的定义角度不同，相应的核算方式也就不同。目前通用的核算方法共有八种，分别为:剔除法、修剪均值法、加权中位数法、结构向量自回归法、惯性权重法、共同因素法。根据范志勇等(2011)基于月度环比消费者价格指数，对这八种核算方法的归纳总结及实证检验结果，发现，从核算结果的稳健性的角度来看，样本区间内残差均方根最低的是修剪均值法和加权中位数法，最高的是共同趋势法和结构向量自回归法核心通货膨胀。因此从反映标题通货膨胀的变化趋势上来看，修剪均值法和加权中位数法具有较大的优势，上述结论无论对于HP滤波还是移动平均得到的通货膨胀趋势值都是稳健的。核心通货膨胀对未来3至5个月内的标题通货膨胀有较好的预测能力。在样本区间内，修剪均值法、指数平滑法和加权中位数法的预测能力最强，而共同趋势法和方差法的预测效果最差。从本文对核心通货膨胀的“普遍且持续的通货膨胀”的理解上来看，核心通货膨胀应该是同时具有平稳性和预测性的，因此，本文采用修剪均值法对核心通货膨胀指标进行核算。与范志勇等(2011)一样，本文采用的是基于月度环比消费者价格指数来对核心通货膨胀指数进行核算，选取2006年1月至2013年年底的月度环比CPI数据进行核算。假设各分类商品增长率具有未知均值的对称分布，通过将每期样本按照增长率的大小进行排序，然后进行两侧截尾，进而加权平均剩余样本得到一个估计值集合，最后根据适当标准选取最优的估计值。特别的，当α取0时得到的核心通货膨胀即为通常的支出权重通货膨胀;而当α取50%时得到的核心通货膨胀即为加权中位数核心通货膨胀。因此，修剪均值法计算核心通货膨胀与α的选取密切相关，Tahir(2003)提出了确定α大小的RMSE准则，按照均方根误差最小的原则选取双边α的大小。除了上述的基本方法之外，双侧修剪比例还可以是非对称的。设定样本增长率从小到大排序后左右两端修剪水平分别为α和β，(α，β)按照Tahir(2003)提出的方法选取。

2、剔除商品期货的季节性因素

本文实证中，选取的商品期货品种为黄大豆，因为黄大豆这一期货品种出现的时间较早，可利用的数据较多;另一方面，黄大豆受到国外商品期货价格的影响较小，更易与国内的核心通货膨胀建立关系。本文采用平滑法剔除期货价格中的季节性因素。

3、建立回归方程

得到了相应的平滑数据，即可对核心通货膨胀与平滑后的数据进行回归以证明其预测性。至此，准备工作已完成。剩下的部分即为将处理后的价格数据与相应日期的核心通货膨胀数据进行回归。因此，可建立滞后一到五阶的回归方程。对于滞后阶数n的确定，利用AIC准则(赤池信息准则)。对不同的n值，分别比较方程的拟合优度，以及AIC值(Akaikeinfocriterion)。取AIC值较小且拟合优度较大的n值为佳。

4、实证结果

经实证，当回归方程自变量是滞后阶数由1到5时，拟合优度要小于六、七、八阶滞后，AIC值大于三、四阶滞后，结果差强人意。且方程系数的显著性很差，证明有不甚合适的变量混在其中，由于进行比较时是将滞后阶数逐渐递增，因此推测是一阶与二阶滞后，甚至三阶滞后变量不合适。因此，将一阶、二阶、三阶滞后相继剔除，结果确实有所改善。从上述回归结果也可以看出，回归方程拟合优度不高，DW值也偏低，表明除了核心通货膨胀外，还有诸多对价格变动影响较为深刻的因素未引入到方程之中;同时，过多的滞后变量也会引起共线性问题。由于我们研究的是核心通货膨胀对价格变动的影响程度，上述方程已能说明问题。

5、结论

通货膨胀论文范文第2篇

Haug和Dewald研究了1880—2001年11个工业国家的货币供给波动与通货膨胀的关系，认为长期内货币供给导致永久性通货膨胀，但对实际产出没有影响［9］。Tas研究了中东地区的货币供给与物价的短期和长期关系，认为各国的货币供给与物价的短期关系基本相同但长期关系明显不同［10］。Waingade分析了印度的货币供给与物价水平的长期关系，认为两者长期存在正向关系［11］。Berger和Osterholm运用BVAR模型分析了1960—2005年美国的货币供给对其物价水平的影响，认为货币供给增加是物价水平提高的Granger原因［12］。张金城运用动态随机一般均衡模型研究了货币供给与通货膨胀和实际产出的关系，认为货币供给对通货膨胀有显著的溢出效应［13］。郭永济、李伯钧和金雯雯运用时变参数向量自回归模型研究了流动性对通货膨胀、产出和资产价格的影响，认为流动性对通货膨胀的影响具有时变性，且这种时变性因经济所处的状态不同而不同［14］。刘鹏运用误差修正模型研究了货币供给与资产价格和通货膨胀的关系，认为货币激活效应是资产价格波动影响通货膨胀的重要原因［15］。余辉和余剑运用时变参数状态空间模型构建了金融状况指数，认为包含货币供应量的金融状况指数对通货膨胀的影响较为显著［16］。于泽和罗瑜利用Granger因果关系检验等方法进行研究，认为中国货币具有内生性，货币和通货膨胀是同时形成的，货币内生性条件下的通货膨胀的主要影响因素是投资和净出口［17］。惠晓峰和王馨润运用VAR模型分析了外汇储备与通货膨胀的关系，认为短期内外汇储备的增加不会直接影响物价水平［18］。粟勒、王少国和胡正分析了2000—2012年中国央行资产负债表的结构，认为外汇占款是影响中国货币发行的最重要因素，且是推动通货膨胀的重要因素［19］。吴克保从银行资产负债表的角度出发进行研究，认为中国流动性过剩形成的主要原因是外汇储备过快增加导致的货币超发造成的［20］。田涛、许泱和蔡青青基于DCC－GARCH模型进行实证分析，认为中国的通货膨胀主要受货币供应量变化的影响，人民币汇率变化和国际石油价格对通货膨胀的影响较小［21］。虽然学者们运用不同方法对通货膨胀的汇率因素和货币因素进行了深入而细致的研究———这些研究成果对本文有较大的启示和借鉴意义，但是相关研究仍存在一些问题。第一，虽然大多数学者认为货币供给对通货膨胀具有正向影响，但是并未深入分析货币供给来源的具体变化。不同的货币供给来源可能对应完全不同的通货膨胀治理措施，而中国货币供给来源及其变化清晰地反映在中国人民银行的资产负债表中，因此非常有必要基于中国人民银行的资产负债表进行深入分析。第二，越来越多的学者认为汇改后中国货币供给的变化与外汇储备有较强关系，也就是说外部经济通过汇率机制对通货膨胀产生了越来越大的影响，因此在分析货币供给对通货膨胀的影响时有必要考虑汇率因素。第三，从研究方法看，相关研究主要采用最小二乘回归、协整分析、向量自回归模型等线性方法或模型，但这些模型的参数反映的是经济变量间的平均影响关系，无法反映参数随时间变化的动态时变特征［22］。实际上，中国的经济体制一直处于变革中，内外经济发生的各种改革和各项政策变化都可能导致相关经济变量对通货膨胀的影响发生变化，因此需要构建时变参数来反映其动态变化过程。鉴于此，本文从分析中国人民银行资产负债表的变化出发，运用状态空间模型构造时变参数，研究汇率和货币供给对通货膨胀的动态影响。

2货币供给对通货膨胀的影响机理

2．1中国人民银行资产负债表分析本文以2005年7月至2012年6月为样本期，首先分析样本期内人民银行资产负债表中反映的负债情况，即资产负债表中的右列。央行资金来源于负债和自有资金，其中自有资金为219．8亿元，占历年总资金来源的比例不足1％，可见负债是人民银行的主要资金来源。负债中的储备货币是人民银行货币发行与金融机构存款的合计数，是央行资金的主要来源。在样本期内，储备货币占总负债的比例平均约为62．5％，且该比例自2010年12月突破70％，并随着时间的推移持续上升，2011年12月以后保持在80％左右。发行债券是央行为了弥补资金占用不足而对外发行的债券，主要是指央行票据发行。在样本期内，发行债券占总负债的比例约为18．6％。据此可得，储备货币和发行债券合计占总负债的比例平均约为81．1％，也就是说央行资金的主要来源是储备货币和发行债券。然后分析人民银行资产负债中的资产情况，即资产负债表的左列。“资产”一列反映了资金的运用和去向，也反映了人民银行投放基础货币的方式和途径。经过分析发现：在样本期内，央行的总资产规模增加了2倍，国外资产规模增加了3．1倍；央行所持有的资产中占比最大的是国外资产，其占总资产的比重持续上升———由2005年7月的60．6％持续上升至2012年6月的83．9％，且在2012年2月达到样本期内的最高值（84．7％）。综上所述，随着中国经济发展，样本期内中国人民银行的资产负债表规模不断扩大，资产方的显著特点是：随着总资产规模的不断扩大，国外资产规模不断扩大，其占总资产的比例不断上升，国外资产科目成为资产方的第一重要科目。负债方的显著特点是：随着总负债规模的不断扩大，储备货币科目的规模不断扩大，其占总负债的比例不断上升且在2011年12月以后保持在80％左右，储备货币科目成为负债方的第一重要科目。基于以上分析，并将资产方中的其他存款性公司债权、对其他金融性公司债权和对其他非金融性公司债权科目合并成为国内信贷，从而得到如表2所示的资产负债表，本文据此进行分析。

2．2货币供给影响通货膨胀的机理根据表2所示的资产负债表中的平衡关系，可得以下数量关系：储备货币＝国外资产＋国内信贷－发行债券。这一关系表明：储备货币规模与国外资产和国内信贷正向变动，与债券发行反向变动。也就是说：在假定其他条件不变的前提下，央行购买的外国资产越多，则储备货币的规模越大；央行对国内机构的债权越多，则其储备货币的规模越大；央行的债券发行规模越大，则其储备货币规模越小。自2005年7月人民币汇率制度改革以来，国际收支的“双顺差”使得中国外汇资产迅速持续增加。在强制结售汇制度下，为了收购“双顺差”下的外汇净流入，人民银行被迫投放人民币，使得资产方中的国外资产和负债方中的储备货币迅速持续增加。面对外汇占款迅速增加的巨大压力，资产方中的国内信贷作为央行投放基础货币的一个渠道，理论上可成为央行对冲外汇占款增加、防止基础货币过快增长的手段，但是其投放本身具有刚性、操作空间有限，难以通过压缩其规模达到缓解基础货币投放过快的目的。而负债方中的发行债券在减缓基础货币增加过快方面在一定时期内确实起到了一定作用。但是，央行发行票据作为对冲外汇占款快速增加的手段，只能在短期内起推迟压力、减缓基础货币增加过快的作用。随着票据到期形成的资金压力和发行成本的不断上升，发行票据难以在长期内对冲新增外汇占款，其作为调控基础货币手段的效力有限。综上所述，面对外国资产中的外汇占款迅速增加导致的基础货币大量被迫投放，央行的对冲手段（如发行票据和压缩国内信贷等）的效果有限，外汇占款已成为中国基础货币投放的主要方式，央行通过控制基础货币来调控货币供应量的能力较弱。总的来说，资产方中的外汇占款迅速增加必然导致负债方中的基础货币增加，基础货币在货币乘数的作用下导致货币供应大量增加，从而形成较大的通货膨胀压力。

3计量模型

3．1模型构建在计量经济学文献中，状态空间模型通常被用来估计不可观测的时间变量，如理性预期、长期收入和不可观测因素等。很多的时间序列模型———包括经典的线性回归模型和ARIMA（autoregressivein－tegratedmovingaverage）模型———都可作为状态空间模型的特例。状态空间模型提出了“状态”概念，经济系统中可能存在的不可观测状态反映了系统的真实状态，状态空间模型建立了可观测变量与系统内部不可观测状态的关系，能实现基于各种状态向量分析和认识系统。运用状态空间模型描述动态系统有两个突出的优点：一是状态空间模型可将不可观测的状态变量纳入可观测模型并得到估计结果；二是状态空间模型利用强有力的迭代算法———卡尔曼滤波估计参数。状态空间模型包括两个模型：一是状态方程模型，它反映了动态系统在输入变量的作用下在某特定时刻转移到的状态；二是量测方程或输出方程，它将动态系统在某特定时刻的输出变量、系统状态与输入变量联系起来。本文利用状态空间模型构造时变参数模型。上式中：βt是随机系数向量，是状态向量，也称为可变参数，是不可观测变量，必须利用可观测变量yt和x′t来估计；x′t是随机系数向量βt对应的解释变量的集合；z′t是固定系数γ对应的解释变量的集合。假定可变参数βt的变动服从AR（1）模型，假定扰动向量μt和εt是相互独立的且服从均值为0、方差为σ2和协方差矩阵为Q的正态分布。

3．2数据来源及预处理本文选取的初始变量分别为CPI环比月度数据、人民币名义有效汇率指数定基月度数据（2010年＝100）、货币供应量M2月度数据。鉴于2005年7月中国进行了人民币汇率制度改革，在保证样本容量和数据可得性的前提下，本文采用的数据样本期间为2005年7月至2012年6月。CPI环比月度数据来源于中国人民银行系统，人民币名义有效汇率指数定基月度数据来源于国际清算银行网站，货币供应量M2月度数据来源于国家统计局网站。通常采用消费者物价指数（CPI）作为衡量中国国内通货膨胀的变量。人民币名义有效汇率是加权汇率，其权数是各国与中国的贸易额占中国贸易总额的比重，该汇率比双边汇率更能较好地反映人民币对外价值的变化。货币供应量采用广义的货币供应量概念，即M2，主要包括流通中的现金、活期存款和定期存款等。为了保持数据的可比性和满足研究需要，本文对数据做如下处理：首先将人民币名义有效汇率指数定基月度数据转换为以2005年7月为基期的环比数据，将货币供应量M2月度数据转换为以2005年7月为基期的环比增长数据，这样3组变量数据均为以2005年7月为基期的环比数据；然后利用CensusX12季节调整法对3组变量数据进行季节调整；最后分别对经季节调整后的3组变量数据取自然对数。经过上述处理后，统一了不同变量数据的比较基础，消除了季节影响以及可能存在的异方差性。将调整后的最终序列分别记为CPI序列、NEER序列和M2序列。

4实证分析

状态空间模型要求时间序列是平稳序列或序列之间存在协整关系，从而避免出现非平稳时间序列存在的“虚假回归”问题。

4．1平稳性检验为了尽可能地保证时间序列平稳性检验的稳定性，本文采用ADF检验和KPSS检验两种方法。ADF检验的原假设是待检验序列含有单位根，是非平稳序列；KPSS检验的原假设是待检验序列是平稳序列。平稳性检验结果见表3和表4。据此可知，CPI序列、NEER序列和M2序列均是平稳序列，可直接建立状态空间模型。

4．2状态空间模型构建根据前文分析，本文构建如下状态空间模型。本文采用的计量软件是EVIEWS6．0，采用文本直接输入方式，在文本框输入定义好的状态空间模型表达式，运用卡尔曼滤波对状态空间模型进行估计，结果见表5。由表5的结果可知，状态变量在10％的显著性水平下是显著的，AIC等信息准则较小，说明模型拟合的较好。

4．3模型检验对所建立的状态空间模型的残差序列进行单位根检验，结果见表6。由表6可知，在5％的显著性水平下估计出的状态空间模型的残差序列是平稳的。查看残差序列的滞后阶数为36期的相关系数和自相关系数可知，模型的残差序列不存在序列相关。以上统计分析表明，基于卡尔曼滤波所得的状态空间模型的估计结果是可靠而稳定的，模型较好地拟合了样本数据，在此基础上进行分析具有一定意义。图1中，sv1表示名义有效汇率指数环比变化率对CPI环比变化率的时变参数轨迹。整体来看，随着样本期内人民币的持续升值，其环比变化率对CPI环比变化率的影响在－0．048附近上下波动，这种动态影响除了在2008年出现了较为剧烈的波动外，在其他年份的波动总体趋于平稳，动态影响在2008年1月达到最大值（－0．024），在2008年11月到达最小值（－0．116）。这说明，中国汇率制度改革后，样本期内人民币的持续升值对国内通货膨胀起到了微弱的抑制作用。平均来看，人民币名义有效汇率环比指数每变化1％将导致CPI环比指数降低0．048％。这种抑制作用的时变特征说明，该微弱的抑制作用还受其他不可观测因素的影响。图2中，sv2表示中国广义货币供应量M2环比变化率对CPI环比变化率的时变参数轨迹。总的来看，广义货币供应量M2环比变化率对CPI环比变化率的影响为正数，在样本期内在0．471附近呈现动态变化，这与经济理论的预期一致，且实证结果显示，在样本期内M2环比增长率每增加1％，将导致CPI环比变化率平均变动47．1％；这说明长期来看，货币流动性过剩会导致通货膨胀的发生，国内的通货膨胀的发生有相当一部分原因是广义货币供应量增长过快造成的。这种动态影响在2008年8月至11月出现持续大幅上升趋势，且在11月达到最大值为56．3％，之后直至2009年5月缓慢下降至平稳状态，这基本契合了2008年美国次贷危机后我国政府投资4万亿元拉动经济增长的时间区间，说明4万亿元计划的实施在拉动经济增长，抑制经济放缓的同时也推高了国内的通货膨胀率。

5结语

通货膨胀论文范文第3篇

关键词：通货膨胀；理论；抑制

一战以后，德国的通货膨胀以惊人的速度发展。这种超速通货膨胀对德国经济有十分不利的影响，很多人认为它是纳粹兴起和二战开始的一个重要原因。这些给予我们的启示是通货膨胀不容忽视的，它对经济发展的影响力很大。

一、通货膨胀的含义及其产生的原因

在凯恩斯主义者那里通货膨胀是由于资源被充分利用或达到充分就业时，总需求继续上升而导致的。货币主义者认为，货币供应量增加，社会名义总需求量的增长不能自发地带动就业量的增长。而是，当名义总需求增加时，现有产品总量不能增加，价格就必定与货币供应量的增加成比例地上升，最终导致通货膨胀。根据上述观点可以认为，通货膨胀是货币供应量超过商品流通实际需要量而引起货币贬值、物价普遍上涨的经济现象。

