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通货膨胀的趋势范文1
自2007年美国次贷危机爆发以来，美联储实施了极其宽松的货币政策，联邦基金利率由5.25%下调至0-0.25%。迄今为止，美联储已经实施了两轮量化宽松的货币政策，有效地消除了美国金融体系内的流动性短缺，但是这造成了全球新兴市场面临巨大冲击，一是短期国际游资大量的流入造成物价和资本价格难以维持稳定，二是全球能源与大宗商品价格快速上涨使得新兴国家面临严重的输入型通货膨胀的压力，三是外汇占款不断增加进一步放大货币供应量，加重通货膨胀预期。中国应对全球金融危机，采取扩张性的经济政策，国内经济通货膨胀压力逐渐明显。2011年以来，我国的通货膨胀率逐渐升高，4月份居民价格消费价格指数同比上涨5.30 %，通货膨胀问题日益凸显。当前，我国缺乏成熟、系统的价格波动监测预警的定量指标，使得在应对经济危机、市场变化、通货膨胀等经济问题时茫然无措。所以，目前最为紧迫的是探究通货膨胀监测预警的定量指标，健全价格波动预警机制。
二 、通货膨胀监测预警定量指标的构建
根据我国通货膨胀的影响因素，采用因子分析方法构建通货膨胀监测预警定量指标。
（一）数据处理
在国际因素方面，本文选取国际原油价格（oil）、人民币兑美元汇率(e)、外汇储备（fer）。在国内因素方面，选取固定资产投资（FAI）、shibor同业拆借利率（i）、上证综合指数月度收盘价（stock_sh）、粮食价格指数(cpi_corn)、肉禽及其价格指数（cpi_pork）。本文使用数据采用月度数据，时间跨度从2006年10月―2010年12月，国际石油价格来自OPEC网站，股票价格指数来自国研网，其他数据来自中经网。
（二）通货膨胀监测预警定量指标的构建
因子分析（FA）是主成分分析的推广，相对于主成分分析，因子分析更侧重于解释被观测变量之间的相互关系或协方差之间的结构。实质就是用几个潜在的但不能观察的互不相关的随机变量去描述许多变量之间的相互关系（或协方差关系），这些随机变量被称为因子。本文采用因子分析法构建通货膨胀监测预警指标。其中因子提取方法采用主成分法，选择方差最大旋转方法进行因子旋转，采用回归法计算因子得分。输出结果如表1。
表1因子载荷阵
由表1可知，因子旋转之前，部分因子的载荷系数比较接近，旋转之后，因子载荷矩阵的元素取值向两级分化，更加有利于分析。依据旋转后的因子载荷矩阵得到两个影响通货膨胀水平的因子F1和F2。
从旋转后的分子载荷矩阵中可以看出，F2在国际原油价格、利率、股票价格指数、肉禽及其制品价格指数上拥有较高的载荷，而这些因素是影响当前的通货膨胀的主要原因，因此，F2反映了各个具体因素及其综合作用对通货膨胀的影响，可以作为通货膨胀监测预警定量指标。
（三）CPI与F2的关系
在样本区间，将F2的因子得分与CPI标准化数据的历史趋势进行比较，结果如图1。
图1
由图1可知，在样本观测期间，F2很好地拟合了标题通货膨胀趋势，具有基本上相同的波动幅度、波峰与波谷，并且F2的变化总是快于标题通货膨胀的变化，对标题通货膨胀具有一定的预测能力。
（四） F2作为通货膨胀监测预警定量指标的有效性研究
1. F2的波动性特征比较
作为通货膨胀监测预警定量指标，不应该具有很强的波动性特征。表1中列出了样本观测期间F2的波动性特征，并且与标题通货膨胀进行比较。由表2可以看出，F2的波动性在可以接受的范围之内，波动性比较稳定。
表2波动性特征比较
2.F2对通货膨胀的解释能力检验
作为通货膨胀监测预警定量指标，要求F2能够完全解释总体通货膨胀πt中的趋势成分。xt=πt-f2是平稳序列，其中Xt是短期相对价格变化导致的F2的波动，Xt应该是一个平稳的序列，不应该有任何的趋势。表3中列出了样本观测期间F2短期波动成分的ADF检验结果。
表3解释能力的检验
检验结果表明，Xt在1%的水平下拒绝原假设，可以确定Xt是平稳序列，即Xt ~I（0）说明F2能够完全解释总体通货膨胀πt中的趋势成分。
3. F2反映通货膨胀变化趋势的比较
F2拟合标题通货膨胀趋势的程度可以作为评价有效性的又一指标，首先计算通货膨胀的趋势值，利用HP滤波得到通货膨胀的趋势值，然后计算F2因子的RMSE值。RMSE={[ΣTt=1（πttrend-f2）2]/T}1/2，RMSE越小，说明F2的拟合效果越好，更加能够准确地反映通货膨胀的变化趋势。计算得到F2的RMSE值为0.871261，说明F2对通货膨胀的变化趋势有很好的拟合效果。
4. F2与标题通货膨胀的协整关系
通货膨胀监测预警定量指标应当与标题通货膨胀具有长期的均衡关系，才可以成为长期指标被应用，新增数据才不会导致历史估计结果发生改变。本文采用协整检验观察估计得到的F2与标题通货膨胀的均衡关系。协整检验结果如表4，表明F2与标题通货膨胀至少具有1个协整关系，两者具有长期的均衡关系。
表4协整检验
注：加“*”表明在5%的显著水平下拒绝原假设。
5. F2的预测能力的检验
通货膨胀监测预警定量指标的重要意义是在于对标题通货膨胀的预测能力，判断核心通货膨胀预测能力的依据是给定当前的标题通货膨胀基础上，考察F2包含多少关于未来标题通货膨胀的信息。利用方程πt+h-πt=αh+βh（πt-f2）+εt+h的回归平方和来评价模型估计得到的核心通货膨胀的预测能力。表5中给出了6种计算方法计算得到的F2的R2值。
表5预测能力的检验
由表5可以看出，随着h的增大，R2值有所增加，说明F2作为通货膨胀监测预警定量指标在h=2及更大比h=1对标题通货膨胀的预测能力更好一些，F2在一定程度上可以作为通货膨胀的预测指标。
三、结论
（一）国际因素对当前的通货膨胀具有明显的影响，表明我国面临的输入型通货膨胀压力进一步加大。经济危机以来，我国实行一揽子的经济刺激计划，对经济注入大量的流动性，大量资金流入股市，导致资产泡沫化严重，股票价格对当前的通货膨胀具有巨大的推动作用。我国实际利率处于负利率的状况，直接导致银行存款分流下降，致使更多的资金流入资产领域，资源错配严重，推动资产的泡沫化，通货膨胀的上涨。
通货膨胀的趋势范文2
关键词:通货膨胀率;工业增加值;Granger因果关系检验
作者简介:闫超 (1985―),女,吉林省吉林市人,吉林大学商学院博士研究生,研究方向:企业管理;
王淑华 (1964―),女,吉林省长春市人,吉林大学商学院研究生办公室主任,企业管理硕士。