通货膨胀虽然不可预期，但是它的产生有其原因：

（一）成本推动型

在失业率很高且资源利用不足时，由于成本上升所造成的通货膨胀，叫做成本推动型通货膨胀。这种通货膨胀首次发生在20世纪30年代和40年代。它使第二次世界大战以后的价格变动发生了根本性变化。成本的上升主要是由工资的增加引起的。在现代经济中，在不完全竞争的劳动市场上，存在着强大的工会组织，它们不断地鼓励工人给企业施加压力，迫使企业提高工资，而具有一定垄断性的企业又会相应地提高产品价格，从而引起通货膨胀。这种由工资的提高引起的通货膨胀被称为工资推进的通货膨胀。还有一些垄断企业和寡头企业为了追求更大的利润，操纵价格，把产品价格定得很高，由此引起的通货膨胀称为利润推进的通货膨胀。同时，进口原材料价格的上升及由资源枯竭、环境保护政策造成的原材料、能源等生产成本的提高也会引起成本推进的通货膨胀。

（二）需求拉动型

总需求的增长速度超出经济潜在生产能力而发生的通货膨胀叫做需求拉动型通货膨胀。如果通货膨胀是由需求拉动开始的，即过度需求导致物价上涨，物价上升使工资水平上升，工资成本上升又引起成本推动的通货膨胀。由于需求方的货币竞相追逐有限的商品供给，从而将价格提高；由于失业率下降、劳动力变得稀缺，工资也被抬高；这些现象会导致通货膨胀的到来。除此之外，需求拉动型通货膨胀的产生与货币的发行量有直接的关系。货币的供给快速增加时，随之货币的需求也增加，而货币的需求又使价格水平上升。所以货币的供给通过货币的需求产生通货膨胀。此时货币变得不值钱，没有人储存纸币，反而使大量的纸币涌入市场或甚至流向国外。

（三）结构型

结构型通货膨胀是指收入结构与经济结构的不适应和错位引起的通货膨胀。首先，高成长性产业和行业，由于种种约束，不能即时获得所需的资源和人才而将使资源的价格和工人的工资水平不断地上涨。与此同时，那些夕阳性的产业和面临衰退行业的资源和人才相对过剩。但是，由于他们的收入不会下降而引起比较效应上升，工资成本推动物价上涨。这种局面的持续会自然而然地引起通货膨胀。其次，劳动力市场的技术结构、地区结构、性别结构之间的差距将使工资刚性（工资水平能上不能下）增加。同时，这些结构的不合理也会引起失业与空缺位置的并存，最终导致通货膨胀。最后，大国或者发达国家示范效应时，小国或者发展中国家向大国或者发达国家看齐。同样，非开放的部门向开放的部门看齐。因此，工资水平和通货膨胀的国际之间和部门之间的传递会导致通货膨胀。

二、通货膨胀的影响

通货膨胀是不能预期的，也是非均衡的，它的产生会带来一系列的危害。

（一）造成实际收入和实际财富的再分配

1、对收入的影响。如果名义工资率的增长慢于通货膨胀增长速度，公众和企业因货币贬值所获得的货币收入购买力将下降，即实际收入会减少；假如通货膨胀是由于政府借款造成中央银行向社会过量发行货币、增加货币供给，则政府可以因此而增加一笔额外的收入，即通货膨胀税。于是，通货膨胀不利于大多数工薪阶层、退休者、失业者和贫困者、接受政府救济者和债权人。但是，通货膨胀有利于高收入者、企业主、厂商和债务人。

2、对再分配的影响。通货膨胀对再分配的作用主要通过影响人们手中财富的实际价值来实现。一般来讲，非预期通货膨胀会将财富从债权人手中再分配给债务人。即通货膨胀往往不得于债务人而有害于债权人。如果，通货膨胀持续了很长时间，使人们最终有可能预见其发展趋势，并且市场也开始与之相适应，那么市场利率中就会逐渐地包含一种对通货膨胀的补偿部分，主要是对利率进行调整。但是在更多的时候，通货膨胀只是将收入和资产搅合在一起，随机地在全民中进行重新分配，而不会只冲击某些群体。

（二）对经济效率的影响

1、通货膨胀扭曲价格信号而损害经济效率。在一个低通货膨胀的经济中，如果一种商品的市场价格上升，则买方和卖方都很清楚这种商品的供给和需求方面都发生了实际的变化，他们就可以对此做出正确的反应。相反，在一个高通货膨胀的经济中，很难区分相对的价格变化与整体的价格变化。如果通货膨胀率每月达到20%或30%，商店就会频繁地变动价格以致于相对价格混乱无序、难以适从。

2、通货膨胀对经济效率的影响，也可以通过对货币和税收的扭曲来体现。在流通中的现金是名义利率为零的货币。如果年通货膨胀率从0上升到20%，则现金的实际利率就从每年的0降为-20%。现在还没有办法消除这种扭曲。由于货币利率实际为负，在通货膨胀时人们更愿意持有真实资源而减少货币持有量，为此，他们频繁地进出银行。企业也会精心设计现金管理计划。实际资源仅仅被用来适应不断变化的货币尺度，而不是被用来进行生产投资。同时，有一部分固定的税收是以元来表示的。价格上升时，这部分税收的真实价值就会下降。假如在计算应交税的收入时，扣除一个价值固定的免税额；而出现通货膨胀时，那份标准免税额的真实价值会减少，所缴纳的税收的实际价值却上升。除了对税收的扭曲以外，通货膨胀也扭曲了收入的衡量标准来影响税收体系。

（三）对就业和国民收入（产出）的影响

较高的通货膨胀影响就业和产出水平。需求拉动型通货膨胀在一定条件下，能促使厂商扩大生产规模、增加雇佣工人；通货膨胀使银行的实际利率下降，这会刺激消费和投资需求，促进资源的充分利用和总供给的增加。当供给下降引起通货膨胀时，国民收入和就业量随之下降，导致大多数工人处于失业状态。

长期来说，通货膨胀与产出的增长之间存在着一种类似倒“U”形的关系。许多国家的研究表明各国的产出增长与通货膨胀之间的关系是这样的：低通货膨胀的国家经济增长最为强劲，而高通货膨胀或通货紧缩国家的增长趋势则较为缓慢。

三、消除通货膨胀的对策

根据历史上的通货膨胀的事实，我们不难发现，通货膨胀达到一定程度时，会破坏资本的正常循环，到严重时也会引起政治危机。因此，采取一些消除通货膨胀的措施是有必要的。

（一）需求紧缩政策

需求拉动型通货膨胀发生时，政府一般都会采取需求紧缩政策。因为，这种通货膨胀的根本原因是货币供应量过多引起的。因此，紧缩的财政、货币政策是需求紧缩政策的核心。财政政策方面国家可以通过调整财政收支总额，减少财政支出，增加财政收入，调整财政收支项目怎样能压缩公共开支，开征新税种，提高税率而控制社会总需求。货币政策方面，主要通过提高利率、存款准备金率等，减少社会信用规模及货币供应量。

（二）供给管理政策

供给是影响物价的重要因素。因此，控制货币数量和控制社会总需求都是消除通货膨胀的有效措施。从长远看，发展生产，增加经济中有效供给是抑制物价水平上涨和控制通货膨胀的根本性措施。在面临通货膨胀时很多国家都注意到了压缩总需求的同时改善投资结构，集中资金优先发展占用资金不多，投产期限短，市场紧缺的产品。同时，鼓励企业技术创新，提高生产技术水平，提高资源的利用效率，从而较快地增加有效供给，减轻市场需求压力，改善产业结构。

（三）物价和收入政策

通货膨胀时，工资和物价都会继续上升是推进通货膨胀的主要原因。这时有必要对各种生产要素的收入增长率进行限制，特别是工资增长率。这使工资增长率不会超过劳动生产率的增长幅度。这需要政府拟定物价和工资标准，劳资双方共同遵守。采取这虚张声势措施会降低通货膨胀率，保证一定的经济发展速度和就业水平。采取措施时可以采用自愿性和强制性两种方法。自愿性的做法是政府以劝导的形式使劳资双方自愿约束价格和工资的变动，它适用于通货膨胀程度较轻的情况。强制性的做法事实上是对工资的冻结。该方法对控制成本推进型和结构性通货膨胀是一种较为有效的方法。

（四）国际收支政策与国际紧缩政策

如今的通货膨胀与以往的相比具有世界性和长期性，这对世界经济发展的负面影响很大，主要表现在国际收支不平衡方面。当某一个国家发生通货膨胀后，通过外贸等国际间的经济往来向其他国家传播，所以采用外贸与国际收支政策是有必要的。这样不仅能够制止本国内通货膨胀，也能够遏制国际通货膨胀传播。但是，这种国际性的通货膨胀必须依赖国际性的紧缩政策来调整，仅靠一国的力量是不够的。

（五）货币改革政策

当通货膨胀已经成为恶性通货膨胀时，就应该通过货币改革加以制止。人们普遍认为，物价上涨率每月达到50%以上，每年达到600%以上，并且持续一段时间，才称为恶性通货膨胀。在此情况下，原来的货币已经失去了信用基础，通过货币改革废弃旧币，发行新币，制定保证新币币值稳定措施，是制止恶性通货膨胀的有效措施。

总之，通货膨胀的出现是不可预期的、也具有长期性。政府应针对通货膨胀期的不同阶段采取有效的货币政策、财政政策和收入政策来减少通货膨胀对经济社会发展的负面影响。

参考文献：

1、(美)曼昆著;梁小民译.经济学原理[M].北京大学出版社,1999.

2、陈友龙,缪代文.现代西方经济学[M].中国人民大学出版社,2002.

通货膨胀论文范文第4篇

通货膨胀对企业的直接影响往往是负面的，其影响表现在可折旧资产上便更为直观。可折旧资产主要是指固定资产。固定资产通常使用年限较长，在使用过程中，随着使用年限的增加，仍能保持其原有的实物形态，其价值逐渐通过对固定资产计提折旧转移到成本费用中去。通过固定资产折旧，刺激和保证了在一定的期限内，固定资产在实物形态上得到更新和在价值（货币）形态上得到补偿。折旧使固定资产得以更新，维持企业的再生产能力。中国现行会计制度规定，固定资产是以购置时的原始成本为计量依据的，因此，在通货膨胀的条件下，尽管物价上涨，但企业仍是按购置时的原始成本，将可折旧额平均摊入成本费用中去，固定资产的价值显然不能从成本使用中得到足够补偿。从固定资产的整个使用期间来看，固定资产使用前期所确定的折旧额虽然与实际折旧额基本上保持一致，但是在固定资产使用的后期，由于受到通货膨胀的影响，仍按原有的折旧额进行折旧，其价值就不能从成本费用中得到足够的补偿。企业因此少计提折旧，最终导致低计了费用，使得企业的利润虚增，多纳了所得税，企业税后净利润减少，股东享有的分配权益减少，并且直接影响了企业的继续再生产的能力。另一方面，由于通货膨胀物价上升带来实物资本的上升，固定资产的账面价值和预计净残值相对被低估，固定资产的账面价值不能反映固定资产的真实价值,账面价值的可用度和可信度极大地降低，不能正确反映真实的财务信息。进而，当企业面临银行资产评估或是合作伙伴的资产考察时，企业的帐面资产将远远不能反映其真实的经济实力。因此，企业的外部会计信息使用者很有可能由于财务报表数据的缺陷而做出错误的决策，造成经济损失[2]。

、资产折旧时应对通货膨胀的措施

目前大多数企业资产折旧采用的都是平均年限法。这种方法优点很多，但正如上文所探讨的，在通货膨胀时期有两个明显的缺点，其一是不能调整因通货膨胀引起的币值上升对企业经营产生的影响。平均年限法的计算方法，只是将固定资产原始账面价格除以预计可使用年限，每年分摊的折旧额是固定不变的，即使在通货膨胀时期，企业也无法增加折旧额。其二是财务报表远不能反映企业真实的经营情况[3]。采用年限法计算的折旧额因为不能体现出物价上涨对固定资产的影响，因此不能准确反映其实时价值。而通过每年的折旧额计算出的利润、所得税甚至股利分配的金额都是相对不准确的，这就影响了资产负债表和利润表，削弱了财务报表的真实性和可靠性，企业管理层依据财务报表进行的一系列的投资、筹资等活动可能会出现不同程度的失误，甚至可能导致决策错误，影响企业的前景。

（一）引入宏观经济通胀率计算资产折旧资产折旧的主要目的就是为了补偿企业购置可折旧资产的原始成本。那么，真实的折旧就应该如实反映宏观经济的通货膨胀率。以现行税法要求企业采用的直线法计算资产折旧为例，年折旧率=（1-残值率）/预计使用年限，在引入宏观经济膨胀率后，计算公式应相应作出调整改变。对一些通货膨胀率高的可折旧性资产，应当综合考虑相关因素。另外，在引入通货膨胀率时，还应当充分考虑到地区经济发展不平衡的现状，考虑到各行业资产利润率的悬殊差距，分地区、分行业制订不同的折旧率。将资产折旧带来的税收实惠向中西部发展地区倾斜，向朝阳产业倾斜，向公益性低利润产业倾斜，用好资产折旧这根经济杆杠[4]。由于通货膨胀率一定是个动态的变率，建议取一定阶段的平均值纳入考虑。

（二）以重置成本取代原始成本进行折旧不少学者曾探讨提出以重置成本代替原始购置成本进行折旧，其实不无道理。会计学和金融学上也都强调了货币的时间价值。通货膨胀和货币的时间价值并不矛盾，通货膨胀在一定程度上助推了货币的时间价值。因此，在通货膨胀时期，应对企业的资产进行重估，并以重估价值入帐，调整计算出固定资产的应当折旧额，以此为依据，计入费用，进行纳税。以重置成本取代原始成本进行折旧，使固定资产的消耗更接近于实际的消耗，笔者认为相当于是考虑了资金的时间价值。这就保证信息的真实性与准确性，保证累计折旧在固定资产报废时，能重置原来的生产能力，保证固定资产的更新速度。

（三）提取固定资产通货膨胀准备不论通货膨胀以何种数率存在，它都是无法避免的社会经济现象。面对这个长期性经济问题，政府可以考虑允许企业采用提取固定资产涨价补偿准备，以此避免进行资产重估带来的成本过高、工作量过大的实际问题[5]。与企业坏帐准备，存货跌价准备各类“准备”科目相类似，可以通过设置一个固定资产通货膨胀准备科目，重估固定资产在通货膨胀后的折旧额。与原折旧额相比，提取通货膨胀后新增折旧额，纳入“固定资产通货膨胀准备”科目管理，允许企业税前扣除，既可鼓励企业加快设备更新换代，提高产值产量。同时又能够真实反映企业资产的实际面貌，为企业内部和外部会计信息使用者提供贴近真实的数据，帮助做出正确判断。对企业本身来说，企业账面的资产负债率提高，增强了资金利润率，信用筹资将会相对容易，筹资成本也相对降低。

（四）缩短可折旧资产的使用寿命目前，中国税法简单地将可折旧资产进行分类，并分别规定了最低折旧年限，这有利于会计信息的可比性，也维护了法律法规的公正性[2]。但从另一角度来看，其并未考虑到不同经济时期，宏观经济对资产价格的影响，过于一刀切。在通货膨胀严重的局势，为了消除通货膨胀对资产折价的抵消影响，应当打破税法，允许资产在较短的时期内进行折旧，通过缩短折旧年限的方式，间接提高对企业的补偿。以房屋建筑物为例，当前中国税法规定的最低折旧年限为20年。在通货膨胀的经济局面下，可以适当缩短折旧年限，让企业在较短的年限内，通过获得较多的折旧额补偿经营费用。

通货膨胀论文范文第5篇

(一)基准指标的确定构建通货膨胀监测预警体系，首要工作是选择一个能够全面、合理反映通货膨胀水平的基准指标。关于通货膨胀的测度，可以从两个方面来说明:一是根据货币数量论，从通货膨胀货币角度的定义来考虑通货膨胀的测度;二是从总体物价水平角度出发，使用物价指数来测度通货膨胀。在实际操作中，往往选取物价水平对通货膨胀进行测度。中国现行的物价指数主要有居民消费价格指数(CPI)、生产者物价指数(PPI)、GDP平减指数(GDPDeflator)、核心消费价格指数(CCPI)和商品零售价格指数等。居民消费价格指数(CPI)是反映一定时期内城乡居民所购买的生活消费品和服务项目价格变动趋势和程度的相对数，是对城市居民消费价格指数和农村居民消费价格指数进行综合汇总计算的结果。通过该指数可以观察和分析消费品的零售价格和服务项目价格变动对城乡居民实际生活费支出的影响程度。核心消费价格指数(CCPI)是剔除该社会中短期波动较大、易受政策调控的部分商品价格后，编制出的居民消费价格指数，消费价格指数相对真实地反映总需求与总供给的对比关系，更适合制定中长期经济发展战略和宏观经济调控目标。商品零售价格指数是反映一定时期内城乡商品零售价格变动趋势和程度的相对数。商品零售价格的变动与国家的财政收入、市场供需的平衡、消费与积累的比例关系有关。因此，该指数可以从一个侧面对上述经济活动进行观察和分析。工业生产者出厂价格指数是反映一定时期内全部工业产品出厂价格总水平的变动趋势和程度的相对数，包括工业企业售给本企业以外所有单位的各种产品和直接售给居民用于生活消费的产品。该指数可以观察出厂价格变动对工业总产值及增加值的影响。固定资产投资价格指数是反映一定时期内固定资产投资品及取费项目的价格变动趋势和程度的相对数。GDP平减指数(GDPDeflator)是国民经济核算中的一个重要指标，是没有剔除价格变动前的GDP增长与剔除价格变动后的GDP增长之比。GDP平减指数计算基础比CPI更加广泛，涉及全部商品和服务，不仅包括消费品，还包括生产资料和资本、进出口商品和劳务等。它包含了国民经济各部门综合价格水平的变动情况。GDP平减指数具有反映物价总水平的综合性优势，被认为是最贴近通货膨胀定义的指标，但是该指数也有较大的局限性，所以应用并不广泛。对于CPI、PPI、GDP平减指数、核心CPI等物价指数，它们都能从经济运行的某个侧面反映通货膨胀的程度。可以将这些指数结合起来，充分发挥各物价指标的指示功能，提高物价预测的可靠程度。但是在具体的通货膨胀预测时，CPI被广泛视为衡量通货膨胀的标尺。CPI数据质量可靠，能反映市场经济的现实活动，符合国际通行的惯例，具有可比性和较强的时效性。因此，本文选取CPI作为构建中国通货膨胀监测预警体系的基准指标。