中图分类号:F120.2 文献标识码:A文章编号:1672-3309(2009)11-0028-03
通货膨胀率和经济增长是描述宏观经济运行的两个非常重要的经济指标。研究我国经济增长与通货膨胀率之间是否具有较为显著的相互影响,不仅可以作为判断我国经济运行状态的重要依据,而且对于政府制定相应经济政策以进行宏观调控,也具有十分重要的现实意义。
迄今为止,西方学者已经对通货膨胀率与经济增长之间关系进行了广泛而深入的研究,但由于所选样本的地域、时域以及数据来源各具差异,因此,得出的结论也不尽相同。有些学者认为,通货膨胀率与经济增长之间具有正向相关关系,也有一些学者认为,通货膨胀率与经济增长之间存在负向相关关系,还有学者认为,二者之间不存在相关关系。
凯恩斯认为,通货膨胀率与经济增长具有正向相关关系,这种思想被后来的学者加以继承和发扬。经济学家汉密尔顿认为,通货膨胀率和经济增长之间具有一定的关系。托宾(1965)认为,在假设资本与货币完全替代的前提下,通货膨胀率与实际产出增长之间存在正向相关关系。泰勒(1981)和西尔斯(1992)也认为,通货膨胀率能够在某种程度上促进经济增长。国内学者刘金全和谢卫东(2003)认为,一定程度的通货膨胀有利于经济增长。
上世纪的六七十年代,反凯恩斯主义经济学家则认为凯恩斯主义政策导致了“滞胀”。如坎普斯(1961) 和哈尔伯格(1996)等经济学家认为通货膨胀会阻碍经济增长。琼和马歇尔通过对56个不同国家和地区的通货膨胀率与经济增长率数据进行实证检验发现:其中16个国家的经济增长与通货膨胀率之间具有显著的负向相关关系,10个国家的经济增长与通货膨胀率之间不存在相关关系。
卢卡斯与法国经济学家阿莱则认为,通货膨胀与经济增长之间不存在任何相关关系。卢卡斯 (1976) 认为,当人们能够事先预期到政府的政策时,相应的通货膨胀政策就无法对实际经济产生作用。阿莱 (1969) 基于1700年到1913年间的英国工业生产数据进行因果关系检验,发现通货膨胀与经济增长之间不存在显著的相关关系。本文中,我们试图通过对我国通货膨胀率和代表经济增长的工业增加值增速数据,来计算和检验我国通货膨胀率是否对我国经济增长具有显著影响,以及具有何种方向的影响。
一、 我国通货膨胀率与经济增长之间关系的实证研究
在本文的研究中,考虑到我国的通货膨胀率和经济增长相关数据都具有多种态势变化,我们可以将原水平值数据分解为周期成分和趋势成分,这样,不仅可以计算和检验通货膨胀率与经济增长水平值数据之间的相互影响,同时还能够进一步分析我国通货膨胀率和工业增加值增速数据的周期成分和趋势成分之间的影响关系。
我们利用变量IPt和?仔t分别表示月度 (同比) 工业增加值增长率和月度通货膨胀率,选取的数据样本范围为1996年1月至2008年3月,数据来源于国家统计局《中国经济景气月报》、锐思 (RESSET) 金融研究数据库以及中经网(db.cei.省略)数据库。
我们首先对通货膨胀率序列和工业增加值增速序列进行单位根检验。表1给出了单位根检验的ADF统计量和PP统计量的检验结果。
检验发现,在10%的显著水平下,我国通货膨胀率的差分序列为平稳过程。在5%的显著水平下,我国工业增加值增速的差分序列为平稳过程。因此可以推断通货膨胀率序列和工业增加值增速序列都是1阶单整过程。
由于通货膨胀率序列和工业增加值增速序列当中不存在确定的线性趋势成分,因此,我们采用H-P滤波方法对序列中的周期成分和趋势成分进行分离。图1和图2给出了月度通货膨胀率序列和工业增加值增速序列的时间路径,选取的样本范围为1996年3月至2008年3月。
图1 我国通货膨胀率的时间路径及其成分分解
从图1中我们可以看出,在样本区间内,我国通货膨胀序列出现了4个波峰,分别为1996年、2001年、2004年和2008年。其中,1996年和2008年的波峰达到了较高值。我国通货膨胀率序列在1999年、2002年和2006年分别出现了3次波谷,其中1999年达到了样本期内的最低值。从图2中可以看出,我国的工业增加值增速序列波动始终较为剧烈,但趋势成分路径却相对较为平滑。从图1和图2中的趋势成分可以看出,工业增加值增速和通货膨胀率之间的波峰和波谷是基本对应的。从图中的周期成分 来看,出现了明显的波动聚类现象。我们发现通货膨胀率当中的周期成分出现了较为稳定的特征,这能够体现出价格变化具有单向性。
我们在简化式VAR模型中检验工业增加值增速与通货膨胀率之间Granger影响关系。
Granger影响关系检验是上述模型当中滞后变量回归系数的显著性检验。根据动态相关性,我们选择进行工业增加值增速和通货膨胀率水平、趋势和波动成分之间的双向Granger影响关系检验,得到表2的检验结果。
表2的检验结果基本上与图1和图2所显示的特征相一致。从检验结果可以看出,?仔t对于IPt序列有较为显著的Granger影响,其F统计量值为2.96757,而概率值为0.02187。?仔t的周期成分对IPt的周期成分的Granger影响非常显著,其F统计量值为3.08233,而概率值为0.01825。?仔t的趋势成分对IPt的趋势成分的Granger影响也非常显著,其F统计量值为4.69424,而概率值为0.00141。可见,?仔t的任何成分都对IPt中的相应成分具有显著的Granger影响,这说明价格水平变化对实际经济产生了影响。在反向影响关系上,对于序列有较为显著的Granger影响,其F统计量值为13.0582,而概率值为0.00000。IPt的周期成分对?仔t的周期成分的Granger影响非常显著,其F统计量值为10.7051,而概率值为0.00000。IPt的趋势成分对?仔t的趋势成分的Granger影响也非常显著,其F统计量值为30.7766,而概率值为0.00000。因此,IPt的任何成分也都对?仔t中的相应成分具有显著的Granger影响,这说明实际产出对于价格水平的影响也非常显著。
二、政策启示
从本文的研究结果可以发现,我国通货膨胀率序列和工业增加值增速序列之间存在显著的正向相关关系,这意味着我国不存在货币政策中性。适度的通货膨胀是能够在一定程度上有助于经济增长的。因此,为了保证在未来一段时间内,我国经济能够平稳较快发展,政府就应该努力通过一系列宏观调控手段,将通货膨胀率保持在适度的范围内,以刺激我国经济增长。(责任编辑:方涵)
参考文献:
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通货膨胀的趋势范文3
在规范的经济学中，通货膨胀和经济增长之间并没有直接的关系。然而从现实来看，经济增长使社会总的财富量上升，影响到了整个社会的有效供给，从而影响到消费能力。从实际的数据来看，GDP的增长常常也伴随着一定的通货膨胀。
由图1可以看出，总体上，通胀率与GDP增长率的变化趋势基本上是一致的，具有同方向变动的趋势。从1980年到1987年前后，它们的变化基本上都是同步同方向，但到了1988年以后，通胀率的变化要比GDP的增长率的变化滞后，但同方向的变化趋势仍然存在。此外，我们还能看出，通胀率的变化幅度要远远地大于GDP增长率的变化幅度。
一般而言，通胀率是一个包含着随机性趋势的时间序列，对其回归时，其OLS估计量可能会产生误导，最终得到一个伪回归。但是此处，通胀率和GDP增长率两个时间序列的趋势成分是相同的，它们之间具有相同的随机性趋势，在计量经济学上，它们是协整的，而在协整情况下，回归方法的基础又是可靠的（其实质在于当两个具有相同趋势的随机时间序列协整时，其相减之后的值在很大程度上可以剔除这个共同的随机性趋势），既然经济增长率与物价增长之间存在协整关系。所以，下文的回归分析具有经济学意义。
选取1985年～2010年的经济增长（以真实GDP测度）和通货膨胀（以CPI测度）数据进行回归分析得到下面结果：
由（1）可知：在其他条件不变时，当期的通货膨胀与去年的通胀水平和经济增长速度有关，且拟合优度很高。
由（2）可知：在其他条件不变时，去年的通货膨胀有抑制今年经济增长的趋势，这可能与央行稳定增长的政策有关。
对由CPI和实际GDP两变量构成的VAR模型作平稳性检验（如图）：
由图可知：VAR模型的特征根有一个不在单位圆内，所以该序列不平稳，即经济增长与通货膨胀间的影响关系存在着伪回归。所以，原模型不能正确的刻画CPI和RGDP间的关系。
上述分析中，我们选取了剔除价格因素之后的真实GDP和通胀之间的回归，虽然初步结果显示两者高度正相关，但序列不平稳，存在着为回归；至于不剔除价格因素的名义GDP与通胀之间的回归有待进一步论证分析。
通货膨胀的趋势范文4
关键词：通货膨胀会计；模式；历史成本
一、通货膨胀会计的涵义
通货膨胀会计是在通货膨胀条件下，根据一般物价指数或现行成本数据，将传统历史成本会计加以调整，借以反映和消除物价上涨因素对传统会计报表的影响，或彻底改变某些传统会计原则，从而更真实的反应企业财务状况和经营成果的一种会计程序和方法。
通货膨胀会计不同于物价变动会计，通货膨胀会计反映的是物价上涨对会计信息的影响，而物价变动会计则是从双向反映物价升降变动对会计信息的影响。所以，通货膨胀会计是物价变动会计的一个方面。关于通货膨胀的判定标准，国际会计准则第29号在恶性通货膨胀经济中的财务报告指出，三年累计通货膨胀率接近或超过100％为恶性通货膨胀；而针对我国市场经济体制为主体的社会经济环境，按照过去20多年我国五轮经济波动周期的经验，将物价涨幅在5％以下定义为正常，5％—10％之间视为温和型通货膨胀，10％以上则为恶性通货膨胀
通货膨胀会计研究起步最早、也最为完善的国家是英国和美国。著名英国经济学家克里斯托弗.诺比斯提出，英、美等一些发达西方国家已经具有了对恶性通货膨胀具有一定免疫力的会计体系。其中，美国早在上世纪30年代就开始提出并研究通货膨胀会计，因而美国对通货膨胀会计的研究也居于领先地位。但在20世纪70年代以前，由于美国经济上的稳定和繁荣，使它的会计实务相当稳定和保守，直到70年代中期美国的通货膨胀率迅速上升后，才使其加强了对通货膨胀会计的研究与实践。英国对通货膨胀会计的研究起步也较早，而受到重视是在英国的物价上涨率迅速上升的60年代以后。从1971—1974年，英国会计准则委员会了一些有关物价变动的文告，1975年桑地兰兹委员会发表了著名的桑地兰兹报告《通货膨胀会计》，建议所有公司尽可能采用现行成本会计体系。
二、通货膨胀会计的规律
第一，通货膨胀期持有现金及其等价物一般会遭受货币购买力损失，持有实物资产一般会获得持产利益。企业的货币性资产和货币性负债的金额是固定不变的，但它们所代表的实际购买力却随物价水平的变动而变化。与此相反，非货币性资产和非货币性负债的价格一般是变化的，但它们所蕴藏的购买力却不随物价水平的变动而变化。一般物价水平变动是个别物价变动和币值变动交叉影响的结果，个别资产商品价格的变动趋势通常情况下是同一般物价水平变动趋势一致的。所以，当物价水平上涨时，实物性资产和负债的价值也上涨，而货币性资产和负债的实际购买力要下降。
第二，技术进步对通货膨胀的影响具有抵消作用，并且会导致个别资产的价格下跌。先进技术在生产领域的广泛应用，能够极大的提高劳动生产力，降低商品的生产成本，从而使原有商品的价值遭到贬损。同时，由于技术的进步，能使得一些产品的性能提高、用途增加、消耗下降，从而加速了商品特别是机器设备的贬值。实践证明，技术进步具有使某些商品价格永久下跌的趋势。二次世界大战以后，西方国家的一般物价水平呈爬坡上升趋势，但高科技领域的某些商品像电脑等的价格却一降再降。我们在研究通货膨胀会计时，必须充分认识技术进步对物价变动的影响，以便对特定行业、特定产品以及一般企业具体资产价格的特殊性予以足够重视，恰当的反映其价格变动情况，提供确实对决策有用的信息。
三、我国推行通货膨胀会计存在的问题
1.我国的会计法规没有作出明确的规定
通货膨胀会计的推行首先需要国家的政策支持。国际会计准则中的“恶性通货膨胀经济中的财务报告”项目，我国会计准则体系中没有作出明确的规定，只有少数的相关规定。根据我国财政部财政部的分析报告，其原因是中国不存在该准则所适用的环境在我国社会主义市场经济环境下，中国政府具有宏观经济调控的能力，不会出现恶性通货膨胀的情况，也就不需要制定类似的会计准则。目前我国有关通货膨胀的会计法规，在今年我国财政部颁布的新会计准则中只对中国企业在境外的子公司报回的恶性通货膨胀经济下的财务报告作出了规定将于明年月起实施的企业会计准则第号第四章外币财务报表的折算第条，对企业处于恶性通货膨胀经济中的境外经营的财务报表列示出了相关折算规定。具体分析国家限制通货膨胀会计的原因，有以下几个方面：
(1)我国是一个发展中国家，各地区经济发展不平衡，各地区物价变动水平也存在较大的差异，把全国统计的平均综合物价指数作为各地通货膨胀会计的参数，显然满足不了会计信息可比性和可靠性的要求，如果分地区物资类别统计物价指数，虽然从理论上讲可行，但是信息处理技术的物质基础目前尚难以满足通货膨胀会计的要求。