(二)景气指标体系的构建构建景气指标体系的首要工作是收集足够的经济指标。要想构建能够全方位综合反映通货膨胀景气波动的指标体系，必须尽量多地选取相关领域的经济指标。本文搜集了近千经济指标，涵盖了工业、贸易、投资、财政政策和货币政策等方面。从大量经济指标中选择景气指标的主要原则是经济上的重要性、统计上的充分性、统计的适时性和景气波动的对应性。本文根据这四个原则以及研究目的，利用时差相关分析方法和K－L信息量法从近千条经济指标中进行第一次筛选，并利用峰谷图形分析法对第一次筛选结果进行二次筛选，最终选出16个指标，分别构成通货膨胀监测预警体系的先行指标组和一致指标组，具体如表1所示。

(三)合成指数的构建与分析按照合成指数的计算方法，本文根据表1的景气指标体系构建中国通货膨胀景气合成指数如图1所示。从图1中可以看出，一致合成指数和基准指标(CPI当月同比增速趋势循环项)的波动具有很好的一致性，波峰波谷几乎完全同步出现，因此可以用一致合成指数代替基准指标进行分析。我们将先行合成指数和一致合成指数进行峰谷对应分析，计算先行合成指数波峰、波谷分别对一致合成指数波峰、波谷的先行阶数。先行合成指数波峰、波谷与一致合成指数波峰、波谷的对应关系如表2所示。根据计算结果，先行合成指数的波峰平均领先于一致合成指数的波峰7个月出现，标准差为0;先行合成指数的波谷平均领先于一致合成指数的波谷6个月出现，标准差为0.82。这说明先行合成指数与一致合成指数的先行滞后关系很稳定，可以利用先行合成指数来判断一致合成指数或物价未来六七个月的走势。根据图2先行合成指数的走势，我们预计2014年下半年中国CPI当月同比增速将继续呈现回落走势。

二、中国通货膨胀景气预警信号灯设计

景气信号灯预警方法是通过选择一组反映物价水平的敏感性指标，运用有关的数据处理方法，将多个指标合并为一个综合性的指标，并通过类似于一组交通管制信号红、黄、绿灯的标志，预警信号灯系统用蓝色、浅蓝色、绿色、黄色、红色等五种颜色代表整个经济状况中过冷、趋冷、正常、趋热、过热等五种情形，对这组指标和综合指标的当时物价水平发出不同的信号。通过观察分析信号的变动情况，来判断未来物价水平的走势，并明确提示货币当局应当针对当前物价水平及未来走势采取何种应对措施。在功能上景气信号灯与合成指数基本相同，都是反映历史与当前的物价景气状况。但关注点有所不同，合成指数关注的是周期波动的转折点，景气信号灯关注的是经济的冷热状况，在历史上所处的具置。因此，在使用合成指数的基础上，建立景气信号灯也是必要的。根据景气信号灯的表现情况，还可以验证合成指数的表现是否准确。基于景气信号灯的原则，结合本文指标分类工作，本文选取先行性和一致性效果好的指标，并结合指标的经济解释能力，具体选取7个指标作为景气信号灯的构成指标，如表3所示。根据表3所选的指标，本文构建了相应的景气信号灯，图2显示了最近12个月各个指标的信号灯变化情况。根据图2显示，2014年1月至8月，CPI当月同比增速一直显示未绿灯状态，表明物价水平处于正常状态，未出现明显的通货膨胀或通货紧缩现象，这和实际情况相吻合。2014年1月至8月，中国CPI当月同比增速一直在1.8%—2.5%的区间内徘徊，这正是一般认为可接受的物价涨幅。另外，从进口价格指数、M2、工业增加值、固定资产投资完成额和公共财政支出等指标的同比增速看，2014年以来都显示浅蓝色或蓝色信号灯，表明这些指标相对于历史水平来看，都处于历史上的低位，反映了经济不景气的现状，这很可能会影响到物价未来的走势，使得物价总水平呈现下行趋势。对表3的7个指标进行加总合成的综合警情指数，可以总体上反映中国物价景气状况，合成结果如图3所示。可以看出，综合警情指数可以客观、准确地反映物价的变动状况，2007—2008年和2010年这段时间，综合警情指数位于黄色区域，表明物价景气状况偏热，这与当时的实际情况相吻合。而2012年以来，综合警情指数主要位于浅蓝色区域，反映了物价景气状况偏冷。目前综合警情指数已经进入了蓝色区域，反映了物价景气状况过冷。

三、中国通货膨胀率的短期预测

上文构建的中国通货膨胀景气监测预警体系能够对历史和当前的景气状况进行监测，并对物价未来的走势进行趋势性判断，但是景气监测预警方法并不能给出具体的预测数值。因此，采用计量模型对短期内通货膨胀率的大小进行预测也是十分必要的。在以往对通货膨胀率进行预测时，一般都只对CPI当月同比增速进行预测，而鲜有采用CPI环比增速进行预测。事实上，同比数据容易受到上年同期的影响，无法客观真实地反映消费者对当前物价波动的感知情况。例如，某月物价比上月上涨1%，消费者对此会有强烈的感受，然而可能由于去年同月物价也比较高(如春节期间)，造成该月物价与去年同月相比涨幅并不大。因此，本文分别对CPI当月同比增速和CPI环比增速进行预测，预测结果如图4和图5所示，表4展示了CPI同比增速和环比增速从2014年9月至2015年12月的预测值。根据预测结果，2014年9月至2015年12月中国CPI当月同比增速将继续呈现下行趋势，这与上文采用先行合成指数分析结果一致。未来一段时间中国CPI同比增速可能将进入“1”时代，这需要政策制定者严密监控物价走势，防范中国物价增速持续下行带来的不良影响。另外，就CPI环比增速预测结果来看，2015年3月至6月可能出现环比下降、其他月份仍旧保持环比上涨状态，而涨幅比较大的是2015年1月和2月，这可能与中国春节期间物价水平的变化有关。

四、结论

通货膨胀论文范文第6篇

自2005年以来，我国农产品价格呈现出明显的波动性，为了突出这一特征，本文选取2005年1月至2013年11月共107个样本点进行经验分析,本文农产品批发价格指数（WPIALOG）月度数据作为农产品价格的变量。同时，选取农副产品购进价格指数（DAPILOG）和工业品生产者出厂价格指数（PPILOG）作为农产品价格影响通货膨胀传导渠道的变量。此外，本文以居民消费价格指数（CPILOG）作为衡量通货膨胀水平的变量。以上数据均来源于国家统计局网站和CCER中国经济金融数据库。将环比的CPILOG、同比的WPIALOG、DAPILOG和PPILOG算成以2005年1月为基期的定基比数据。需要指出的是，在把同比的数据转换成定基比数据时，由于不可获得环比数据，只能先转换成以2005年各月为基期的“准定基比数据”，后再转换成以2005年1月为基期的定基比数据。这样做所产生的偏差十分微小，而且对于2005年1月到2013年11月较长的时间序列来说，这样做的微小偏差是可接受的。本文首先运用X11程序对原始数据进行了季节调整，然后取自然对数。对数据取自然对数并不影响数据之间原来的协整关系，并能使其趋势线性化，在一定程度上可以减少数据的波动性和异方差性。

2农产品价格波动对我国通货膨胀的冲击效应

本文运用Eviews6.0软件对各变量进行单位根检验，以确定变量的平稳性，如果确认各变量有单位根，再用E-G两步法进行协整检验；若协整关系存在，可以判断农产品价格波动是否对我国通货膨胀产生了影响，随后运用脉冲响应函数和方差分解来描述扰动项的一次冲击对因变量当前值和未来值所带来的影响，以判断不同的传导途径对通货膨胀的动态冲击的贡献度。

2.1单位根检验与协整检验为避免出现伪回归现象，本文采取ADF检验方法对各时间序列变量进行平稳性检验（见表1）。检验时，依据赤池信息准则（AIC）的最小化原则选择趋势项，以及确定常数项是否存在并最优滞后变量的阶数。从表1可知，ADF检验显示，WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG在1%的置信度上是非平稳的，即所有变量均I(0)非平稳的。一阶差分后，WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG在1%的置信度上均是平稳的，即所有变量均为一阶单整，I(1)平稳的。单位根检验结果表明，所有时间序列变量均为一阶单整序列，这表明WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG之间很可能存在长期稳定的关系，即协整关系。运用E-G两步法进行协整检验。首先，用普通最小二乘法对WPIA做静态回归，结果表明回归方程各变量的系数都是显著的。其次，对静态回归残差做ADF单位根检验、对模型的残差进行检验，结果表明：残差不存在单位根，是平稳序列。虽然序列WPIALOG、DAPILOG、PPILOG和CPILOG不是平稳序列，但WPIALOG、DAPILOG、PPI-LOG和CPILOG的线性组合是平稳的，即四者之间是协整的，存在长期均衡关系，模型设计较为合理。

2.2向量自回归、脉冲响应函数和方差分解

（1）向量自回归在序列平稳的基础上，本文采用向量自回归的方法来分析各变量之间的关系。我们将居民消费价格、农产品批发价格、农副产品购进价格和工业品生产者出厂价格组成一个向量自回归系统。VAR模型的构建最为重要的是滞后阶数p的确定，对其选择要求为：第一，p值要足够大才能完整反映模型中变量之间的动态关系；第二，p值又不能过大，因为滞后阶数越大、待估参数越多，模型的自由度减少的越多，影响模型估计的有效性。滞后1~5阶VAR模型最优自回归阶数p的检验结果（见表2），在显著性水平为5%的条件下，LR、FPE和AIC等指标的最优滞后阶数为5，而SC和HQ指标最优滞后阶数分别为2和3，考虑到AIC准则倾向于选择过大的滞后阶数（Paulsen，1984），因此，本文选择自回归滞后阶数为5。确定滞后阶数后，本文建立无约束的VAR（5）模型并得到各参数估计值以及方程的拟合情况。同时，采用AR根方法对模型进行系统稳定性检验，结果显示VAR模型的特征根全部位于单位圆以内，满足稳定性条件。这表明VAR模型是稳定的，可以构造VAR模型。在向量自回归的基础上，本文采用脉冲响应函数和方差分解来分析农产品价格波动对我国通货膨胀动态冲击效应。

（2）脉冲响应函数分析VAR模型具有动态结构性质，用脉冲响应函数方法来分析某种冲击如何通过模型来影响其他变量，而最终又反馈到自身上来。利用前文构建CPILOG、DAPILOG、PPILOG和WPIALOG的无约束VAR(5)模型，基于脉冲响应函数分析方法，可以得到CPILOG、DAPILOG、PPILOG受到WPIALOG冲击的动态响应路径。在脉冲相应图中，横轴表示冲击作用的滞后期数,纵轴表示被解释变量变化,实线表示脉冲响应函数,虚线表示正负两倍标准差偏离带。在给定1%的农产品价格波动冲击下，将反应时间设定为50期（见图1）。从图1可知，在本期（第1期）农产品价格给居民消费价格一个标准差冲击后，居民消费价格在第1期开始明显增长且达到最大值后开始回落，并在4~5期回落到低点，而后上升并从第7期开始逐渐稳定于一定水平。该冲击在观察期内一直为正效应，但呈现波动下降的趋势，这表明农产品价格一个正向冲击对居民消费价格有正向影响且引起通货膨胀的滞后期为7个月，但从长期来看，该影响的力度呈现波动减弱的趋势。其经济涵义为：居民消费价格受外部条件的某一标准差冲击后，对居民消费价格造成一定的正向冲击，呈现出显著的波动效应，可以看出农产品价格波动对居民消费价格具有长期效应，农产品价格的上涨会刺激居民消费价格不断走高。在本期（第1期）农产品价格给农副产品购进价格一个标准差冲击后，当期显现出正效应，农副产品购进价格在当期开始上升且在第2期达到最大值，随着时间推移，正向效应强度逐渐减弱，在4~5期回落到低点，在5~9期内开始回升，并在第9期达到最大值，在第18期冲击效应由正效应转为负效应，在第23期达到波谷之后，开始缓慢上升，在第35期之后，冲击效应稳定在一定的水平。在本期（第1期）农产品价格给工业品生产者出厂价格一个标准差冲击后，工业品生产者出厂价格开始上升，在第10期达到最大值，此后冲击效应逐步减弱，在第25期逐渐趋于零。这表明农产品价格会在一段时期内对工业品生产者出厂价格产生拉动作用。农产品价格对自身一个标准差的冲击效应在1~2期内呈现上升趋势，达到最大值之后，从第3期开始呈现不断减弱的态势，在第4期达到波谷，在第8期达到波峰。此后，冲击效应逐渐减弱，在第25期之后，冲击效应稳定在一定的水平，但始终保持正值。这表明当期农产品价格与其自身滞后值具有一定的关联性。图2是PPILOG受到DAPILOG冲击、CPILOG受到PPILOG冲击和CPILOG受到DAPILOG和自身冲击的脉冲响应函数图。通过PPILOG受到DAPILOG冲击、CPILOG受到PPILOG冲击和CPILOG受到DAPILOG和自身冲击的脉冲响应函数，以揭示农产品价格冲击居民消费价格的影响渠道。居民消费价格对其自身一个标准差的冲击具有递增的正向响应，在第4期达到波峰，随后冲击效应逐渐减弱，并稳定在一定的水平上。这表明居民消费价格自身的滞后值对当期值有逐步增强且为正的影响。其经济含义是：居民消费价格对来自自身的标准差冲击都具有正向响应，当期居民消费价格的一个冲击会导致之后价格的同向变动。主要原因是：一方面农产品价格呈现稳中有升趋势，但是受季节、市场等多种因素影响，有可能在一定时期内出现上涨或下跌的情况；另一方面，政府加强市场监管，维持了农产品市场的稳定。农副产品购进价格对居民消费价格一个标准差的冲击，在1~6期冲击效应呈现递增趋势，在7~8期达到波峰，此后逐渐减弱，并第25期冲击效应稳定在一定的水平,并对居民消费价格产生持久的影响。居民消费价格受到工业品生产者出厂价格一个标准差冲击所产生的累积响应函数值，呈现波动趋势，在1~12期之间处于0附近波动,正负交替，大致在滞后12期后会对居民消费价格产生较明显影响，并且冲击效应在第25期稳定在负效应。综上可知，农副产品购进价格会对工业品生产者出厂价格和居民消费价格产生明显的正向冲击，而工业品出厂价格对居民消费价格的冲击效应呈现负向冲击。农副产品购进价格才是农产品价格冲击国内通货膨胀的主要间接传导渠道。

（3）方差分解分析方差分解将系统的预测均方误差分解成系统中各变量冲击所作的贡献,进而掌握各信息对模型内生变量的相对重要性,即各变量的贡献分别占总贡献的比例。本文采用Cholesky正交化处理消除残差项之间的同期相关和序列相关后，通过方差分解了解各因子对通货膨胀的影响程度（见图3和表3）。从见图3和表3可知，在第1期，通货膨胀变化的最主要影响因素是农产品价格变动的冲击，占其全部变化的64.17%，而来自居民消费价格自身的冲击占全部变化的35.83%。此后，农产品价格对通货膨胀的影响份额上升到第2期的69.11%后开始呈现下降趋势。通货膨胀自身的影响则下降到第2期的29.83%，后又上升到第5期的48.69%，随后呈现缓慢下行趋势，农副产品价格和工业产品出厂价格对通货膨胀的影响的份额均呈现上升态势。综上所述，农产品价格波动是农副产品购进价格和工业品出厂价格变动的主要因素，而农副产品购进价格也是影响我国居民消费价格的重要因素。

3结论和政策建议

通货膨胀论文范文第7篇

关于通货膨胀福利成本的研究是货币经济学的一个重要内容，同时，它也是自20世纪70年代末以来宏观经济学的重要组成部分。但通货膨胀的成本较为隐蔽，经济学家将其归纳为鞋跟成本、菜单成本、相对价格变动的加剧、税收负担的不合意变动、混乱，以及任意的财富再分配等，这些成本在理解上虽比较直观，但是在总量上如何衡量却是一个难于回答的问题。那么，究竟什么意义上的成本才可以被称为通货膨胀的福利成本?Sidrauski(1967)认为由于持有货币能够产生直接效用，而物价上涨会导致实际货币余额的下降，故通货膨胀必然会对个体造成福利损失，这种个体的福利损失就称之为通货膨胀的福利成本。Sidrauski对通货膨胀福利成本的定义意味着，无论通货膨胀是预期还是未预期的，只要存在通货膨胀就一定存在福利成本。当然，关键问题是合理地度量通货膨胀的福利损失，从而对宏观经济政策的制定提供正确的依据。对于通货膨胀福利成本的度量自Bailey(1956)进行了开创性研究至今，国内外学者从不同的视角对其展开了深入的理论探讨，归纳起来，主要包括以下几个方面：基于消费者剩余理论估算通货膨胀的福利成本；基于Sidrauski模型的补偿变量法(CompensationVariableApproach)以及基于McCallum-GoodfriendFrame-work的估计方法。

1.基于消费者剩余理论估算通货膨胀的福利成本。弗里德曼的最优货币数量法则认为，在一个货币经济中，为保证完全竞争的均衡达到资源配置的有效性，名义利率必须等于零，此时通货膨胀所造成的扭曲最小。因此，最优通货膨胀率是使得名义利率等于零时的通胀水平。当经济中通胀率高于最优通胀水平，即名义利率大于零时，货币均衡配置不再是一个帕累托最优配置，此时社会福利下降从而产生福利成本。Bailey(1956)认为通货膨胀就像是对货币征税，货币征税(通货膨胀)的福利损失就是位于货币需求曲线下方，生产货币的社会成本上方之间的面积。当生产货币的社会成本为零时，通货膨胀的福利成本就是逆货币需求曲线下方的面积，即名义利率从i减少到0时所能获得的“消费者剩余”，这一推论与Friedman的最优货币数量法则相符。

随后，很多学者在Bailey的基础上进行了深入研究，如Marty(1967)得出了在有产出增长和考虑货币流通速度的通货膨胀福利成本计量结果。Barro(1972)认为通货膨胀提高了人们的交易成本，人们会加快支付的频率，也会减少使用货币来进行交易。因此，他重建了货币需求曲线，重估了通货膨胀的福利成本。Craig和Rocheteau(2005)先利用Bailey(1956)的方法，通过log-log型货币需求函数和semi-log型货币需求函数计量了在传统方法下的通货膨胀福利成本，指出Bailey(1956)的方法实际上是一个假设掉外部性、一般均衡效应(generalequilibriumeffects)和分配效应(distributionaleffects)的局部均衡模型，它一个重要的隐含假设是实物资产的报酬率与通货膨胀无关。