(2)国家虽然与企业的根本利益是一致的，但是具体涉及到企业利润分配时，企业总是希望少纳税、少缴利润，而国家为加强其宏观调控的力度，更好的履行其职能，总希望多征多收，如果实行通货膨胀会计并以此作为企业利润分配的依据，必定会在一定时期内影响国家财政收入。而我国的市场经济正处于改革发展阶段，法律体系还不够完善成熟，实行通货膨胀会计后，国家对企业会计工作的监控难度将会增大，可能会出现某些企业滥用通货膨胀会计，借以偷税漏税的情况。
（3）实行通货膨胀会计后，使会计工作更加复杂，从而对财会人员的素质要求以及对会计信息处理的技术及系统要求大大提高，虽然东南沿海等发达地区会计信息处理系统较高，能满足这些要求，但是我国会计工作人员的整体水平还有待提高，还有相当一部分地区和企业的会计水平难以满足通货膨胀会计的要求。
2.企业对应用通货膨胀会计的认识不足
通货膨胀会计的建立和运行需要一定的经济环境基础，其中企业对其的认识和支持以及技术上的运用是一个重要的外在因素，而对于我国大多数企业及企业管理者、会计从业者而言，对通货膨胀会计的了解及认识还不足。
（1）一般企业认为产品的价格决定于市场，而国家征税的依据是传统会计的资料，通货膨胀会计不能给企业带来直接的利益，反而使企业增加对财会工作的投入，得不偿失。
（2）由于受传统计划经济体制下粗放管理模式的影响，一些企业的经营管理者对通货膨胀给企业造成的影响认识片面，他们只看到由于物价上涨而使采购资金的实际需要量、更新购置固定资产的资金需要量常常超过计划数，使企业资金受短缺之困，也由于原材料价格上涨，职工工资增长等导致企业生产成本不断上升。但是，他们没有认识到传统跨及低估了前期购入资产转移消耗的价值。他们在经营决策中，考虑的是未来的名义收入和支出，而对未来的实际收入和支出不够重视，甚至还没有认识到，因此在决策中缺乏考虑通货膨胀的因素。
（3）由于我国长期政企职责不分，官僚主义现象比较严重，意识形态过于浓厚，使企业、政府更乐于看到上报的成绩，如果运用通货膨胀会计方法，会不同程度地降低“成绩、业绩”，有违其喜好。
四、我国通货膨胀会计模式的选择
我国通货膨胀会计模式的选择，应基于对通货膨胀下各种会计模式的比较分析，结合我国的具体情况，在宏观经济情况与企业微观经济效益相统一的前提下，根据我国物价变动的特点以及企业财会工作的状况综合考虑，以求作出合理的选择。选择时我们需要注意到，我国目前的财政状况还比较紧张，国家宏观调控机制及有关法规尚不完善，无法及时、正确的取得所需的物价指数我国现阶段会计核算与会计管理水平较低，大部分会计工作仍处于手工操作阶通货膨胀会计模式研究段，企业会计人员的整体素质不很高，绝大部分人没有接触过通货膨胀会计模式，更不能实际应用，要胜任新的会计模式并非短期可以解决同时，新《企业会计规则》规定了我国企业会计的计量基础仍是历史成本原则。鉴于上述原因，要建立系统、完善的通货膨胀会计方法十分必要，也应该有一个过渡时期。就目前来说，比较现实的选择应是将具体方法的选择和运用分为以下三个阶段：
1.按谨慎性原则对历史成本计价方法有限度的修正
稳健的利用我国现有的制度规定及原则，适时谨慎的改革某些会计方法，从最大程度上消除通货膨胀对会计信息的影响，提供相关会计信息。具体考虑到以下几点：
通货膨胀的趋势范文5
关键词：通货膨胀；财政政策；货币政策；脉冲响应
中图分类号：F812.0 文献标识码：A 文章编号：1005－0892(2008)11－0034－05
较长时间以来，中国经济一直保持着“高增长、低通胀”又好又快的发展状态。然而，伴随着2007年7月份CPI突破5％，通货膨胀不期而至。进入2008年，CPI继续在高位运行，一月份为7.1％，二月份达到8.7％，创下了12年来的新高。在此背景下，如何有效地防止通货膨胀成为当前宏观调控面临的最重要问题。围绕这一主题，国内众多学者和研究机构从不同角度提出了自己的看法和建议。高铁梅等(2008)认为，本轮物价上涨是货币供应量增多、成本推动和需求推动等各因素共同作用的结果，防止出现全面通货膨胀就要降低过快的经济增长速度，同时稳定人们的通胀预期；Ⅲ国家信息中心(2008)认为，食品价格上涨始终是推动居民消费价格指数CPI上升的主要动力和原因，目前货币政策应坚持从紧方针，但暂时不宜出台加息等紧缩性政策；陈彦斌(2008)认为，流动性过剩对于当前的居民消费价格上涨有一定的影响，但并不显著，治理政策要着眼于当前通货膨胀的特征，而不能盲目实施紧缩性货币政策和财政政策；何孝星和黄雪霞(2008)认为，利率政策抑制通货膨胀的效果有限，继续加息将会有害无益，未来应该以控制信贷总量替代加息作为货币政策的主要工具，等等。根据我国目前的宏观经济形势，在对通货膨胀成因实证分析的基础上，我们认为，当前货币政策不仅对于成本推动型通货膨胀无能为力，而且在货币数量的调控方面也存在诸多局限，治理通货膨胀应该更加重视财政政策的作用。
一、当前通货膨胀的性质
有效的宏观调控建立在正确分析宏观经济形势的基础之上，因此，判断当前通货膨胀的性质和特征就成为我们讨论问题的出发点。
1、外部失衡引发的通货膨胀。20世纪90年代之后，除1998年东南亚金融危机的特殊因素之外，中国一直保持着经常账户与资本账户的双顺差。持续的外部失衡造成外汇储备激增并且加大了人民币升值的压力。在人民币升值的预期下，大量的国际投机资本进入中国，使资本账户顺差进一步扩大。为了维持人民币汇率的相对稳定，央行不得不扩大人民币的供应，结果造成M2的迅速增长，如2008年1月和2月M2同比分别增长18.94％和17.48％，均高于2007年末的水平。3月份虽然出现了一定程度的回落，但仍然保持在16.29％的高位(图1)。货币供应量以及信贷的过快增长引发了流动性过剩，从而构成了当前通货膨胀的最基本原因。
2、通货膨胀具有结构性特征。目前的通货膨胀呈现结构性态势，并非所有商品的价格都在上涨，上涨的主要是食品价格。以2008年4月份为例(图2和图3)，CPI为8.5％，其中食品价格上涨了22.1％，而衣着类商品的价格反而下降了1.4％。食品价格的上涨，又主要集中于肉禽(47.9％)、水产品(16.1％)和鲜菜(13.6％)。食品之所以成为推动价格上升的主要因素，是因为食品行业的供给弹性较小，对于来自需求面的货币供给量的正向冲击不能作出及时反应所致。尽管目前物价上涨是结构性的，但由于通货膨胀具有自我强化的功能，如果不进行适当的调控，一旦人们形成通货膨胀预期，那么结构性通胀就会演变成全面的通货膨胀。
3、成本推动型通货膨胀比较明显。本轮通货膨胀带有明显的成本推动型特征。根据国家统计局公布的数据，2008年4月工业品出厂价格同比上涨8.1％，其中原油上涨37.9％，原煤上涨20.9％，有色金属上涨4.7％(图4)。同时，进口的主要商品如铁矿石、大豆、成品油、天然橡胶等价格均有不同程度的上涨。土地、劳动力、以及自然资源等要素价格的上涨也已经成为普遍的趋势。这种现象的出现与我国目前的发展阶段以及国际经济形势存在着紧密的关系。首先，随着我国人口拐点的出现，原本可以“无限”供给的劳动力开始出现短缺；其次，当前进行的要素价格机制改革使得之前人为压低的要素价格逐渐向市场均衡水平移动；最后，中国、印度等新兴经济体正处于加速发展阶段，其旺盛的需求推动了世界范围内原材料价格的上涨。
4、通货膨胀的国际传导。在中国爆发通货膨胀的同时，其他主要国家都存在一定程度的价格上涨。2008年1月，美国CPI上涨4.4％；欧元区上涨3.2％，日本上涨0.7％；韩国、印度尼西亚、新加坡分别上涨3.9％、6.6％和7.4％；俄罗斯上涨12.8％，南非上涨9.3％，全球通货膨胀有卷土重来之势。经过30年的改革开放，中国经济已经与世界经济紧密联系在一起，国际上大宗商品价格如铁矿石、原油、粮食等价格的上涨就会相应传导到我国，形成输入型通货膨胀。事实上，当前制约我国供给面最主要的因素即是成本推动与输入型通货膨胀。
二、通货膨胀的影响因素：实证分析
为了进一步探讨通货膨胀的趋势及其成因，本文建立了关于我国通货膨胀率的脉冲响应函数。选取的变量指标包括居民消费价格指数(CPI)、CPI下食品价格中的粮食价格指数(CORP)、全社会固定资产投资(INV)、广义货币供给量同期增长率(M2)、全部单位从业人员平均劳动报酬(W)。由于我国2003年开始走出通货紧缩的阴影，因此本文的样本期始于2003年1月，止于2008年3月，总共63个样本。其中居民消费价格指数、粮食价格指数、全社会固定资产投资和M2同期增长率的月度数据来源于中国资讯行数据库，从业人员平均劳动报酬数据来源于中经网统计数据库，原始数据为季度数据，我们采用取均值的方法近似得到了月度数据。
脉冲响应函数刻画了一单位标准差大小的新信息(jnnovation)冲击对内生变量的当前值和未来值所带来的影响，可以反映一个变量作用于另外一个变量的动态特征。一般在分析脉冲响应函数之前要建立变量之间的VAR模型，我们首先根据AIC准则和SC准则，设定了VAR(2)模型，在此基础上，采用正交化(orthogonalised)方法和Choleski分解技术，建立了关于通货膨胀率与其他变量的脉冲响应函数模型。西姆斯(1980)认为。VAR和脉冲响应函数模型下无需考虑变量的平稳性，所以这里没有对变量进行平稳性检验。图5至图8是CPI对于其他
变量一单位标准差冲击的反应。
1、粮食价格对于通货膨胀率的冲击。由于粮食在CPI组成中权重较高，因此在当期就会对通货膨胀率产生正向效应，并且正向效应呈递增趋势，第3期达到最大，此后开始逐期递减。这表明粮食价格的上涨短期内会对CPI造成较大冲击，但在长期内对于CPI的持续影响较小。
2、全社会固定资产投资对于通货膨胀率的冲击。全社会固定资产投资对通货膨胀率的冲击作用一直是正向效应，并且效应逐渐增大，到第5期开始稳定在一定水平。长期内固定资产投资增加会产生温和的通货膨胀效应。
3、广义货币供给量同期增长率对于通货膨胀率的影响。初期时广义货币供给量同期增长率对通货膨胀率的正向冲击呈增长趋势，到第5期达到最大值，随后呈递减趋势，到第10期逐渐趋近于零。
4、全部单位从业人员平均劳动报酬对于通货膨胀率的冲击。全部单位从业人员平均劳动报酬对通货膨胀率的正向效应在第2期开始显现，并且逐期放大，第10期时仍然呈增长趋势。显然，劳动者工资的增加对通货膨胀率的冲击效应非常强烈，在长期内会持续提高通货膨胀率。
在给出脉冲响应函数之后，我们采用方差分解法，通过求解扰动项对向量自回归模型预测均方差的贡献度，了解各类因素对通货膨胀率的冲击作用，分解结果见表1。
从表1中可以看到，除了通货膨胀率自身以外，粮食价格和平均劳动报酬是长期中影响通货膨胀率的主要因素。并且随着时期的延长，劳动报酬对通货膨胀的影响程度越来越大。由于我国国内粮价上涨在一定程度上受到国际粮价的影响，而劳动报酬的上升直接表现为生产成本的提高，因此，成本推动型和输入型通货膨胀可能是目前价格上涨的主要因素。
三、货币政策的局限性
虽然货币主义者认为通货膨胀任何时候都是一个货币现象，治理通货膨胀理应由货币政策发挥主要作用。然而，从目前我国通货膨胀的形势来看，基于需求调节的货币政策显然对于供给方面的成本推动和输入型通货膨胀无能为力。同时，即便在货币政策调控最为核心的领域――货币数量的控制方面也存在着诸多的局限。
1、加息的局限。加息可以提高资金的使用成本，回笼货币，减少流通中的货币数量，是货币政策中最重要的工具。但是，目前加息却要考虑诸多问题。首先，加息要考虑中美之间的利差。现在的情况是，人民银行在不断加息，美联储却在不断减息，使得中美之间的利差不断加大。中美之间的利差倒挂会诱发国际投机资本进一步流入，从而加剧我国的通货膨胀；其次，加息要考虑对贸易顺差的影响。加息会提高资金成本，抑制国内的投资需求，并因此减少进口，进一步拉大中国的贸易顺差，最终也会与加息的目的背道而驰；第三，加息要考虑对储蓄的影响。近年来，随着资本市场的发展，我国过高的储蓄开始减少，多年低迷的消费需求逐渐启动。如果在这个时候加息，尽管可以将部分资金吸引回银行，但是却与扩大内需与发展资本市场的长期目标相悖。
2、存款准备金与票据回购的局限。存款准备金率的上调和央行票据的回购同样可以达到回笼货币的目的，但是二者的政策空间日益缩小。目前存款准备金率已经达到15.5％的历史高位，中小银行流动性明显吃紧。若进一步上调准备金率，必然会危及到这些银行的生存。同时，央行票据回购的不断积累，一方面使得央行面临票据到期以及利息支出不断上升的压力，另一方面损害了商业银行的融资机能，不利于正在进行的金融体制改革。