消费者剩余方法虽然为通货膨胀的福利成本提供了一种简单、便捷的计算方法，并开了通货膨胀福利成本研究的先河，但这一方法由于缺乏必要的微观基础，因而无法对个体在约束条件下的最优行为进行研究和分析，也无法对形成宏观的加总的个体进行推测和判断。与此同时，这一方法也受到一些学者的质疑。如一些学者认为即使通胀率为零，名义利率仍可能为正，这样持有实际货币余额仍然可能有正的机会成本，无效率仍然存在。因此，以通货膨胀率为纵轴计算货币需求曲线下方位于零通胀率和另一通胀率之间面积的计算方法有可能低估实际的福利成本。如Foster(1972)计算了完全预期为4%的通胀率相对于零通胀率的福利成本小于产出的0.05%。Garfinkel(1989)得到4%的通胀率相对于零通胀率的福利成本为国民收入的0.3%。这些估值远小于其他经济学家的估计。Laidler(1990)认为消费者剩余方法的前提条件是当名义利率改变时，货币需求曲线的位置不变，只是沿着货币需求曲线移动。这就需要假定实际余额的边际效用独立于其他商品的需求，而这一假设条件事实上限定了这种计算方法是一种局部均衡的方法。Gillman(1995)指出了这种错误的根源在于Bailey认为在稳定价格时的福利成本就是为零，但是，这种认为的零福利成本和真正的零福利成本却有很大的不同，其差额有时竟可以高达50%。基于这一方法存在的缺陷，一般在对问题进行分析时，这一方法主要用来进行补充性说明。

2.基于Sidrauski模型的补偿变量法(CompensationVari-ableApproach)。这一方法在Sidrauski模型(1967)的基础上应用了福利经济学的补偿原则思想。Sidrauski模型将货币直接进入效用函数，由于这种内含货币效用函数方法允许我们根据一个符合经济人最优行为的货币需求模型来计算通货膨胀的成本，从而使通货膨胀升高所引起的实际货币持有额下降直接表现为个人效用和福利的变化。福利经济学的补偿原则思想认为，市场价格的变动肯定会影响人们的福利状况，很可能使一些人受损，另一些人受益，多数情况下很难实现帕累托最优，此时关键是如何对受损者补偿，以实现社会福利的改进。在这一思想的指导下，补偿变量法认为通货膨胀的福利成本就是在某一通货膨胀水平下，应补偿给家庭多少额外的收入才能使家庭在给定利率的均衡状态所获得的效用水平与名义利率等于零时的效用水平相等。这一方法考察了通胀给社会中每个人所带来的获益或损失，从而增加了必要的微观基础，为我们从个体效用函数出发，分析在预算约束和资源约束下计算通货膨胀的稳态福利成本提供了一个方便好用的框架。因此，自20世纪90年代以来，该方法得到了普及。

Lucas(2000)用收入补偿的思想，以Sidrauski(1967)的一般均衡模型为框架，对通货膨胀的福利成本给出了估计方程。Lucas定义在名义利率i下的福利成本w(i)是收入的百分比，即用使得家庭在名义利率为i和0时达到福利水平无差别的收入差额，估计通货膨胀的福利成本。在实证方面，Lucas利用美国1900-1994年的数据，估计得到：对于美国经济，10%的通货膨胀率对于消费者的福利损失仅相当于消费者总消费水平的1.3%，即如果要保证在通货膨胀率10%和通货膨胀率为0时消费者的福利水平是一样的，那么必须增加消费者约1.3%的收入。*

Jones、Asaftei和LianWang(2001)在Lucas(2000)研究的基础上，加入了货币总量理论(monetaryaggregationtheory)，从而建立了一个包含现金和利息的一般均衡模型，弥补了前人研究中将M1层次货币全部视为无息资产的缺陷。他们发现，由于个体持有现金(无息的)的份额与持有生息储蓄的份额相比是非常小的，并且在稳态下持有生息储蓄的份额是不随通货膨胀率的变化而变化的，因此，从这个一般均衡模型中计量得出的通货膨胀福利成本比前人的研究结论小得多。

虽然补偿变量法并没有说明为什么货币、尤其是没有实物资产支持的纸币会产生效用，但这一方法将货币直接进入效用函数，而且该模型具有的货币超级中性性质表面、效用函数的另一个变量——实际消费不随通货膨胀率变动而变动，从而使福利成本计算得以简化。不过利用这种方法研究通货膨胀的福利损失时，在选择适当函数以及对模型中的参数进行赋值时，常常需要主观事先判断和利用经验来为参数设定不同的值，这势必会导致因参数赋值的不同而出现不同的测算结果。

3.基于McCallum-GoodfriendFrame-work估计通货膨胀的福利成本。这种方法通过引入交易技术方程将货币给消费者带来的效用间接化。McCallum-Goodfriend(1987)建立了一个购买——时间(shopping-time)模型，这一模型假设时间和货币共同为购买消费品提供交易服务，并且时间和金钱在实现交易方面可以互相替代。交易服务技术决定了在既定的消费和货币持有水平下所必须花费在购买上的时间。购买时间模型从时间的角度来理解和度量通胀的福利成本：在家庭持有货币数量一定的条件下，更高的通货膨胀率导致货币贬值，降低了家庭的实际购买力，家庭不得不花费更多的时间来获取同样数量的消费品，从而减少了劳动时间或休闲时间，因此，造成了福利损失。SimonsenandCysne(2001)研究了在购买-时间模型中包括有息资产的情形，并从理论上给出了福利成本的上下界。Cysne(2004)研究了连续时间下的购物时间模型，并得到了福利成本的解析表达式，他还从理论上讨论了引入家庭异质性的通货膨胀福利成本。

除了上述三个比较代表性的方法外，经济学家还提出了其他一些计量方法。如Fischer(1981)将货币和其他资产同等看待，把货币看作是资源跨期转移的载体，建立了一个禀赋经济的OLG(overlap—generation)模型。LagosandWright(2005)首次利用货币寻介理论，估计了通货膨胀的福利成本。Imrohoroglu(1992)刻画了在一个收入波动且没有保险经济环境里，经济个体为平滑自己的消费而持有货币的计量通货膨胀福利成本模式。

二、对目前中国通货膨胀福利成本研究的启迪

反观国内，当前对通货膨胀的研究仍主要集中在成因、对策等定性方面，而专门针对通货膨胀福利成本的研究则很少，且大多是基于国外已有的研究，主要利用国外研究中已有的模型对中国的通货膨胀福利成本进行估算。如欧俊和李花(2006)利用Bailey(1956)研究方法对中国通货膨胀福利成本进行了估算；陈彦斌、马莉莉(2007)分别使用消费者剩余方法、MIU模型和CIA模型计算了中国通货膨胀的福利成本；谢赤(2002)则在购买-时间模型下讨论了金融创新对通货膨胀福利成本理论上的影响；陈利平(2003)在一个引入消费攀比的Shopping-Time模型中讨论了通货膨胀的福利成本；龚六堂、邹恒甫和叶海云(2005)利用他们研究的框架，在Lucas模型基础上，应用Kruz(1968)和Zou的思想，把消费者的财富引入效用函数，给出了货币供给的改变对经济不确定影响的分析。

但问题是这种利用国外研究中已有的模型对中国通货膨胀福利成本进行估算的方法存在较多的局限性，因为纵观通货膨胀福利成本计量方法的发展，尽管不同经济学家的模型有所不同，但其基本思想是一致的，都是基于货币对于公众的有用性或者货币能提供给公众便利为出发点，进而考虑通货膨胀率的变化如何影响公众的货币持有，并引起公众效用的变化，从而对通货膨胀的福利成本进行计量。由于公众效用本身的抽象性和现实情况的复杂性，已有的关于通货膨胀福利成本的计量方法或多或少都存在一些不足之处。此外，国外既有的研究大多基于美国的经济背景，而中国的社会经济状况与美国有许多不同的特殊情况，在一定程度上也制约着中国通货膨胀福利成本计量的准确性。

1.已有的研究所采用的模型大多是引入货币的效用函数模型框架，加上各种外部约束来推导货币需求，进而对通货膨胀的福利成本进行计量。但从各种模型的计量结果来看，各种模型间不仅存在不小的差距，而且其结论也存在较大的差异。

2.已有的研究大都只限于在稳态下得出的比较结果，而当通货膨胀率剧烈波动或迅速上升(下降)时，实际的通货膨胀福利成本会与稳态下的计量结果产生不同程度的差距。这使得已有模型的结果其实用性大打折扣。

3.很多模型都假设名义变量对真实变量不产生影响，即货币和通货膨胀是中性的。这与很多现存的研究结果相悖。尤其在中国，由于经济的市场化程度仍然不高，货币冲击对经济实体的影响与货币主义的前提假设不符，货币中性依然是一个长期争论的问题。

4.国外既有的研究大多基于美国的经济背景，而中国改革开放以后的经济发展走出了一条相对独特的中国式发展之路。如中国至今还存在明显的二元经济特征，城市和农村在使用活期存款时的便利性方面有很大不同、活期存款普遍是付息的，这意味着货币层次的选择上M0和M1都不准确。

5.已有的研究大都将名义利率作为通货膨胀福利成本函数的自变量，从名义利率的角度来计量通货膨胀的福利成本，其隐含假设为名义利率的水平和变化，可以反映出通货膨胀的水平和变化。但在中国，由于资本市场还不够成熟，利率市场化的机制尚未完全建立，利率水平的反应比发达国家相对更迟缓，也更具有粘性。因此，根据名义利率计算通货膨胀福利成本有时无法反映中国的真实情况。

基于上述原因，我们在对中国的通货膨胀福利成本进行研究时必须在把握主流分析的基础上，根据中国的现实约束条件，提出适合中国国情的通货膨胀福利成本研究的理论框架和实证研究，只有这样才能对我国采用货币政策等宏观调控措施以来的各期通货膨胀福利成本水平作出正确计量和评价，并对中国通货膨胀率的确定给出一个社会福利的考核标准。

参考文献：

[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.

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通货膨胀论文范文第8篇

【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.

通货膨胀论文范文第9篇

关键词：通货膨胀；产出缺口；HP滤波

一、通货膨胀与产出缺口关系概述

产出缺口表示实际产出与潜在产出之间的差额，即实际产出围绕潜在产出上下波动的程度。它测度了经济周期性的波动对产出的影响，反映了现有经济资源的利用程度。当产出缺口为正时，实际产出高于潜在产出，经济处于扩张阶段；反之，经济处于收缩阶段；政府追求的稳定产出的目标是产出缺口为零，即实际产出等于潜在产出。对于潜在产出，经典经济学中将其定义为：在稳定的价格水平下，给定当时的技术水平，在劳动力实现充分就业时，一个国家充分利用资本和劳动力能实现的最大产出量。

很多国家的央行或政府经济部门都将产出缺口作为分析预测通胀压力的重要指标。如果出现正的产出缺口则通胀压力增大，政府将采取增税、减少政府开支的收缩性财政政策，央行将采取提高利率的紧缩性货币政策，抑制通胀；相反，央行和政府则应采取扩张性的财政政策，刺激经济。同时，从通货膨胀对产出的反作用来看，人们相信温和的通货膨胀有利于经济的成长，那么当通货膨胀率有所上升的时候，产出缺口就应该达到一个正值，经济表现出繁荣。

从另一个角度来看，低通胀、高增长一直是政府部门追求的两大目标，但是两者之间却存在着矛盾，需要政府在两者之间做出取舍，而从两者之间的关系来看，政府在不同时期对两者的关注程度应当是有所差别的。在经济繁荣时期，通胀率亦上升，政府应更多的来抑制通胀；反之，在经济低迷时，通胀率亦处于低水平，此时的政府则应更多地关注于刺激经济增长。

二、利用HP滤波计算潜在GDP

本文选取中国年度数据进行检验，样本区间为1989～2008年，共20个样本点。通货膨胀率选取居民消费价格指数CPI代替，CPI数据为环比年度数据，以上期为基期，上期数据为100，能够较好地反映通货膨胀的变动情况。产出水平用国内生产总值GDP表示，数据来源于国研网统计数据库。

大量的理论和经验分析表明，现实的产出没有一个确定性的时间趋势，它表现出随机行走过程，即单位根过程，这时使用消除趋势法。目前，较多的运用HP滤波法来计算潜在GDP，进而计算出产出缺口，用HP滤波计算潜在GDP如下：

设{Yt｝是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，{YtT｝是其中含有的趋势成分，{Ytc｝是其中包含的波动成分，则Yt=YtT+Ytc，t=1，2，..，T。计算HP滤波就是从{Yt｝中将{YtT｝分离出来。一般的，时间序列{Yt｝中不可观测的部分趋势常被定义为最小化问题的解：min{(Yt-YtT)2+λ[c(L)YtT]2｝。其中，c(L)是延迟算子多项式c(L)=(L-1-1)-(1-L)。

最小化问题用[c(L)YtT]来调整趋势的变化，并随着λ的增大而增大。HP滤波依赖于参数λ，该参数需要事先给定。一般经验取值，年度数据λ=100；季度数据λ=1，600；月度数据λ=14，400。本文用的是年度数据，因此λ取值为100。设{Yt｝为我国的年度GDP指标，利用HP滤波计算出来的YtT来表示潜在GDP，于是结果如图1所示。SER01表示的是真实GDP，HPTREND01表示的是潜在GDP。

三、通货膨胀和产出缺口的关系图形分析

GDP的波动要素{Ytc｝序列实际上在0上下波动，称为GDP缺口序列，它是一个绝对量的产出缺口。它的值即为真实GDP与潜在GDP之差。图2即为真实GDP与潜在GDP之差，也就是产出缺口，它在0上下波动。图中最大的向下趋势在1997年以后，1998年的实际产出低于潜在产出，即产出缺口由正值转为负值。反映出1997年亚洲金融危机对我国经济的影响，这种影响在相当长的时间得到延续，一直到2003年产出缺口才有所上升。2007年以后出现了较大的正的产出缺口。图3反映的是1989～2008年通货膨胀率的走势，通货膨胀率以CPI指数来代替。

(一)产出缺口和通货膨胀在方向上的一致性。与产出缺口的图形比较可以看出，通货膨胀和产出缺口存在正相关的关系，两者虽在波动程度上有差异，但是走势方向基本一致。

1997～2002年我国经济受到亚洲金融危机的冲击，经济增速放缓导致了通货膨胀的降低，实际上出现了通货紧缩的压力，从图形中可以看出1998～2000年CPI指数低于100，远远低于1994年的水平，与此同时，产出缺口也有一个下降，呈现了负的产出缺口。从2002年以后，通货膨胀率伴随经济回暖而上升，产出缺口也逐渐从负值走向正值。

以上的对比说明了这样的结论：若实际产出大于潜在产出，即产出缺口为正值，则经济中就会出现通货膨胀的压力，政策制定者则需要采取从紧的财政货币政策，防止经济的过热；反之，如果产出缺口为负值，经济增长放缓，则意味着通货膨胀压力减轻，追求经济的繁荣成为政策导向，政策制定者应当采取宽松的财政货币政策，拉动需求，防止有效需求不足带来的通货紧缩，以此来刺激经济的增长。

(二)通货膨胀对产出缺口反应程度上存在不确定性。从图中可以看出通货膨胀和产出缺口的图形波动程度上有差异，1989～2008年间，在1994年通胀率达到了顶点，但是产出缺口并没有出现最大限度的上升，而与此同时，在2008年产出缺口达到最大值的时候，通胀率也是远低于1994年的水平。由此可以看出，两者走势虽在方向上是一致的，但是影响程度上还是存在不确定因素。

通货膨胀对产出缺口反应程度的不确定性是探讨一国菲利普斯曲线中的通货膨胀与产出缺口替代关系稳定性的重要内容。它直接影响到央行对经济形势的判断，进而影响到一国经济决策的制定。产生不确定的原因在于，在通货膨胀对产出缺口的调整机制中，存在着影响通货膨胀对产出缺口做出调整的因素，并且在这些因素的共同作用下，就有可能使得通货膨胀对产出缺口的反应程度具有不确定性，进而会改变通货膨胀与产出缺口之间的替代关系，而中央银行也就无法利用这一替代关系，通过控制产出缺口预测和实现预定的通胀目标。

四、总结

本文利用HP滤波方法估计我国近年(1989～2008年)的产出缺口状况，并做出产出缺口与通货膨胀的折线图进行比对，发现经济过快发展是我国近年通货膨胀的主要原因。2007～2008年我国经济出现了一个过热的增长态势，使得宏观经济面临较大的通货膨胀压力，这也反映在了图中。2008年下半年以来，在全球金融危机的影响下，我国经济出现了较大的下行压力，通货膨胀率也出现了下降的趋势，此后，政府的刺激政策在保证经济稳步发展的同时，也使得通货膨胀有所反弹。这一点也表明了产出缺口和通货膨胀的正相关关系。同时我们发现，就我国目前的经济形势来看，中央银行还无法利用这层关系准确地调控经济。因此，政府应当努力转变经济增长方式，提高生产的科技含量，逐步淘汰落后产能，不断优化总需求的结构。在需求管理方面，提高政府政策透明度来稳定公众预期，从而避免出现较严重的通货膨胀。

参考文献：

[1]高铁梅.计量经济分析方法与建模[M].清华大学出版社，2009.

[2]郭庆旺，贾俊雪.中国潜在产出与产出缺口的估算[J].公共经济评论，2003.2.

[3]张红伟，毛前友.产出缺口与通货膨胀——基于中国的经验证据(1994-2005)[J].天府新论，2008.2.

[4]郭鹏辉，钱争鸣.潜在产出、产出缺口与通货膨胀率关系研究[J].统计与信息论坛，2009.4.

[5]张勇.论通货膨胀对产出缺口反应程度的不确定性[J].湖南科技学院学报，2007.5.

[6]陈华丽.警惕通货膨胀转向通货紧缩——基于产出缺口型菲利普斯曲线的中国实证研究[J].经济研究导刊，2009.10.

[7]贾德奎.基于产出缺口估计的通货膨胀压力测度研究[J].经济经纬，2009.4.