3、人民币升值的局限。人民币升值可以从源头上解决流动性过剩的问题，有效抑制输入型通货膨胀，减少国际贸易争端，从长期来看也有利于实现中国经济增长方式的转型。但是，这并不意味着要使人民币迅速升值到市场均衡水平。因为，人民币的过快升值同样会带来严重的问题。一方面，人民币升值会促使资产价格上涨，由此产生的财富效应会形成强大的购买力，反而会加剧通胀；另一方面，过快升值会对外部需求产生巨大影响，在目前内需并没有充分启动的前提下，极有可能引发经济衰退。因此，人民币升值只能是循序渐进，小步快跑。由此也决定了人民币升值对通货膨胀的抑制效应要到两三年后才会显现，这显然是“远水解不了近渴”。
尽管货币政策存在诸多局限，但目前我国的货币供应量和贷款规模增幅仍然偏快，尤其是金融机构外汇贷款超常增长，2008年4月末已达到2709亿美元，同比增长了56.76％。因此，货币政策应该继续坚持从紧的原则，将反通货膨胀作为其主要目标。由于信贷规模调控和窗口指导可以直接作用于商业银行的贷款规模，在实践中能够根据市场供求和银行盈利状况及时、迅速地作出反应，避免“一刀切”，我们建议未来货币政策应把控制信贷规模作为主要的调控工具。
四、应该重视财政政策在治理通胀中的作用
目前我国通货膨胀形势的复杂性以及货币政策的局限性使我们不得不把目光投向财政政策。与货币政策不同，财政政策不仅可以实施需求调节，而且还可以对供给面产生影响，从而能够直接应对成本推动型通货膨胀的挑战。同时，财政政策较少受到外部经济的影响，政策扭曲效果较小。因此，今后治理通货膨胀应该进一步发挥财政政策的作用。
1、财政政策的需求调节。凯恩斯主义者认为，财政支出属于社会总需求的一部分，扩大财政支出会增加社会总需求，在总供给不变的情况下，价格水平会相应提高。同时，由于现实条件下李嘉图等价定理并不成立，政府使用公债融资取代税收融资，持有公债的消费者认为自己的财富增加，从而增加消费支出，同样会引发价格水平的上涨。因此，为了抑制通货膨胀，财政政策似乎应该减少财政投资和压缩赤字。但是，我们认为这种做法是不可取的。主要原因在于中国的通货膨胀有其自身的特殊性：一方面，面对由流动性过剩引发的通货膨胀，财政支出的增加和赤字的非货币化融资，并不会增加目前流通中的货币数量，因而也不会加重流动性过剩局面；另一方面。面对人民币升值和出口的减速，需要适当的政府投资支撑经济增长，以防止滞涨的出现。所以，目前的财政政策在需求调节方面应采取紧中有松的原则，在维持适当规模的赤字的同时，发放特别国债，进一步回收流动性，加大中西部和农村地区的基础设施投资，以促进经济的持续稳定增长。
2、财政政策的供给调节。财政政策的供给效应包括对于经济增长的长期调节和经济波动的短期调节。根据新古典的经济增长理论，一个经济体的供给主要包括以下几个要素：人力资本、物质资本、知识资本以及社会管理系统。其中，人力资本不仅是指劳动力的数量，也包括劳动力的质量。物质资本泛指基础设施以及设备投资。知识资本包含论文、设计和专利等，反映了一个国家的技术进步。社会管理系统则表现为政府的管理能力。除了物质资本之外，其他供给要素
都具有公共物品的特征，单纯依赖市场会供给不足，需要政府财政予以支持。政府可以通过增加财政支出和补贴，增加上述物品的供给，由此形成了财政政策的长期供给效应。事实上，财政政策的供给效应对经济增长的促进作用非常明显，卢卡斯(2004)就曾指出：“以美国过去50年的经济表现为基准发现，成功的长期供给方面的政策所能带来的社会福利要远远高于进一步优化短期需求管理政策所能带来的社会福利”。财政政策的供给效应对于经济增长尤其对于技术进步的促进作用对目前我国通货膨胀的治理也具有非常重要的意义。这是因为生产要素价格上涨是否转化为成本推动型通货膨胀，根本上取决于生产要素价格上涨与劳动生产率提高之间的竞赛，而决定劳动生产率最关键的因素是技术进步。因此，发挥财政政策的供给效应，加大对于科研开发的政府补贴，大力提高劳动生产率，才能最终抑制成本推动型通货膨胀。
财政政策不仅能够改善长期供给，而且也可以实施短期供给调节。尽管一个国家的劳动力、物质资本、科学技术在短期内无法改变，但是财政政策却可以通过调整相对价格以改变对生产者的激励，从而在短期供给方面发挥作用。例如，财政政策可以通过降低个人所得税改变劳动者工作和闲暇之间的相对价格，激励劳动者增加劳动供给；降低企业所得税增加企业利润，刺激企业增加生产。事实上，对经济活动中的参与者――劳动者和企业的行为进行激励从而促进他们增加供给正是短期供给调节的核心。那么，财政政策的短期供给调节又是如何治理通货膨胀的呢?我们可以通过图9进行说明。
在图9中，短期总需求曲线与短期总供给曲线相交于E0点，此时的产量和价格水平分别为y0和P0。由于成本型通货膨胀的推动，原材料价格上涨和劳动力成本上升，供给减少，短期总供给曲线相应向左移动，最终达到AS1的位置。此时，短期总供给曲线与短期总需求曲线相交于新的均衡点E1。与E0点相比，在E1点上价格上升到P1，产出水平下降到y1，造成了经济滞涨。在这种情况下，运用财政政策的短期供给调节，通过减税和补贴等手段激励生产者增加生产，改善供给，短期总供给曲线又会向右移动到AS0的位置，最终消除滞涨。由此可见，财政政策的短期供给调节不仅可以降低价格水平，抑制通货膨胀，还可以提高均衡产出。增加就业，具有“一石二鸟”的作用。具体到我国的通货膨胀治理，我们认为财政政策应该根据不同因素，对症下药，多管齐下。
首先，针对由国际收支盈余增长过快引发的通胀，可以考虑一方面降低出口退税税率，同时对一些国内稀缺的生产要素加征出口关税，减少出口；另一方面，进一步削减进口关税，给予企业进口补贴，扩大进口从而减少贸易顺差。此外，资本账户下的“热钱”流入也要予以充分重视。尽管目前防范投机资本流人的主要方法是资本管制，但是从资本项目管制上来控制短期资本流入实际上是非常困难的。因此，采取税收调节如开征托宾税是较为可行的一个选择。托宾税对于所有现货外汇交易课以税款，能够有效地防止投机资本规模的急剧扩张，从而稳定汇率和减少资本账户盈余。
其次，针对成本型和结构性通货膨胀，财政政策要适时扩大增值税转型试点范围，降低企业所得税率，加大对于粮棉油的补贴力度，提高个人所得税免征额和降低个税税率。增值税转型允许企业抵扣购进固定资产中机器设备所含的进项税金从而减少企业税负，降低企业所得税率增加了企业的税后利润，这两项政策都有利于提高企业的生产积极性，增加供给。同时，对于一些受到通货膨胀影响较大的行业如粮棉油、猪肉、石油、电力等行业，给予财政补贴可以有效地减轻这些行业面临的要素成本上升压力，保障供应。此外，由于劳动力成本上升也是推动通货膨胀的一个重要因素，提高个人所得税的免征额能够激励劳动者增加供给，从而减少劳动力成本上升对于通货膨胀的冲击。
最后，针对通货膨胀可能引发的社会问题，要对低收入者发放价格补贴。这是因为目前通货膨胀主要由食品上涨引起，而低收入者的恩格尔系数往往很高。通货膨胀对他们生活水平的影响最大。实际上，自本轮物价开始上涨以来，财政部已采取多种方式对城乡低保住户、困难学生以及学生食堂进行了专项补贴。基于通货膨胀的发展趋势，需要进一步扩大财政补贴的规模和范围。
通货膨胀的趋势范文6
关键词：经济增长；通货膨胀；误差修正模型
一、 引言
中国自1978年改革开放以来，经济一直保持高速增长，通货膨胀也呈现出明显的周期性变动趋势。21世纪初的中国经济仍然能保持着近十年的“高增长―低通胀”的运行态势，这不能不说是一种奇迹。然而奇迹过后，中国的宏观经济又将如何发展？中国的这种“高增长―低通胀”经济发展的运行机制是怎样的呢？这一系列的问题将是本文接下来要进行深入研究和探讨的。
二、 文献综述
经济增长与通货膨胀是学术界研究的经典问题，国外学者很早就开始对其进行研究。Fisher（1993）通过对多个国家的经济增长和通货膨胀的数据进行经验分析，发现两者之间存在负相关关系。Barro（1995）利用工具变量估计方法对100个国家的5年平均数据进行分析，得出了类似的结论；他还发现通货膨胀每增加10%，就会使经济增长率降低0.2%～0.3%，投资率也会下降0.4%～0.6%。Bruno和Easterly（1998）和Bullard和Keating（1995）都认为，只有当通货膨胀超过某个临界值时，它和经济增长的这种负相关关系才会显现出来。
部分学者认为经济增长与通货膨胀存在一种非线性关系。当通货膨胀率较低时，经济增长与通货膨胀之间是正相关或不显著的；当通货膨胀率较高时，经济增长与通货膨胀之间存在显著的负相关关系。最早提出经济增长与通货膨胀的这种非线性关系的学者是Fischer（1993）。Ghosh和Phillips（1998）利用更大的样本检验了通货膨胀率临界值――“门槛效应”的存在，但是他认为这个“门槛效应”的值为每年2.5%的通货膨胀率。Khan和Senhadji（2001）利用140个国家40多年的面板数据对这一现象进行了进一步的研究，他得到工业国家的“门槛效应”的临界值为1%～3%，而发展中国家的这一水平为11%～12%。
国内学者对于经济增长与通货膨胀的关系的研究大致可以分为如下几类：第一类观点认为经济增长与通货膨胀存在着显著的正相关关系。刘东航、沈金生（2010）研究发现经济增长与通货膨胀之间存在长期稳定的均衡关系，并且也存在双向因果关系，较高的通货膨胀率会促进当年经济增长，但会阻碍下一年的经济增长。沈利生（2009）通过对中国经济增长与通货膨胀的周期联动分析，认为当年的经济增长与下年通货膨胀之间存在着正相关关系。渠慎宁、江贤武（2010）构建总供给函数模型，发现我国上一年通货膨胀率主要通过上一年的产出缺口来影响本年经济增长率。
第二类观点认为经济增长与通货膨胀存在负相关关系。张东辉、孙华臣（2010）基于城乡居民消费差距视角分析得出，物价波动对经济增长有负的直接影响。黄宪慧（2005）研究也发现通货膨胀对经济增长起阻碍作用，且这种作用是通过改变居民的消费-储蓄行为、增加生产者经营风险和成本以及扭曲国名收入分配等机制实现的。孔东民（2007）在研究通货膨胀与金融发展的关系的时候，也得到了通货膨胀阻碍经济发展的结论。
以上研究结论反映了学者们的两种截然相反的观点，得出第一类观点的研究大多是从宏观层面来研究经济增长与通货膨胀的关系的，而第二类观点的研究则倾向于从微观视角的消费、储蓄行为出发来研究两者之间的关系。然而，经济发展与通货膨胀究竟是什么样的关系，还有些学者提出了第三类观点，认为通货膨胀与经济增长没有必然的联系。刘溶沧（1994）认为无论从理论上，还是国外的经济发展实践看，高增长与高通胀没有必然的联系。但持此种观点的学者还是少数，大多数学者还是认为经济增长与通货膨胀在不同的经济周期内，存在着不同的关系。
第四类观点则是认为经济增长与通货膨胀之间是存在最优组合关系，即“高增长―低通胀”的最优组合。王永中（2008）通过建立引入软预算约束的货币增长动态均衡模型，分析了中国经济近十年来的“高增长―低通胀”的运行轨迹，认为政府的软预算约束是解释这一现象的原因。郭洪伟（2010）通过建立经济增长与通货膨胀关系的计量模型，对我国宏观经济数据进行实证分析，得出我国最优通货膨胀率约为5%，对应的经济增长率为11%；同时，他认为若本年和上一年的通货膨胀率都为零，我国实际的、可持续的年经济增长率为10%左右，则其中3.5个百分点的增长是来自于经济自身增长惯性。
通过对以上研究经济增长与通货膨胀的文献的回顾，可以发现现有的研究经验研究过多且缺乏理论指导依据，同时已有的研究结论对于宏观经济指导意义不够。本文基于以上不足之处，加强对经济增长与通货膨胀的理论研究，着重在通过理论研究两者的传导机制的基础上再对两者的关系进行实证检验；同时，遵循经济自身的发展周期，根据中国的实际情况来分析近十年来宏观经济呈现的“高增长-低通胀”现象，并力图找出中国经济呈现良好运行态势的原因。
三、 经济增长与通货膨胀传导机制分析
随着全球经济一体化的发展，经济增长越来越依赖于金融市场的发展。Min Lin（2005）提出了这样的假说：金融市场可能是通货膨胀影响经济增长的一个重要渠道。金融市场主要由银行市场和证券市场两部分组成，通货膨胀也是通过影响这两个市场来影响资本积累以及资本的投资效率，从而影响经济增长的。
当经济中出现高通货膨胀时，它会减少银行中储蓄的回报率，同时借着金融市场这个传导渠道，使金融市场产生摩擦从而加剧对金融体系的困扰；该种金融市场摩擦还可能导致信贷配给的产生，从而限制信贷资本的可获得性并降低资本的投资效率，最终可能会导致长期的经济萎缩。然而，当通货膨胀没有那么高，低于某一个临界值时，它使金融市场产生的摩擦效应会减弱甚至没有；相反地，一定程度的通货膨胀在降低金融市场中储蓄者的资本回报的时候，有可能会增加资本积累，提高资本回报率。