通货膨胀论文范文第10篇

（一）我国通货膨胀的原因及影响

通货膨胀就是因为货币的供给量大于其实际的需求量，致使货币贬值了。具体来讲，通货膨胀一般来说是指在纸币流通货币的背景条件下，因为货币的实际需求量小于货币的供给量，因此货币发生贬值，从而导致的在一定时间段内物价普遍而不断地上涨的现象。通货膨胀的实质就是社会总供给量小于社会总需求量，在当代的经济学中通货膨胀意指市场的整体物价持上升状态。我国过快的经济增长速度是导致我国通货膨胀的首要原因。下面具体说一下我国通货膨胀的原因：

第一，灾难多发，供求不平衡。

由于近几年来我国的自然灾害发生增多，自然灾害的发生必然会引起我国食品供应变得紧张，致使我国的物价上涨从而导致我国的通货膨胀。我国在2010年遭遇干旱和洪灾等多重的自然灾害，致使我国的粮食减产，但是国际上的农产品价格却继续上涨，这对我国的国内粮食价格产生了十分大的影响，也就间接的导致我国通货膨胀的严重。

第二，外国经济的影响。

因为在2007年之前我国的经济一直都处于过热、流动性过剩的状态，但是美国华尔街金融海啸爆发后我国就开始实施刺激经济政策，大量的发行货币，导致货币量发行的太多，从理论上严重的超过GDP值，甚至多到两倍。在市场上流动的货币量偏多，然而当货币供应偏多的时候物价自然就会上涨。

第三，我国政策的调整。

从2010年来我国政府又进行了一些政策的调整，例如各方面的价格调整，我国把电、水、天然气的价格都有所上涨，因此这些着价格的上涨也就加剧了我国的通货膨胀。

第四，市场经济的不规范，价格上涨。

我国的市场经济虽然有了很大的发展，但是仍然不太规范，例如在中央政府对房地产进行调控后，社会上从楼市退出后的很多游资开始严重炒作农产品。在现如今过大的流动性的情况下，保值资本、增值投资的需求也就造成我国的通货膨胀。还有就是我国国内的一些生产要素产品的价格有所上升，例如工业产业的原材料、燃料以及动力的购进价格都有所上涨，成本因素致使物价上涨最终也会促进通货膨胀。

第五，美国一系列政策的影响。

在2010年11月初，美国宣布采用新一轮的量化宽松政策，其释放的流动性导致我国的进口农产品、大宗的商品以及原材料等价格不断上涨，例如我国原油价格的上涨，并且这种流动性也传到我国，致使我国2010年10月的CPI增长速度超过了预期。我国的经济还处于发展时期，这次的通货膨胀必然会给我国经济造成很大的影响，这次通货膨胀的具体影响主要有：第一就是通货膨胀会限制劳动生产率的提高因此降低了我国在国际上的竞争力。虽然我国经济已经属于外延型经济的一种，但是技术含量仍然不高，价格低廉是我国在国际上获得微薄利润的主要方式。通货膨胀会使我国经济在国际分工中长期处于较低位置，甚至可能使我国在国际市场的竞争中位于劣势地位。由此一来我国的剩余劳动力量必然会很大，因此国家的负担也被加重。第二就是通货膨胀会使投资和消费的不确定性巨大。在通货膨胀的背景下，某种物品的价格上涨，不一定是因为市场需求量的上涨，然而是由于此种物品的生产者对投机的冲动，或者是由于消费者的盲目进行消费，对价格的上涨产生恐慌，从而形成抢购之风。第三就是通货膨胀会使我国本来就不平等的收入分配结构有所加剧，从而进一步影响我国人民的生活。低收入的民众只有工资唯一的收入，然而工资的上涨幅度却远远比不上物价的上涨幅度，价格水平上升，因此实际购买力却下降，生活水平有所下降也是必然的了。

（二）我国的CPI数据

据国家统计局消息，7月居民消费价格(CPI)同比上涨3.3%，涨幅创08年10月以来新高，其中居住价格同比上涨4.8%（剔除房价因素）；7月份工业品出厂价格(PPI)同比上涨4.8%，比上月下降1.6个百分点。1-7月份，城镇固定资产投资119866亿元，同比增长24.9%，比上半年回落0.6个百分点。其中，国有及国有控股投资49490亿元，增长20.1%；房地产开发投资23865亿元，增长37.2%。

二、实证研究的背景及内容安排、方法

（一）实证研究背景——我国国内目前的研究现状

在我国，从对货币政策的研究进行展开是对资产价格和货币政策之间关系研究主要内容。

从2008年底开始，我国采取的货币政策已经有所转向，由以前比较稳健的货币政策转向还未完全宽松的货币政策。但是到现在为止，伴随着大量的投放货币，我国的物价上升指数也呈现了大幅度的，从而增加了通货膨胀发生的可能。虽然全球经济对金融危机的影响有所走出，我国经济也呈现出缓慢的稳定下来，但是我国的消费需求的反弹却比较的明显。在当前的情况下，这种反弹很可能导致我国物价水平再次走高，从而没办法避免通货膨胀的出现。除此之外，国外商品的上涨，我国的外贸又将呈现大量的盈余，这样的贸易盈余必然会导致我国外汇储备量大幅度的上升，但是宽松的货币政策又是必须建立在利率低的基础上，从而强大的消费需求导致通货膨胀。

（二）内容及思路

1、研究思路与方法

本文以资产为主要的研究对象，但是本文只包含金融资产里的股票。其资产价格就是以股票价格作为代表。此文章采取的研究方法以及研究的思路都是遵循从局部到整体的规则，也就是从资产价格和货币政策的各角度再到宏观的经济模型这样的的实证研究的方法及思路，然而建立起来了一般性资产价格和货币政策的分析框架，最后得出研究结论，并且其结论具有一定普遍性。

2、本文的结构安排

文章主要是进行分析资产价格和货币政策之间关系理论，针对设立的的问题采取定量分析，其结果就是：资产价格的波动可以对货币政策发生影响，不单单影响到货币政策的传导机制，还会对货币政策的有效性产生影响。其次就是建立以理论分析为基础的资产价格和货币政策之间关系的理论模型。然后就是以资产价格和货币政策之间关系理论模型的基础上建立VAR模型以及VECM模型，先是对资产价格与货币政策最终目标、货币供应量与利率进行实证分析，再从整体上建立相关的模型进行一系列的实证分析以及检验，并对进行实证分析的一系列问题给予定性回答，得到的基本结论就是：与资产价格的波动有长期的协整关系的是经济的增长、物价的变动、货币的供给量还有实际的利率等因素。最后在文章的结论中提出对中央银行采取货币政策的时候，是否应该把资产价格也作为考虑因素之中，是否也应该对资产价格有所关注，以及如何将资产价格放入货币政策中等这一系列的中心论题也都初步的进行了探讨，采用定量和定性相互结合的角度回答了上述的问题做了系统的回答，从而也得出了一整套有关联的实证研究结果，并提出政策建议，指明未来的研究方向。

3、文章的观念

在对资产价格和货币政策之间关系进行研究时，站在中央银行的位置来看，从根本上来看，很有回答需要的一个问题即对于资产价格的波动中央银行是否应当做出反应、关注资产价格。如何能很好的回答这个问题，第一就是要对以下有联系的问题进行回答：为什么资产价格会发生波动；怎样区别资产价格的波动还是资产价格的泡沫；对于资产价格波动采取的货币政策的是什么含义；对于货币政策关注资产价格是否应该；对于资产价格的波动货币政策应该做出何反应；货币政策的传导是如何被资产价格影响的；货币政策的有效性是如何被资产价格给影响到的；资产价格的这种波动和货币政策的目标是有怎样的内在联系的，以及对货币政策的目标有何影响，影响的方向是怎样的以及影响的程度有多深等等。

三、实证研究的理论分析

（一）金融资产价格与资产泡沫

在经济生活中股票就是一类权益型的资产，在其中是有着十分的重要作用的，甚至在一些发达的国家中，它们股票市场的市值已经超过了本国GDP的100％。在2007年，我国股票市场的总市值就已经上升到了我国GDP的100％左右了。资产价格膨胀可以说是一个全球性的问题了，尤其是股票资产的价格膨胀更甚。从20世纪90年代开始股票市场在全球上就呈现不断上升的趋势，致使各个主要的工业国家度受益很深，但是除了日本之外，与此同时从传统观念上对股票价格和通货膨胀之间的关系的理论认识，也导致各国货币当局对通货膨胀的发生时时刻刻担心着。但是与理论相反的是，在现实中大部分的国家都是在价格水平保持在较低的状态下，资产价格才出现了快速而急剧的膨胀。但是资产价格泡沫发生破裂，又沉重的打击了实际经济以及金融体系的稳定状态。

从1995年开始美国的股票市场就出现开始上身的趋势，关注股票价格波动能对实际的经济造成多大以及何等程度的的影响就一直是美国联储主席格林斯潘的重要工作，而且还要进行一系列的行动，其中包含政策利率的调整，目的在于保持经济的稳定。其中最主要的问题就是股票价格泡沫是否也应该被列为资产货币政策应当应对的问题及其怎样可以正确的应对。从传统的理论认识观念上对资本市场的功能认识为利用直接的融资方式对资金资源的配置高效率地进行，进行公司模式的治理则是股份制形式为其提供的一种有效模式。因为缺乏足够的对股票市场以及实体经济的影响的充足认识，在货币政策中没有重视股票资产价格的作用，而是更多的关注了货币政策本身的一般价格的水平，也没有更加考虑对股票价格的变动，从而也就对资本市场这一因素有所忽视了，中央银行的货币政策的有效性也就有所降低了。不过在当今，越来越多的国家已经逐渐认识到了，尤其是以市场为主的金融体制的国家，例如美国。因为提升公司资本的主要方式就是资本市场，因此消费、投资还有金融体系的稳定性都受到股票资产价格的变动的重要影响，由此可以肯定的是货币政策是绝对应该考虑到证券资产价格的变动。对于我国的情况而言，虽然中国人民银行仍以一般价格水平做为政策目标，主要手段是采取对货币的供应量进行控制来作为货币政策的操作手段，不过近几年来也声称要对股票市场的价格有所关注，并且也重视资本市场的作用。

(二)金融资产价格波动的货币政策含义

1、质疑传统货币政策能否对资产价格的过度波动起作用

在传统货币政策的传导机制中是以商业银行视为主导为基础的金融体系，货币政策传导的主要机制是银行信贷的成本以及资金的供求。因为证券市场的发展相当迅速，所以证劵市场已经是执行货币政策效果好坏的重要影响变量，资产价格的汇集方式对货币政策的传导机制的作用也是越来越大的，因此货币政策的传导机制也越来越复杂化。这种复杂性的体现主要有以下的内容：第一就是金融结构的改变，致使货币政策的一个重要的传导渠道就是资本市场；第二就是资本市场已经有所发展，致使它对货币政策的作用的重要性也产生了很大的变化；第三就是由于资本市场的发展也使货币政策的传导链条变得更加复杂化了；第四就是货币政策产生作用的范围也在资本市场的发展作用下拓宽了许多，致使货币政策能够影响到的对象多种多样了，更加复杂的进行实施，在当今实行的货币政策，其中间目标的效力也有所减退了，因此也导致了货币政策的有效性被削弱了。由此显示出，货币政策对金融市场的深化及其资本市场的发展的挑战，在金融体制的转轨过程中也成为货币政策没有办法逃避的实际问题。资本市场的发展也导致了货币流通的速度以及货币的供应量也是非稳定的了，建立的货币供给模型具有稳定性，央行也是很难及时做出的，因此随着资本市场的深化发展，货币供应量目标也不再具有有效性了，并且对货币政策也已经提出了严肃的挑战。

2、理论分析金融资产价格波动对货币政策的冲击

首先，理论分析资产价格的波动对货币需求的影响。根据费雪方程式，货币数量公式表达为：MV=PQ在这个公式中，M表示的是货币供应量，V表示的是货币流通的速度，Q表示的是一个国家当年所有最终产品的数量，P表示的是总价格的水平。因为在这个经济系统中，只存在商品市场和货币市场两极，由此可以看出费雪方程式是一个两市场货币数量的公式。在资本市场存在的条件下，货币运行的空间不仅存在于实体经济体系，相当数量的货币也同时存在于资本市场体系中，因此，货币数量公式可以表达为：MV=PQ+P*Q*式中，P*代表为金融产品价格，一般情况下是可以用证券价格来代替的。Q*代表的是金融产品的数量，证券的交易量是可以对其进行代替的。P*Q*表示的是证券市场所需的货币流通量。PQ就是商品市场所需的货币流通量也就是实体经济的货币流通量，MV表示的是货币流通的总量。上述的公式表达的就是三市场的货币数量公式。从公式中可以看出，货币流通的总量不但单单是决定于实际经济的运行状况，也要受到证券市场的影响。

3、资产价格的波动对货币乘数和货币流通速度的冲击

虚拟经济使货币乘数加大。根据乔顿货币乘数模型，货币乘数由以下四个因素决定：m=(1+k)／[r(1+f+g)+k]。其中k表示的是现金的漏损率，r表示的是法定存款准备金率，t表示的是定期存款与活期存款的比率，g表示的是政府存款比率。伴随经济的货币化程度也有所提高，股票的巨大存量以及股票价格的波动过大也就致使货币乘数的内生性更加增强了。因为在任何时刻的货币供应量，都能够视为基础货币和货币乘数这两类集合变量的乘积，所以，在中央银行提供的基础货币已经确定时，货币乘数就是相当重要的具有关键性作用的变量。而通货比率、定期存款比率、法定存款准备金和银行超额准备是对货币乘数有着决定性作用的因素，因此虚拟经济也致使这四个因素都产生了不同的变化程度：(1)通货一—存款比率有所降低；(2)定期存款比率发生变化；(3)法定存款准备金率的实际上缴率有所下降；（4)银行超额储备有所下降；

（三）货币政策对金融资产价格的影响

货币政策对资产价格的影响有直接影响也有间接影响。直接影响就是指货币政策的变化是用改变金融市场上的各种金融工具的相对价格，从而影响资金的流向，最后对资产价格产生影响的方式；间接影响就是指货币政策的变化对实质经济的增长产生影响，也就是股票市场的“基本面’产生影响，进而对资产价格产生影响。

1、直接影响

如果把普通股票看成是一种定期向投资者派发收益的资产，则股票价值可以用期望股利的折现值来表示1171，即。其中，Po代表为每股艘票的当期价格；Do代表为当期股利水平；gt表示为t时刻股利期望增长率，期望折现率包含无风险收益率和风险溢价。投资者愿以与等值的价格购买股票。所以决定股票价格的因素有三个：股利水平与增长率、无风险收益率、风险溢价。货币供应量正相关于股利水平和增长率，但负相关于无风险收益率和风险溢价。因此股价的一般水平正相关于货币的供应量。

2、间接影响

首先，货币政策可以通过对利率的影响从而影响股票价格。影响股票市场价格的重要因素之一就是利率，它的改变就会导致股票价格的反向变动，依据的机理为：(1)公司的融资成本受利率水平的影响，进而对公司的股票价格产生影响。(2)在资本市场里，资金的供求也受利率水平的影响。(3)利率是投资者对于折现股票的未来收益以及评估股票的价格也是以利率作为依据的。其次，货币政策借用通货膨胀从而影响股票价格。因为货币政策也是决定通货膨胀的一个重要因素，它通过影响通货膨胀率进而对股东的期望收益率产生影响。股价也是随着期望收益率的变动而变化的。一般情况下通货膨胀影响股票价格主要有三个方面：第一，企业成本及其收益都会受到通货膨胀的影响，从而影响到企业的利润；第二，投资预期回报也会受到通货膨胀的影响；第三，资金成本也是会受到通货膨胀的影响，因为物价正相关于持币成本，也就是在确定的基准利率状态下，持币成本随着通货膨胀的变化而变化的，此时人们对股市的投资也产生更高的兴趣。

通货膨胀论文范文第11篇

【论文摘要】进入2007年以来，我国通货膨胀有愈演愈烈的趋势。在这种情况下，投资者如何保持手上货币的绝对购买力成了一件大事。作者对当前我国形成通货膨胀的原因进行了深入分析，并在此基础上简要地提出了相应的策略观点。

一、对通货膨胀的分析

1、通货膨胀的定义及其分析

西方经济学家对通货膨胀的定义，大体上可分为“货币派”和“物价派”。“货币派”认为通货膨胀是物价的普通上升，而且这种上升是由于货币过度供应引起的。“过度的货币追逐相对不足的商品和劳务”。“物价派”主张用一般物价水平或总价格水平的上升来定义通货膨胀。凯恩斯在其著作《就业、利息与货币通论》中指出当达到充分就业后，货币供给的增加而引起的有效需求的增加已没有增加产量和就业的作用，物价便随货币供给的增加作同比例的上涨。

两派分歧的实质在于对物价上升原因的解释。我们可以借助这样一个“模型”来理解货币和物价之间的变动关系：假设市场是一个天平，货币是天平的左边，物价是天平的右边。当市场上货币量超出实际需要货币量时，大量的货币追逐一定的物品，物价就会上升；当市场上货币量一定时，由于物品供给的减少，也会使物价上升。实际上，我们可以做这样的一种区分，前一种情况下，是货币的绝对过剩，这种情况引起的通货膨胀我们称之为绝对通货膨胀。后一种情况下，是货币的相对过剩，这种情况引起的通货膨胀我们称之为相对通货膨胀。

2、当前我国通货膨胀的成因分析

结合上面的分析，我们从货币和物价两个方面去探索当前我国通货膨胀的原因。

（1）货币流动性泛滥。2006年以来，货币流动性过剩状况越来越严重，究其原因，主要有以下几个方面。①内外经济失衡。长期以来，由于种种原因以及中国人消费观念的原因，在拉动经济发展的三驾马车当中，内需一直是不足的。我国经济的高速发展，一直是靠大量的基础投资和迅猛增长的进出口贸易。在我国强制结售汇体制下，贸易顺差的不断增长意味着外汇储备的不断增长，并且累积下来导致了截至到今年6月底，我国外汇余额为13326亿美元，同比增长41.6%。今年前6个月，累计对外贸易顺差达到1125亿美元，比上年同期增长83.1%。庞大的外汇占款迫使央行不断地向市场投放基础货币，经过货币乘数作用之后，市面上创造出大量的可流通的存款货币，从而导致货币供给增多，流动性过剩。②收入分配问题。中国社会科学院金融研究所利用1992～2003年的资金流量表，分解出我国居民、企业和政府部门的储蓄率变化，分析结果表明，这些年间，特别是2000年以后，中国国民储蓄率的上升主要归因于政府部门和企业部门储蓄率，而居民储蓄率则是相对下降的。这意味着，推动中国储蓄率居高不下的不是个人，而是政府和企业，尤其是政府。随着国民经济的高速发展，政府收入已经连续数年以远高于国民经济增长率的速度在增长。税收增加的同时，政府的福利开支却出现了相对下降。政府没有在利用再分配机制去改善全社会收入分配机构方面发挥积极的正面作用，而是更多地用于投资。地方政府为追求政绩，投资的冲动很大。