在信贷市场上，通货膨胀会减少储蓄者的收入，也会减少债务人所要偿还的实际利息，这使得债权人的实际收入减少；此种通货膨胀效应会使得越来越多的人成为债务人。相同贷款利率的条件下，信贷资金会配给到违约风险低的债务人；违约风险高的债务人要想获得信贷配给资金，必须支付更高的贷款利率。这种信贷配给机制越是严格，就会进一步推高通货膨胀；而且信贷配给限制了债务人资本的可获得性，使金融市场上形成的信贷资金的数量减少，这严重影响了资源的配置效率；从长期来看，经济会由于通货膨胀的进一步上升而呈现萎缩的状态。
从经典理论来看，经济增长和通货膨胀的关系可以通过菲利普斯曲线来进行论述。劳动力市场的失业率与自然失业率之间的缺口对应着产品市场的实际产出与潜在产出之间的缺口，所以，从产品市场的角度来研究经济增长对通货膨胀的传导机制也是一种可行的视角。当经济中有一个初始产出水平，若经济的实际增长率升高时，就会带动产品需求增加，但由于厂商的调整成本以及时滞等因素的影响，产品供给不能相应地增加，这就产生了产品的供给与需求之间的缺口，直接会导致产品价格上升，进而使得通货膨胀率上升。
四、 中国的经济增长与通货膨胀的实证检验
由于中国经济的实际增长率与通货膨胀率之间具有较强的相关关系，为了更加明确两者的相互关系，本文参考Mills（1999）的研究建立的Granger因果关系检验模型，数据来源于国家统计局和世界银行官方网站：
GDPGCt=C0+？撞Pi=1C1GDPGCt-1+？撞Pi=1C2GDPGCt-1+？着1t
GDPGCt=C3+？撞Pi=1C4GDPGCt-1+？撞Pi=1C5GDPGCt-1+？着2t
通过统计分析，得到以下的检验结果，如表1。
表1的检验结果表明，GDPGC在5%的显著水平上是GDPDC的Granger原因，即通货膨胀率是影响经济实际增长率的Granger原因，这说明价格的变化是可以解释实际产出的变化的；GDPDC在10%的显著水平上是GDPGC的Granger原因，即经济实际增长率是通货膨胀的Granger原因，这同时也说明实际产出的增长对价格是有促进作用的。 本文涉及的数据均属于时间序列数据，在对时间序列数据进行回归分析的时候，为了避免产生“虚假回归”的现象，必须首先对数据进行平稳性检验。结果发现，中国GDP的实际增长率和通货膨胀率都符合一阶平稳过程。进一步，对经济实际增长率与通货膨胀率进行Johansen协整检验，有如表2的结果。
表2的Johansen协整检验结果显示，GDPGC和GDPDC在1%的显著水平上存在一个显著的协整关系，即在1%的显著性水平上，经济实际增长率与通货膨胀率存在长期稳定的均衡关系。协整关系的估计方程如下：
GDPGCt-0.087 3*GDPGCt-10.531 2=ut
为了进一步探讨中国经济增长与通货膨胀的短期波动关系，本文构建ECM模型对中国GDP实际增长率和通货膨胀率进行研究。由以上的误差休整动态轨迹分布图可以估计，GDPGC与GDPDC的长期均衡关系存在误差修正模型，并令误差修正项ecmt=ut，即ecmt=GDPGCt-0.087 3* GDPDCt-10.531 2建立误差修正模型如下：
D（GDPGCt）=C（1）+C（2）*D（GDPGCt-1）+C（3）*D（GDP-DCt-1）+C（4）*ecmt-1+？着t1
D（GDPDCt）=C（5）+C（6）*D（GDPDCt-1）+C（7）*D（GDPGCt-1）+C（8）*ecmt-1+？着t2
对以上两个模型进行OLS检验得到估计方程如下：
D（GDPGC）=-0.514 4+0.490 8*D（GDPGC（-1））-0.205 6*D（GDPDC（-1））-0.598 3*ut（-1）
（-1.140 8） （2.907 5）* （-1.708 8）*** （-3.107 5）*
R2=0.439 7 F=6.800 5 DW=2.085 0
D（GDPDC）=-0.213 6+0.042 67*D（GDPDC（-1））+0.909 6*D（GDPGC（-1））-0.120 7*ut（-1）
（-0.298 2） （0.223 2） （3.391 5）* （-0.394 6）
R2=0.363 9 F=4.957 4 DW=2.012 2
在以上误差修正模型的估计方程中，差分项反映了短期波动的影响。从实证的结果来看，中国GDP实际增长率的短期波动效应可分为两个部分：一部分是短期波动的影响，另一部分是偏离长期均衡的影响。当通货膨胀率的差分增长1个百分点时，它会使经济增长率的差分在短期内下降0.205 6个百分点；同时，滞后一期的经济增长率的短期波动对当期经济增长率的波动产生正向的影响，其影响程度为0.490 8；并且这两种影响效果在统计上都是显著的。这说明，中国的通货膨胀率的短期波动将会对经济实际增长率的短期波动产生阻碍作用，同时，由于经济增长的惯性作用，上一期的经济增长率的短期波动会对当期的经济增长率产生促进作用。
误差修正项ut的系数反映了对偏离长期均衡的调整力度；当短期波动偏离长期均衡时，将以（-0.598 3）的调整力度将非均衡状态拉回到均衡状态；因此，此修正过程中经济实际增长率将产生震荡收敛趋势，使经济实际增长率收敛到与经济发展阶段相关的自然率水平上。从长期来看，中国的经济增长与通货膨胀存在正相关关系，通货膨胀会促进经济的长期增长，经济增长对通货膨胀同样产生促进作用；从短期来看，通货膨胀的短期波动会使阻碍经济增长，而经济增长的短期波动则对通货膨胀产生促进作用，即通货膨胀的短期波动滞后于经济增长的短期调整。
五、 结论
经济增长与通货膨胀之间存在着四种较为常见传导机制：通货膨胀对经济增长有两种传导机制，分别是效率传导机制和金融市场传导机制；经济增长对通货膨胀也有两种传导机制，分别是劳动力市场传导机制和产品市场传导机制。在通货膨胀对经济增长的传导机制中，金融市场是主要的传导机制，通货膨胀借用金融市场渠道影响资本的积累水平和投资效率，从而对经济增长产生作用。在经济增长对通货膨胀的传导机制中，产品市场的传导机制是由劳动力市场传导机制延伸而来的，两者具有同样重要的地位，前者通过形成劳动力的需求与供给的缺口促使工资上涨，进而影响通货膨胀；后者通过形成产品的供给与需求的缺口使得产品价格上涨，从而影响通货膨胀。
中国经济实际增长率与通货膨胀率之间存在着显著的正相关关系，且具有长期稳定的均衡关系，通货膨胀率在5%的显著性水平上是经济实际增长率的Granger原因，经济实际增长率在10%的显著性水平上是通货膨胀率的Granger原因。从长期来看，中国的通货膨胀对经济增长率具有一定程度的促进作用，而且经济增长又对通货膨胀的趋势