（2）物价水平持续上升。当前我国物价水平不断上升，有着国际国内两个方面的影响。①国际方面的影响。自2005年中期以来，全球大宗商品市场走出了一波快速上升的牛市。

中国、印度等新兴国家需求大增，导致矿产资源供给吃紧。以铜为代表，有效突破3000美元/吨的历史高价后，更是在随后近一年的时间内创下8825美元/吨的天价。由于战争、限产等原因，石油价格也持续走高，一度达到80美元/桶的高价，高盛等美国著名投行甚至预测在不久的将来，油价会突破100美元/桶的大关。气候变化、自然灾害和生物能源替代政策等使得国际粮食减产，面对没有减少的需求，国际粮价也持续走高。种种原因造成的基础原材料价格的上涨，再通过进口成本传递到国内市场，引起同类产品的价格不断攀升。②国内方面的影响。定价权缺失是导致国内粮食价格上涨的主要原因。长期以来，我国农副产品在价格上没有主导权，一来有国家限价，二来本身进入门槛较低，秩序混乱。农副产品价格每上涨1个点，其结果是农资产品上涨几个点。绝对来看，好像价格上涨了，农民增收了，其实是由于成本上升速度快于收入增加速度，所以反而是辛苦了一年，回头一算，并没有获得相应的回报。在这种情况下，就造成两种局面：产品生产成本是决定产品价格水平的内在因素，粮食生产成本的持续上涨成为粮食价格上升的内在动力；农民开始考虑农业生产的比较效益，不再固守自己的一亩三分地，进城务工，农田抛荒比例明显增大，从而造成粮食连年减产，导致产不足需。

总体来说，目前我国的通货膨胀情况表现为稳定的、缓慢的上涨，即温和的通货膨胀。这种温和的通货膨胀在实际生活中，又区分为两种表现：一是在实物资产方面，表现为货币的相对过剩；二是在金融资产方面，表现为绝对过剩。因而在投资策略上也要分别对待。

二、通货膨胀对投资的直接影响及其策略

通货膨胀对投资的直接影响又可以视为通货膨胀带来的投资机会。这种投资机会分布在实物资产投资和金融资产投资上。由上文的分析可知，实物资产方面主要是实物资产供给不足，金融资产方面主要是追逐金融资产的货币太多。可以针对这两种情况分别采取不同的投资策略。

1、实物资产的投资策略

认清了上涨的本质在于供给不足之后，有助于我们制定明确的投资策略。

以铜为例。1992年以来，我国铜消费量激增，年均增长率15.16%。2002年消费量414.04万吨，占世界铜消费量1495.65万吨的27.68%（四分之一多）。已经超过美国（237.24万吨）、日本（116.39万吨）和德国（106.34万吨），居世界第一位。

建国以来我国矿山共生产铜1113.94万吨，1999～2002年矿山产量在52万吨～59万吨之间徘徊，加上国内每年回收30多万吨废铜，国内原料生产的铜的供应量约85万吨～90万吨/年。以2000年的消费量239.5万吨为基数，假设从2000年到2020年间，我国铜年均消费增长率为10.0%，2010年的届时需求量约410万吨，2020年约665万吨，20年间累计需求量为8710万吨。2010年国内原料生产的铜，只能满足需求的20.49%，2020年为13.53%，供应严重不足，矛盾日趋扩大。像铜等矿产资源，煤、石油等一次性能源产品，生产投资周期长，可替代性差，如果发生短缺的现象，在短期内是难以改变的。它们的价格上涨具有持续性，就算因此而导致成本推动型的通货膨胀，政府和企业也只能接受而不可能违反市场经济规律，采取强硬措施。因而对于此类的实物资产投资，可以买入并长期持有至市场基本面发生改变为止。而像大米、猪肉等粮食，玉米、棉花等农产品，增加供给是一件不算很难的事情，因而，假如要对它们进行投资，只能是看准时机，快进快出，获得市场波动的价格差。

2、金融资产的投资策略

在当前的通货膨胀下，由于我国的低利率政策，实际上大家手头上的货币是不断贬值的。因而，不管是对于普通老百姓，还是高收入家庭，保值增值成为了大家的一致共识。

从资金层面实现保值升值的途径无非是储蓄、住房、证券、保险、外汇。目前储蓄率持续低于CPI指数，人民币一直处于升值的预期当中，因而储蓄、外汇基本上不会成为大家的投资选择，无法满足人们的需求；保险只是备万一之需，解决意外情况。在这种情况下，资金大量涌入住房和证券是理所当然的事情。特别是在住房受到了政策打压而且高企的房价超出了老百姓承受范围的情况下，面对火爆的股市，储蓄进行搬家便成为普通老百姓唯一的途径，股市的“疯狂”也就变得可以理解了。

根据行为金融学的解释，这种预期一旦形成，这将是一个过程，不会是短暂的结束。人与人、货币与资产之间的博弈生生不息的进行下去，直到预期改变为止。这场博弈在当前，主要表现为房价的高企并顽强上涨，股市的火爆并不断创出新高。在实际情况中，尽管房产价格高到超出大多数人的承受能力之上，供过于求（相对而言，大多数人买不起房，有效需求不足），股票价格远高于其内在价值，资产证券化率达到了100％以上，市盈率偏高（高出成熟市场一倍以上），但是，更应该清醒地认识到，这场博弈才刚开始，或者说是才开始不久，更精彩的在后面，后面还有充足的时间和巨大的空间。

但我们还是要明确一点，这场博弈的起点是大家的保值增值预期。如何保值增值呢？只有在经济的发展过程中，分享国民经济的成果才行，做到这一点，惟有投资国民经济的中流砥柱——蓝筹股才能实现。因此，博弈的重点是有价值的蓝筹股，而不是大多数人所喜爱但不适用的垃圾股。

地产也是一个较好的选择，但其牵涉面较广，又时刻会遭遇政府的大棒，作为投资对象来说，谨慎乐观对待为宜。

三、通货膨胀对投资的间接影响及其策略

通货膨胀是一把双刃剑，温和的通货膨胀有利于经济的增长，但超出一定程度后的通货膨胀会对经济造成严重的破坏，因而在对待通货膨胀的问题上，国家一直保持比较艺术的态度。既能容忍一定程度的通货膨胀，又会采取一定的措施防止通货膨胀的进一步恶化。当前我国的通货膨胀就有进一步发展至恶化的趋势，通货膨胀对投资的间接影响就是要规避政府出台措施治理通货膨胀而带来的不利于投资的因素，同时发掘伴随之的新的投资机会。

对于实物资产领域对通货膨胀的贡献来说，治理起来相对简单，说白了就是要增加供给，比如现在的加大生猪繁殖，保障猪肉供应。而金融资产方面，很多变量不易统计，而且政策还有滞后效应，因而，调控的重点自然就在金融资产构成的通货膨胀方面。

这方面，调控的核心指导思想就是缓解和疏通流动性泛滥问题，政府已经采取加息、QDII、发行特别国债和人民币升值等措施，但这相对于当前的状况来讲，还是远远不够的。循着上述提到的核心指导思想，在接下来的时间里，结合国民经济的发展状况，政府有可能推出以下措施（包括但不限于）。

1、多次调整利率水平，最终使得实际利率为正并保持一定的正值

2、利用财政政策（减税、提高公共消费支出）改善国民收入分配结构，刺激居民消费

3、加大农业直补力度，保障农民收入

4、加大大盘股（央企为主要代表）发行力度，扩大市场容量

5、放开黄金交易，增加投资渠道

通货膨胀论文范文第12篇

(一)劳动力流动和通货膨胀发展中国家经济在整体上存在二元结构，可划分为农业部门和现代工业部门。农业部门存在大量剩余劳动力，其边际产出基本为零，该部门的劳动者获得生存收入，农业部门产出占总产出的比例很小。现代工业部门是经济增长的主要来源，假设其情形与Gali等［4］模型一致。随着经济的发展，劳动力由农业部门向现代工业部门转移，且劳动无限供给。二元经济结构是发展中国家最根本特征，经济发展的过程就是二元经济向一元经济转变的过程，伴随该过程的是劳动力从农业部门向现代工业部门的流动。研究发展中国家的宏观经济变量关系问题，必须考虑二元经济结构这个关键特征，而劳动力流动速度是反映该特征的核心变量。劳动力流动速度主要通过两条途径影响价格水平:其一，劳动力流动速度变化会导致工业部门工资率变化，进而通过总供给而影响价格水平。根据二元经济结构理论，劳动力流动的主要驱动力是两部门收入存在的差别。劳动力流动速度越快，需求水平的增长速度也越快，两者成同方向变化。这使得价格水平出现上涨压力。由此可知，劳动力流动速度越快，工业部门工资水平增长率越快，经由供给使得通货膨胀出现上涨压力;同时，需求水平快速提高，也促使通货膨胀出现上涨。

(二)混合NKPCGali等［4］扩展了关于厂商定价行为的假设。假设垄断竞争厂商存在两种定价行为，一是前向型定价，即基准模型中的定价方式。二是后向型定价，即一部分厂商根据以前时期的价格来设定价格。这里假定比例为1－ω的厂商采取前向型定价，比例为ω的厂商采用后向型定价。

(三)二元经济结构的混合NKPC由于，实际边际成本与产出缺口存在近似线性关系:

二、实证检验

(一)计量模型依据(17)式，可以构建相应的计量模型:上面计量模型中包含通胀预期项πt+1，该项的数值显然会受到随机干扰项的影响，即解释变量与随机干扰项相关，采用最小二乘法估计参数值不是有效的，故采用GMM估计方法。GMM方法不要求扰动项的准确分布信息，允许随机扰动项存在异方差和序列相关，是一个稳健估计量。GMM估计方法的基本思想是选择最小距离的估计量，通过设定矩条件估计得出参数值，该方法是估计前瞻性计量模型参数的有效方法，且本文模型的数据样本数量为89，可以满足其样本数量要求。GMM估计方法的重要问题是工具变量的选择。工具变量的选择应满足两个条件:(1)工具变量与其替代的解释变量高度相关;(2)工具变量与随即扰动项不相关。本文的计量模型所使用的数据均为时间序列数据，按照常用的工具变量的选择方法，采用解释变量或被解释变量的滞后值作为工具变量。选择的工具变量数不小于被估计参数的个数，以保证GMM估计量可识别，常数项会被自动加到工具变量中。

(二)数据说明①本文选取1992年第1季度到2014年第1季度期间的季度数据为样本。自1978年以来，中国经济结构经历了由计划经济向社会主义市场经济的变革。1992年以前，中国经济处于变革的前期，整体上仍具有明显的计划经济特征，1992年至2014年期间，经济结构更接近于本文模型的假设情形。此外，年度数据的时间跨度过长，月度数据变化又过快，所以本文选用季度数据，这也是进行菲利普斯曲线模型经验研究的惯例。模型中涉及的变量有五个:通货膨胀率为被解释变量，产出缺口、通胀预期、通胀惯性(滞后一期通胀率)、劳动力流动速度缺口为解释变量。(1)通货膨胀率和通胀惯性:采用居民消费价格指数(CPI)环比。季度CPI环比指数为季度内三个月CPI指数乘积。(2)产出缺口:产出缺口以实际产出偏离潜在产出的百分比来表示，即yt=(Yt－Y*t)Y*t，Yt为t期的实际产出，Y*t为t期的潜在产出，实际产出=名义GDP/GDP平减指数。采用H－P滤波方法(λ取1600)将实际产出分解为趋势部分Tt和周期部分Ct，即Yt=Tt+Ct，趋势部分即潜在产出，产出缺口由CtTt给出。(3)通胀预期:目前通胀预期数据的估算方法主要有:一是调查数据方法。研究人员通过设计调查问卷直接收集消费者对未来物价水平走势的看法，然后把这些对通胀趋势的定性估计进行量化，转化为可以使用的定量数据，如Roberts(1995)和文献［14］。而这种方法获得的数据的可靠性很难令人信服。二是采用适用性预期。常用的处理方式是以滞后若干期通胀的加权平均作为通胀预期的变量，即πet=(1－θ)∑∞j=0θjπt－j，其中θ∈(0，1)。该方法的使用以持续稳定的货币政策为前提。三是采用理性预期。该方法以t+1期通胀的实际值作为通胀预期，即Etπt+1=πt+1+ηt+1，ηt+1为理性预期误差。此外，还有以对实际利率的预测替代对通胀预期的预测，如利用金融市场上有价证券名义利率与实际利率的差别来估计通胀预期，如Fasolo和Portugal(2004)。云航等［21］将状态空间模型和Hamilton(1989)的Markov区制转移模型结合起来，在实际通货膨胀率和实际经济增长率的整体系统下估算了通胀预期。该方法建立在分析通胀预期形成的基础上，是一种更为接近预期形成现实的方法，本文借鉴该方法估算通胀预期数值。(4)劳动力流动速度缺口:该变量指劳动力流动速度偏离稳态流动速度的百分比，vt=(Vt－V*t)V*t，Vt为劳动力流动速度，以非农产业(第二、三产业)就业在总就业(第一、二、三产业)中的占比来度量，V*t是劳动力流动速度稳态值。同样采用H-P滤波方法(λ取1600)，分离出稳态值，进而计算出该缺口。

(三)参数估计过程和结果分析1．单位根检验本文采用的是时间序列的宏观经济数据，为避免数据不稳定而导致计量模型参数估计出现偏差和伪回归，先对相关数据进行平稳性检验。单位根检验结果见表1。本文对变量yt、πt、Etπt+1和vt分别进行ADF、PP、DF-GLS检验，结果显示yt、πt和vt在5%的显著水平下，拒绝原假设H0:存在单位根。而Etπt+1不能通过稳定性检验，为非稳定序列。进一步对Etπt+1的一阶差分进行单位根检验，其ADF、PP、DF-GLS检验统计量分别为－5．513735、－5．623668和－5．550893，通过5%的显著水平的平稳性检验。Etπt+1的一阶差分为平稳过程，是一阶单整，即I(1)。2．四组工具变量检验根据计量模型，本文为内生变量Etπt+1选取的工具变量主要涉及通货膨胀、产出缺口和通胀预期的滞后期。采用GMM估计方法，工具变量的选择较为敏感，工具变量集的微小变化可能导致估计参数的显著变动。为了增强检验结果的信服力，本文选取四组工具变量进行检验。从表2可以看出参数估计值的变化范围及其稳健程度。λ3估计值的变化范围是0．40～0．45，λ1估计值的变化范围是0．33～0．40，λ4估计值的变化范围是0．18～0．20，λ2估计值的变化范围是0．0001～0．0009，这四个参数的估计值均表现出良好的稳健性，其估计值较为稳定，说明使用这四个变量作为通货膨胀的解释变量是适当的。通过对估计参数数值的比较，可以看出各个解释变量对通货膨胀的影响在程度上的差异，滞后一期通货膨胀的影响效果最大，其次是产出缺口和劳动力流动速度缺口，而通胀预期的估计参数相对很小，基本上不会产生效果。常数项的估计值变化范围很小，其绝对值小于0．04，说明截距点距离原点很近。相对于其他估计四组工具变量集的估计结果基本保持一致，说明GMM的估计结果是稳健有效的。

三、结论

通货膨胀论文范文第13篇

假设变量yt能够在t－1到t的时间区间(如每季度)内观测到一次，另外一个变量x(m)t在同样的时间区间内能够观测到m次(如每天或者m=66)。我们对yt与x(m)t之间的动态关系感兴趣，或者说，我们想将回归方程左边的变量yt投射到右边变量x(m)t及其滞后观测值的历史序列x(m)(t－j)/m当中。x(m)(t－j)/m的上标m表示较高的采样频率，其精确的滞后时间表达为单位区间t－1到t之间一个分数。简单的MIDAS回归模型我们称式(2)为指数Almon滞后项。权重函数B(k;θ)的形式灵活多变，仅使用少数几个参数呈现各种形状。Ghysels等［2］使用了两个参数值的Almon滞后项，即T=2或者θ=［θ1，θ2］。从两个参数的指数Almon权重函数在不同的参数值下的灵活形态可以看出，即使只有两个参数，指数Almon权重函数的形态也是十分丰富的。需要指出的是，权重函数递减的速度决定了式(1)当中滞后项的个数，且由于参数是利用实际数据估计出来的，一旦B(k;θ)的形式确定，滞后项长度的选择纯粹是由数据驱动的。我们称式(3)为β权重函数，因该式与β权重函数关系密切。与指数Almon权重函数一样，β权重函数可以呈现许多不同的形态。我们仅介绍了MIDAS多项式的两种基本表达式，随着该领域研究成果的增多，许多新的MIDAS多项式被介绍到对混频数据的研究当中。本文将通过在Matlab中编程从实际数据中估计出MIDAS权重多项式的参数值。

二、数据与参数估计

我们使用混合频率(每日及每季度)的数据集，①目的是利用每日股票收益率预测季度产出增长率及通货膨胀率。本文使用(最优频域滤波器)过滤过的及原始的道琼斯工业指数(DJI)日收益率来预测美国产出增长率和通货膨胀率。我们选取的时间区间为1951年1月1日至2010年12月31日。我们选择了三对样本内回归区间及样本外预测区间，分别为:(1)样本内回归区间:1951年第1季度至2008年第4季度;样本外预测区间:2009年第1季度至2010年第4季度。(2)样本内回归区间:1951年第1季度至2006年第4季度;样本外预测区间:2007年第1季度至2010年第4季度。(3)样本内回归区间:1951年第1季度至2004年第4季度;样本外预测区间:2005年第1季度至2010年第4季度。每个预测区间的均方预测误差(MSFE)都被计算以方便不同预测模型之间的比较。类似地，我们采用同样的方法预测新加坡产出增长率和通货膨胀率。所采用的日股票收益数据为1986年1月1日至2010年12月31日的海峡时报指数(STI)，我们同样选择了三对样本内回归区间及样本外预测区间:(1)样本内回归区间:1986年第1季度至2008年第4季度;样本外预测区间:2009年第1季度至2010年第4季度。(2)样本内回归区间:1986年第1季度至2006年第4季度;样本外预测区间:2007年第1季度至2010年第4季度。(3)样本内回归区间:1986年第1季度至2004年第4季度;样本外预测区间:2005年第1季度至2010年第4季度。1.频域滤波器Ouliaris和Corbae［14］提出了一种新的频域滤波器(简称为FDF)，该滤波器可以提取水平时间序列中的周期性成分，并且能够轻松地处理时间序列的随机及确定性趋势(对平稳序列显然)。通过一系列的蒙特卡罗实验，利用数据生成过程如美国实际产出增长率，发现该频域滤波器相比流行的时域滤波器(HP滤波器及BK滤波器)，其均方预测误差要低得多。此外，Ou-liaris和Corbae［14］建议的频域滤波器相比Mari-anne和Robert［15］以及Hodrick和Prescott［16］分别提出的BK滤波器和HP滤波器有一个重要优势，就是它只需要我们设定一个商业周期的区间，而不需要设定任何参数。以本文为例，我们提取了6—32季度(即1.5—8.0年)区间的产出成分，或者等价地，395.0—2088.5天区间的每日股票收益成分。2.参数估计MIDAS方法关键的一步在于估计MIDAS权重函数式(2)及式(3)当中参数(θ1，θ2)的值。参数(θ1，θ2)不仅决定了MIDAS权重函数的形状，而且同样决定了式(1)中所包含的滞后项数目的多少。本文试图从“预测”(Forecasting)及“实时预报”(Nowcasting)两种情境下分别估计(θ1，θ2)。限于篇幅，我们仅使用如下包含指数Almon权重函数的AR－MIDAS回归方程。将表1中所得到的参数估计值代入Almon权重函数，就能得到在“实时预报”情境下Almon权重与滞后日之间的关系。类似地，在“预测”情境下，我们利用式(5)AR－MIDAS模型得出参数值(β0，β1，β2)及(θ1，θ2)估计值，如表2所示。

三、预测分析

我们考虑如下的MIDAS预测模型:。其中，Yt代表名义或者对数差分化后的产出增长率。Sqt(Sqt－1)代表对数差分化后的原始季度股票回报率，且经过如式(4)或者式(5)的“季节反应”处理，即乘以因子(1－^β1L)以剔除“季节反应”(下同)。Sudt(Sudt－1)代表对数差分化后的原始日股票回报率的季度加总，Sfd1(Sfdt－1)代表对数差分化后的FDF日股票回报率的季度加总。我们在“实时预报”与“预测”情境下分别进行预测，且在每种情境中选择以原始季度股票回报率为解释变量的预测模型作为我们的基准模型，例如，式(6)为“实时预报”情境下的基准模型;式(7)为“预测”情境下的基准模型。这样处理的目的:一方面，因为季度股票回报率数据与产出增长率及数据处于同一频率，因而我们可以直接使用其对后者进行预测;另一方面，通过比较(加总的)日股票回报率与季度股票回报率的预测结果，我们可以知道高频股票回报数据是否包含任何对预测产出增长率有用的信息，且是季度股票回报数据所没有捕捉到的。同样地，使用这样的处理方式可以让我们检测MIDAS方法的有效性，即使用MI-DAS权重函数对高频数据进行加总的同时，尽可能多地保留对预测有用的信息。此外，通过比较FDF日股票回报率(即使用频域滤波器过滤后的日股票回报率)与原始日股票回报率的预测结果，我们可以知道，在剔除了超高频的噪音以及可能的季节趋势之后，我们的预测结果会不会比原始数据来得更好。我们将对产出增长率与通货膨率的预测结果列示在表3和表4中。我们分别在“实时预报”与“预测”情境下计算出每一个预测模型的均方预测误差(MSFE)，并且除以每种情境下基准模型的均方预测误差以便比较。另外，从数据部分的介绍可知，我们所采用的样本外预测区间分别为h=8，h=16，h=24。

1.名义产出增长率的预测结果分析从表3可以看出，原始股票回报率以及经频域过滤器过滤过的日股票回报率对预测美国名义产出增长率的作用十分微小，计算出的均方预测误差(MSFE)与基准模型的均方预测误差比值都大于1，说明我们所选取的预测模型的预测效果比基准模型要差。同时，在“实时预报”与“预测”情境下，我们很难甄别以原始股票回报率为解释变量的预测模型(式(8)与式(9))和以FDF股票回报率为解释变量预测模型(式(10)与式(11))之间的优劣。以上是针对美国名义产出增长率的预测结果分析，看上去令人有些沮丧，因为在加入高频股票回报率的信息之后，我们的预测模型相比基准模型的预测效果反而更差。不过对新加坡名义产出增长率的预测结果让人重拾对MIDAS预测模型的信心，对新加坡的预测结果更是相当地鼓舞人心。我们接下来分析对新加坡名义产出增长率的预测结果。表3中用黑体显示的数值表示，式(8)预测模型以及式(10)预测模型的均方预测误差相比基准模型式(6)都要低，说明两者的预测精度比基准模型要高。换句话说，在引入高频股票数据后(无论是原始的还是经频域过滤因子过滤过的)，我们改进了对新加坡名义产出增长率的预测精度。另外，很容易看出式(8)预测模型在三个预测区间h=8、h=16、h=24的相对均方预测误差都比式(10)预测模型的均方预测误差小。这说明在“实时预报”情境下，式(8)预测模型的预测精度要比式(10)更高。在“预测”情境下，我们一方面能看出式(8)预测模型和式(10)预测模型在三个预测区间的均方预测误差均比相应的基准模型式(6)和式(7)大，说明引入高频股票回报率信息后，我们对新加坡名义产出增长率的预测精度反而降低了。另外，对比式(8)与式(10)的预测结果可知，在“预测”情境下，且在三个预测区间当中，式(8)预测模型的相对均方误差都比式(10)预测模型的相对均方误差小。综上所述，对于美国名义产出增长率的预测，无论在“实时预报”还是“预测”情境下，我们的MIDAS预测模型不但没有提供相比基准模型更多的有用信息，反而降低了预测精度。而且我们也不能在式(8)与式(10)、式(9)与式(11)预测模型做出优劣的判断。对于新加坡名义产出增长率的预测，我们发现在“实时预报”情境下，式(8)以及式(10)预测模型相比基准模型的预测均有改进，虽然在“预测”情境下我们不能得出类似的结论。最后，无论是在“实时预报”还是“预测”情境下，式(8)预测模型都比式(10)预测模型的预测精度更高。这说明，我们在对原始海峡时报指数(STI)使用频域过滤因子进行过滤的过程当中，可能把对预测产出增长率有益的信息也过滤掉了，而这些有用的信息包含在高频噪音以及长期趋势当中。

2.名义通货膨胀率的预测结果分析与名义产出增长率预测的情形类似，Yt代表美国或者新加坡的季度通货膨胀率，sudt(sudt－1)代表对数差分化的原始日股票回报率季度加总，而sfdt(sfdt－1)代表对数差分化的FDF日股票回报率的季度加总。预测结果如表4所示。预测结果显示，引入高频股票回报率信息之后，式(8)—式(11)模型的均方预测误差(MFSE)相比基准模型都小于1(只有使用FDF日股票回报率对美国进行“实时预报”与“预测”时情况例外)，说明高频股票回报率数据包含有预测有用的信息。具体而言，对美国名义通货膨胀率的预测，无论在“实时预报”还是“预测”情境下，以原始日股票回报率为解释变量的MIDAS预测模型相比基准模型有更高的预测精度。以FDF日股票回报率为解释变量的MI-DAS预测模型相比基准模型随着预测区间的不同而预测结果不一样。且在“实时预报”情境下，原始日股票回报率相比FDF日股票回报率包含有更多的有用信息，而在“预测”情境下，我们不能得出类似的结论。对于新加坡名义通货膨胀率的预测，我们发现无论是在“实时预报”还是“预测”情境下，在对原始海峡时报指数(STI)使用频域过滤因子进行过滤后，剔除掉了高频噪音及长期趋势的影响，的确改进了新加坡通货膨胀率的预测效果。

3.Diebold－Mariano检验Diebold和Mariano［17］提出了一种比较不同预测模型的直接方法，该方法可用于二次损失函数、多期预测以及预测误差。我们将应用该检验比较不同预测指标的预测效果。在实际应用中，我们选取均方误差损失为我们的损失函数。我们在“实时预报”以及“预测”情境下分别进行比较，而且也对“实时预报”情境下的预测指标以及“预测”情境下的预测指标进行了交叉比较。从表5可知，在“实时预报”情境下，对美国产出增长率的预测，以原始日股票收益率为自变量的预测模型的预测精度相比基准自回归预测模型要弱(在5%的显著性水平下)，但与以FDF日股票收益率为自变量的预测模型没有显著差别。然而，对美国季度通货膨胀率的预测，我们发现以原始股票收益率为自变量的预测模型的预测精度比基准模型以及以FDF日股票收益率为自变量的预测模型都要高(在10%的显著性水平下)，但后两者之间的差别却不明显。对于新加坡产出增长率的预测，本文所采纳的三个预测模型之间的预测精度对比没有显著差别。我们对新加坡季度通货膨胀率的预测得出一些新的结果:分别以原始日股票收益率和以FDF日股票收益率为自变量的MIDAS预测模型相比基准自回归模型的预测精度都要高(显著性水平为10%)。特别地，我们看到FDF日股票收益率MIDAS模型的预测精度要比原始日股票收益率MIDAS模型高(显著性水平同样为10%)，这说明当我们将高频STI指数可能的季度趋势以及高频的噪音过滤掉以后，模型对新加坡季度通货膨胀率的预测精度相应提高。在“预测”情境下(如表5中栏所示)，我们发现对于美国产出增长率以及季度通货膨胀率的预测，本文所应用的三个预测模型之间的预测精度均没有显著差别。对新加坡产出增长率的预测，检验结果告诉我们，以原始日股票收益率为自变量的预测模型的预测精度相比基准自回归模型要稍差(显著性水平为10%)，然而，后者与以FDF日股票收益率为自变量的预测模型之间的预测精度没有显著差别。对新加坡季度通货膨胀率的预测，以FDF日股票收益率为自变量的MIDAS模型的预测精度比以原始日股票收率为自变量的MIDAS模型以及基准模型都要高(显著性水平为5%)，虽然后两者之间的预测差别并不明显。这证实了我们在“实时预报”情境下对新加坡季度通货膨胀率预测的结论。我们再一次看到，采用最优频率过滤器过滤后的数据在某种程度上的确改进我们的预测精度。我们对比“实时预报”及“预测”情境下的预测模型之间的预测精度，即交叉对比，结果显示在表5下栏。对于美国产出增长率的预测，我们发现以实时原始日股票收益率为自变量的MIDAS预测模型的预测精度相比以滞后一期的原始日股票收益率为自变量的MIDAS预测模型并没有显著改进。对于FDF日股票收益率(实时和滞后一期)情形类似。这说明引进当前季度的股票数据并没有显著改善我们对该季度的美国产出增长率的预测效果。然而，对于基准模型，引进当前季度的股票数据的确改进了我们对该季度的美国产出增长率的预测效果(在10%的显著性水平下)，尽管程度比较弱。对美国季度通货膨胀率的预测，我们发现三个以实时股票信息为自变量的“实时预报”模型与以滞后一期的股票信息为自变量的“预测”模型之前的预测并没有显著差别。对新加坡产出增长率的预测，以实时原始日股票收益率为自变量的MI-DAS预测模型的预测精度相比以滞后一期的原始日股票收益率为自变量的MIDAS预测模型要高，且显著性水平为1%，但对于其它两个预测模型，实时股票信息的引进并没有明显改善对新加坡产出增长率的预测效果。对新加坡季度通货膨胀率的预测，我们发现以实时FDF股票信息为自变量的“实时预报”模型的预测精度比以滞后一期的FDF股票信息为自变量的“预测”模型之前要低(显著性水平为5%)。

四、结论与展望

通货膨胀论文范文第14篇

中国历史上出现过铜、银、金、铁、铅等金属铸币，以铜铸币为主。中国古代在发行铜铸币时，出现过多次名义价值和实际价值不符，从而引起货币贬值，物价上涨，社会不稳定。其中重要的大致有以下几次：

（一）自公元7年到14年，王莽三次改革币制。第一次，下令除五铢钱（汉隋间铸币以重量命名，主要是五铢钱，古算法以24铢为1两）外，更铸"大泉"，重12铢，值五铢钱50；又造"契刀"，值500；"错刀"，值5000。这种虚价大钱出现后，造成民间盗铸，在实际交易中更趋向于使用五铢钱。第二次，废除"错刀"及五铢钱，另发行"宝货"，计有五物（金、银、龟、贝、铜），六名（钱货、黄金、银货、龟货、贝货、布货）共28品，不仅换算困难，每一品与其它27品之间会产生756种比值，而且比价极不合理。如小泉重1铢，每枚值1，大布重24铢，每枚值1000。此次改币仅一年就被迫废除。第三次，王莽作货布、货泉两种并行。货泉重5铢，货布重25铢，但一个货布却值25个货泉，结果又引起盗铸，许多人因犯法而沦为官奴婢。王莽从主观出发，随心所欲地改革币制，滥发大钱，结果"每一易钱，民用破业"，"农商失业，食货俱废"，自身最后也迅速灭亡。

（二）黄巾起义后，东汉政权名存实亡。公元189年，董卓进京，毁五铢钱，更铸小钱，"肉好无轮廓，不磨鑢。于是货轻而物贵，谷一斛至数十万，自是后钱贷不行"（注：《三国志》卷6《魏书·董卓传》。）。董卓铸恶质钱引起物价飞涨，是对人民的一种掠夺。至此，五铢钱制度遭到严重破坏。

（三）三国时战争频繁，军费开支浩大，各国为解决其财政困难，都铸造了面额较大的货币。刘备入蜀时，因"军用不足"，听从刘巴建议，铸"直百五铢"，其重量仅8～9.5克，却当五铢钱100，结果"数月之间，府库充实"（注：《三国志》卷39《蜀书·刘巴传》注引《零陵先贤传》。）。吴国在公元236年铸"大泉五百"，重7克，238年又铸"大泉当千"，重14.5克，甚至还有"大泉二千"、"大泉五千"。大钱出笼后，导致物价上涨，后被迫停铸。

（四）公元465年，南朝宋前废帝刘子业铸二铢钱，"形式转细。官钱每出，民间即模效之，而大小厚薄，皆不及也。无轮廓，不磨鑢，如今之剪凿者，谓之耒子。景和元年（465年），沈庆之启通私铸，由是钱货乱败，一千钱长不盈三寸，大小称此，谓之鹅眼钱。劣于此者，谓之涎环钱。入水不沉，随手破碎，市井不复料数，十万钱不盈一掬，斗米一万，商贾不行"（注：《宋书》卷75《颜竣传》。）。结果引起社会经济停滞，不久，刘宋王朝就走向崩溃。

（五）北魏孝明帝即位后，为解决财政困难，517年用崔亮建议，广开铜矿铸钱以收"治利"。此后，民多私铸，钱更薄小，钱价更低。"时所用钱，人多私铸，销就薄小，乃至风飘水浮，米斗几值一千"（注：《魏书》卷58《杨播附侃传》。）。在市铜价，八十一文得铜一斤，私造薄钱，一斤铜可造钱二百。"既示之以深利，又随之以重刑，罹罪者虽多，奸铸者弥众。今钱徒有五铢之文，而无二铢之实，薄甚榆荚，上贯便破，置之水上，殆欲不沉"。（注：《魏书》，卷77《高崇附高恭之传》。）。私铸钱轻薄如榆叶，入水不沉，其流通的后果是物价上涨，货币流通阻滞，犯罪者增多，加剧了社会矛盾。

（六）隋炀帝时期政治腐败，统一的五铢钱制度遭到破坏。由私铸引起货币严重贬值。"大业（605～618年）以后，王纲弛紊，巨奸大猾，遂多私铸，钱转薄恶，初每千犹重二斤，后渐轻至一斤"（注：《隋书》卷24《食货志》。）。私铸者除豪门大族，也有为对付日益加重负担的百姓。到最后甚至"剪铁碟，裁皮糊纸以为钱，相杂用之"（注：《新唐书》卷54《食货志》。）。唐初李渊入长安时，民间"行线环钱，甚制轻小，凡八九万才满半斛"（注：《新唐书》卷54《食货志》。）。在这种状况下，社会经济走向了绝境，不久，隋也走向灭亡。

（七）唐玄宗后期，生活奢侈，军费开支浩大。他死后，乾元元年（758年）在第五琦的建议下，唐肃宗实行通货贬值政策，铸造大钱，称"乾元重宝"。这是最早称"重宝"的钱，重5.97克，一文当开元通宝钱十文。肃宗诏书说："冀实三官（汉代主管铸钱机构）元资，用收十倍之利"。俨然说明铸钱目的在于增加财政收入。次年又铸"重轮乾元重宝"，重11.94克，重量为开元钱的三倍，却当开元钱五十。大钱发行后引起的后果不外有三：一是物价飞涨，人民遭难。"谷价腾贵，米斗至七千，饿死者相枕于道"（注：《旧唐书》卷48《食货志》。）；二是盗铸严重，"长安城中，竞为盗铸"（注：《旧唐书》卷48《食货志》。），以致寺庙的钟、铜佛都被熔化；三是货币流通出现混乱，有实钱和虚钱双重价格。总之，如上元元年（760年）诏书所说："私铸颇多，吞并小钱（开元钱）……物价益起，人心不安"。不久，宣布重棱钱由当开元钱50文改为30文，即开元钱则一当十文用，乾元当十钱依前行用不变。当时人称此虚抬作价的钱为"虚钱"，未抬价的钱为"实钱"，由此而产生两种物价。

（八）五代十国时期货币形式五花八门、十分紊乱，各国政权用铅、铁、泥等铸钱，以此掠夺人民，维持其财政和军费开支，并用恶钱削弱敌国。南唐后主李煜铸铁钱，民间纷纷藏匿铜钱，商人们用十枚铢钱换一铜钱，出现劣币驱逐好币。楚曾铸铅钱，又铸"乾封泉宝"大铁钱。闽铸大铁钱有"永隆通宝"、"天德通宝"等名，都当铅钱百，南汉铸有"乾亨通宝"铅钱，十个当铜钱一。盘踞幽州的刘仁恭父子用墐泥作钱，以此强迫收兑铜钱，又发行大额货币，有当十、当百、甚至当千当万的大钱。总之，当时货币混乱，给经济造成很大破坏。

（九）清咸丰三年（1853年），在发行纸币的同时，京局开始铸造大钱，共分五等：当十、当五十、当百、当五百、当千。当十称"咸丰重宝"，其余称"咸丰元宝"。当百钱直径7厘米，重199克，为诸钱之冠。大钱一出笼，立即引起物价飞涨，同时私铸也纷纷出笼。旧钱每千重120两，熔化可铸当千大钱三十。大利所在，使私铸数很快超过官铸。于是一年左右政府不得不停造当千、当五百的大钱，并用宝钞收回。此后又停铸并回收当百、当五十的大钱。当十大钱仍流通，但其价从当五、当三，直跌至当二。咸丰还铸有当十铁钱和铅钱。咸丰时的钱钞制，币值级别多，币材种类多，份量变动多，钱文字种类多，其复杂繁琐超过了王莽时代的宝货制。

二、古代纸币的通货膨胀

（一）北宋的交子（后改为钱引）是中国也是世界上最早的纸币，约产生于太宗淳化年间（990～995年），开始由成都十六家富商联合建立交子铺，发行交子。天圣元年（1023年）成立益州交子务，翌年发行官办交子。交子发行以三年为一界，界满以新交子收回旧交子。每界发行控制在125万余缗（贯），以铁钱为钞本，币值较稳定，对经济发展起了促进作用。仁宗庆历年间（1041～1049年），因对西北用兵，益州交子务在陕西发行无钞本交子60万贯，以充军费。神宗熙宁年间（1068～1078年），规定两界交子同时使用，引起贬值。哲宗绍圣年间（1094～1098年），因对付西夏，增加发行额达到188万余贯，由于两界发行，实际数加倍，于是通货膨胀加剧。到北宋末徽宗在位时，政府滥发交子，交子信用下降，遂于大观元年（1107年）把交子务改为钱引务，改称交子为钱引。不久，河、湟的军费全仰发行纸币来解决。发行额达2655余万贯，由于两界发行，其数相当于神宗以前的42倍，一般贬值3／4，有些地区贬值90％，引起物价飞涨，民怨沸腾，北宋政权在内外交困中终于走向了灭亡。

（二）南宋纸币有多种，主要是会子，绍兴三十年（1160年）开始由官府发行。在孝宗（1163年即位）以前发行额还有所控制，孝宗淳熙三年（1176年）开始两界并行，光宗绍熙元年（1190年）又曾三界并行。到宁宗开禧年间（1205～1208年）韩侂胄之流靠大量发行纸币作为军费，从此发行额扶摇直上。开禧年间发行14000万贯，嘉定年间（1208～1224年）23000万贯，理宗绍定五年（1232年）22900万贯，绍定六年32000万贯，嘉熙四年（1240年）50000万贯，淳祐六年（1246年）65000万贯。与此同时，会子币值也直线下降：乾道四年（1168年）一贯合铜钱770文，咸淳三、四年（1267～1268年）为75文，已跌到不足1／10。在此情况下，"市井视之，粪土不如，朝廷宝货，自轻太甚"（注：《可斋续稿》（后）卷三《救蜀褚密奏》。），"民愈不售，郡县科配，民皆闭门牢避，行旅持券终日有不获一钱一物者"（注：《宋史》卷145《黄畴若传》。）。到后来，一贯会子已不值一文钱。嘉熙三年（1259年）李韶概括说："楮券日轻，民生流离，物价踊贵，遂至事无可为。"（注：《宋史》同上，卷423《李韶传》。）南宋政府到了崩溃的边缘。

（三）金行的纸币叫"交钞"。贞元二年（1154年）开始发行，以七年为一界，期满兑现或换新钞。从章宗即位时（1189年）开始取消七年为界，成为长期流通纸币，于是开始通货膨胀。明昌四年（1193年），官俸全发交钞，通货膨胀日趋严重。政府用种种办法限制铜币，强使纸币流通，结果铜币被纸币排斥，退出流通领域而贮藏起来。金朝最后二十年，经济凋敝，军费开支浩大，各种纸币轮番登场，通货膨胀更为严重。交钞发行时最高面额为10贯，贞祐二年（1214年）发行20贯至100贯大钞，不久又发行200贯、1000贯大钞。结果每贯交钞值不到一文钱，民间交易多用现钱。贞祐三年，改交钞为"贞祐宝券"，这时军费开支庞大，钞值猛跌，政府实行限价，造成商人罢市。贞祐五年，发行"贞祐通宝"，一贯当"贞祐宝券"一千贯，政府公认币值下跌至1／1000。元光元年（1222年），发行"兴定宝泉"，一贯折贞祐通宝400贯。翌年，改发绫印制的"元光珍货"和"元光重宝"。行之未久，银价日贵，民间多以银论价。政府规定买卖在银三两以下只许用钞，不准用银；三两以上，1／3用银，其余用纸币。此令一下，"市肆昼闭，商旅不行"（注：《金史》卷48《食货志》。）。金后期，"以万贯唯易一饼"（注：《元史》卷146《耶律楚材传》。），经济走向崩溃，金代也就很快灭亡了。

（四）元代货币以纸币为主，其纸币制度称为钞法。元代钞法经历了中统钞、至元钞、至正钞三个阶段。中统钞于中统元年（1260年）发行，以金银为本，钞本不许亏欠挪用，发行量严格控制。到忽必烈末年，信用有所降低。至元二十四年（1287年），又发行至元宝钞，与中统钞并行，一贯当中统钞五贯，即承认中统钞贬值4／5。至元十年（1350年）又发行至正交钞，一贯合至元宝钞二贯，二钞并行流通。至元十七年（1280年）起，佞臣阿合马当权，为应付财政困难大量印钞，又动用钞本，便出现恶性通货膨胀。"行之未久，物价腾跃，价逾十倍，又值海内大乱，军储供给，赏赐犒劳，每日印造，不可数计。舟车装运，轴轳相接，交料之散满人间者，无处无之，昏软者不复行用，京师料钞十锭，易斗粟不可得。既而所在郡县，皆以物货相贸易，公私所积之钞，遂俱不行，人视之若弊楮，而国用由是遂乏矣"（注：《元史》，卷97《食货志》。）。元政府自坏钞法，也加速了自身的灭亡。

（五）洪武七年（1374年），朱元璋设立宝钞提举司。翌年，诏命中书省主持造"大明宝钞"，同时禁止民间金银买卖，只许向政府换纸钞。大明宝钞不分界，不限时间，不定发行限额，也无准备金。这样发行后不久，由于投放太多，导致纸币贬值。如洪武十八年（1385年）2月至12月10个月中，发行宝钞6949599锭，每锭5贯，共34747995贯，合银3000多万两，而当时政府每年收入仅几万两，发行额相当于银的收入1000倍左右。从钞钱比值看，洪武八年（1375年）钞1贯值钱1000文，以后不断贬值，到宣德七年（1432年）值钱5文；弘治元年（1488年）值钱1文；而到万历四十六年（1618年）仅值钱0.1文。实际上弘治以后，人民只用银和铜钱，不再用钞票了。明政府虽然多次下令禁金银交易，但用处不大。最后，政府不得不放弃禁用铜钱和金银的法令。

（六）清咸丰年间，太平天国起义发生，军费激增，国库枯竭，为"济国用之不足"，决定发行纸币。咸丰三年（1853年）发行两种纸币：一是户部官票，简称官票，又称银票，以银两为单位；二为大清宝钞，又叫钱票、钱钞，以制钱为单位。清政府本意是纸币"与银钱并重"，并规定出纳皆以五成搭用，但实际上政府自坏成法，收款时少收或拒收钞票，支付时多付钞票，造成钞价大跌。百姓持钞购物，商店不是涨价，就是匿货不卖。外国人则趁机以低价收购钞票，按五成去交关税。咸丰五年（1855年）官票一两，宝钞一千文都只能换京钱四、五百文，合制钱二、三百文。此后官票继续贬值，福建强制推行票钞，激起民变。至此，清政府下令课税停止收钞，只收实银，各项开支也不用钞。不久，随着咸丰帝去世，官票官钞也"寿终正寝"了。

中国古行纸币时，有些统治者也懂得发行纸币要有准备金，即"钞本"，并认识到钞本的重要性。但到后来，由于军费、奢糜等造成的财政困难，统治者最终还是乞怜于发行纸币，使通货膨胀越来越严重。三、近现代纸币的通货膨胀

比起古代来，中国近现代纸币的通货膨胀发展更大，其中比较重要的有以下三次：

（一）"京钞风潮"。北洋军阀统治开始后，各省均可发行可兑现的银行券作为筹款办法，但由于缺乏兑换准备，故信用低下，币值日跌。当时北洋军阀筹款主要由中国银行、交通银行发行可兑现的银行券。1915年袁世凯要，又加云南起义后军费大增，就强迫动用这两行的现银准备，遂使国库空虚，引起商民争兑。1916年5月12日，北洋政府下令中、交二行钞票停止兑现，出现市面骚动，物价上涨，现银绝迹。一般商界怕承担损失，纷纷拒收京钞，而银行对北洋政府的垫款却日渐增多。5月份停兑时，京钞流通及存款数合计2600万元，10月达4600万元，第二年12月增到9700万元。于是京钞币值迅速下跌，一般常在7-9折之间。但这次通货膨膨胀风潮只限于京、津地区。后来中、交二行通过供款和发行公债，用了六、七年时间陆续收回京钞，才稳定住币值。

（二）法币。1935年11月4日，政府为摆脱美国白银政策引起的白银上涨给采用银本位制的中国带来的严重影响，因而实行法币改革，规定由中央、中国、交通三银行（后又加中国农民银行）发行的钞票为法币；禁止白银流通；将白银收归国有；法币汇价为一元等于英镑一先令二便士。法币是一种以外汇为本位的货币制度，它借助无限制买卖英镑来维持币值，后来又投靠美元，从而打上了深刻的殖民地货币制度的烙印。

1942年7月，法币的发行集中到中央银行。由于政府完全控制了金融事业，其发行法币又没有限制，这就为法币不断出现通货膨胀铺平了道路。在法币改革前，1934年底全国主要银行发行的兑换券总计约5.6亿元。到1936年1月，即法币改革后2个月，已增至7.8亿，此后更是猛增，至1948年8月21日已达6636946亿。与此同时，物价上涨得更快，如以1937年6月重庆物价指数为1,1948年8月21日上涨至1551000。而上海物价比重庆更高，如以1937年6月为1，则1948年8月21日为4927000。当时有人说，战前能买一头牛，这时只能买1／3包火柴。

（三）金圆券。在法币已走到了绝境时，政府为了作垂死挣扎，于1948年8月20日发行了金圆券。此券由中央银行发行，法币按300元合金圆券1元收兑。企业及个人持有的金银外币限期兑换金圆券，违者没收。金圆券发行限额为20亿，发行准备必须有40％为金、银、外汇。

通货膨胀论文范文第15篇

关键词:利率通货膨胀率

股市是宏观经济的晴雨表，国民经济的宏观走势对证券市场有着非常重要的影响。但在我国，由于金融工具缺乏创新，股市又主要受政策因素的影响，利率、税率、通货膨胀率等宏观经济参数的变动对证券市场走势的影响并不明显。下面我们从理论和实证方面对利率和通货膨胀率的变动对证券市场的影响作一探讨。

利率变动对证券市场的影响

作为宏观经济晴雨表的证券市场，其波动受诸多因素的影响，其中，利率是影响证券市场波动的重要因素之一。一般而言，利率与证券市场表现为负相关。根据现值理论，证券价格主要取决于证券预期收益和当时市场利率两个因素，并与预期收益成正比，与折扣率(无风险利率)成反比。下面我们分别讨论利率上升和下降对证券市场造成的影响。

利率上升对证券市场的影响

利率上升将对上市公司造成影响。利率上升，公司融资成本增加，利润率下降，股票价格自然下跌。使投资者不能对其业绩形成一个良好的预期，从而公司债券和股票价格将下跌。

利率上升将改变资金的流向。利率上升，吸引部分资金从证券市场特别是股市转向储蓄，导致证券需求下降，证券价格下跌。

利率下调对证券市场的影响

银行利率的调低有可能使证券投资的收益率高于银行存款的利率，从而抬高证券的投资价值，吸引投资者从银行抽出资金投入证券市场，以获取最大收益。因此，利率调低通过游资释放的刺激，使大量的资金进入证券市场，从而形成一轮新上升行情;利率的降低也意味着银根的放松，企业借款规模的扩大和借款成本的下降，从而降低上市公司的经营成本，提高收益，负债水平较高的企业得益尤甚。

对于一个成熟的证券市场来说，指数波动对利率变化非常敏感，但是，对于一个过渡经济中的新兴市场而言，其波动除了受利率等通常因素的影响外，在更大程度上主要受到诸如证券市场制度变迁、政策变化、资金推动等因素的影响。更重要的是，过渡经济中的新兴市场在制度安排与政策选择上可能存在的随意性，导致证券市场与利率的关系发生一定程度的扭曲。

王小颖(2003)对1996年以来的8次降息事件中利率与上证综指之间的关系以及降息前后预期和后果对股市的冲击作了实证检验，认为利率变动预期与股指存在更强的相关性。投资者将降息看成是利好消息，积极入市购买股票，从而把股票价格推高;早在降息公告之前，市场已对降息作出反应，市场过度反应现象明显，信息不对称现象显著。

表1列出了我国1996年及以后的历次利率调整对上证指数的影响，从表中可以看出，我国股市利率预期的反应还比较到位，在9次降息中提前一周作出反应的有6次，占67%。

通货膨胀对证券市场的影响

2003年1月以来，我国居民消费价格指数(CPI)开始由负转正，从9月份开始快速上升，并在年末上升至3.2%。通货膨胀率作为一个衡量宏观经济的重要指标，对证券市场的影响可以从以下方面分析。

引起股票价格变动的因素都会受到通货膨胀的影响

一方面，通货膨胀对整个国民经济的影响是弊大于利的。在通货膨胀的情况下，经济的稳定增长受到威胁，企业利润变得不稳定，投资趋于茫然，投资者心态受到严重影响，政府采取的反通货膨胀政策，如紧缩的货币、财政政策，会使股票市场上的货币供给受到不利的影响。在通货膨胀情况下，企业经理和投资者不能很明确地知道眼前盈利究竟是多少，很难预料将来盈利水平，企业利润变得不稳定，使新投资停滞不前，这会使股价上升缺少实质性的支撑。另一方面，由于通货膨胀主要是因为货币供应量过多造成的，货币供应量增多，开始时一般能刺激生产，增加公司利润，从而增加可分派股息，进而会使股票更具吸引力，引起股价上涨。在通胀后期，如果人们预期通货膨胀即将结束，如果通货膨胀使企业的产品销售价格高于工资和其它成本的增幅，通货膨胀便有可能促进投资和企业盈利的增加，这又会使股价上升。

一般来说，通货膨胀与通货紧缩都会对经济的长期发展带来不良影响。证券市场是反映国民经济运行的晴雨表，从理论上来说证券市场的运行方向与国民经济的发展主流应该是一致的，无论是通货膨胀还是通货紧缩对证券市场都会带来影响。

不同程度的通货膨胀对证券市场有不同的影响

温和、稳定的通货膨胀对证券价格上扬有推动作用。这种类型的通货膨胀通常被理解是一种积极的经济政策结果。旨在调整某些商品的价格并以此推动经济的增长。在这种情况下，某些行业、产业和上市公司因受到政策的支持，其商品价格有明显的上调，销售收入也随之提高，促使其证券价格上涨。但是，严重的通胀则是非常危险的，政府不能长期容忍通货膨胀的存在，又必然会运用宏观经济政策抑制通胀，其结果是置企业于紧缩的宏观经济形势中，这又势必在短期中导致企业利润的下降，资金进一步离开资本市场，证券市场的价格又会形成新一轮的下跌。

我国通货膨胀对证券市场影响的检验

通货膨胀率与股票价格走势的一般刻画通货膨胀率作为系统风险中的市场要素，其变动影响到整个金融市场价格的变化，股票价格也会受到影响。王宏利(1999)对1991-1998年的通货膨胀率与股票价格的关系作了研究，结果表明:上海证券交易所建立初期，股票市场资金量少，通货膨胀率与股票价格的相关性不能充分体现出来。随着大量资金的涌入，股市扩容速度不断加快，通货膨胀率与股票价格的相关性明显显现出来。通货膨胀率与股票价格具有极高的负相关性。

虽然自去年以来，通货膨胀率呈上升趋势，但总体来说，通货膨胀率作为宏观经济因素它的走势比较平稳。而股票价格几经波折，说明股票价格不但受宏观经济因素的影响，还受到其他非经济因素的影响，这也是股票市场固有的特点。从整个走势图可以看出，股票市场作为宏观经济的晴雨表还是反映出了一定的宏观经济情况，一定程度上可以用股票价格作为预测通货膨胀的重要经济指标。

股票收益率与通货膨胀率的关系我们对股票收益率与通胀率进行拟和得到图2。从图中可以看出与较平稳的通货膨胀率相对应的是波幅更大也更频繁的股票收益率。

对2001年1月到2004年4月期间股票市场收益与通货膨胀的关系作进一步检验。其中上证综指取月末收盘价，数据来源为中国证监会网站;居民消费物价指数来源为中国国家统计局网站。

为得到股票收益率与通货膨胀率的基本关系，建立以下基本方程式:

Rt=α+βtINFt+μt

这里，Rt是股票收益，INFt为通货膨胀率，μt是残差项，α是常数。

令:Rt=Ln(Indext/Indext-1)，INF=Ln(CPIt/100)

其中R代表股票收益率，INF代表通货膨胀率，Index代表上证综指月度收盘价，CPI代表月度居民消费物价同比指数，t表示时间，μ是误差项。回归结果见表3。

结果表明:2001年1月-2004年4月期间股票市场收益率与通货膨胀率呈正相关关系，一定程度上反映了宏观经济变量的变化，但统计意义上不具有显著性。

本文通过对利率和通货膨胀率的变动对证券市场的影响进行分析，认为我国证券市场信息不对称现象严重，证券市场对利率变动预期有过度反应。由于其它因素的干扰，股票市场更多地显现出非理性的一面，通货膨胀与通货紧缩对我国证券市场走势的影响不显著，我国股市经济晴雨表的作用不明显。

参考文献: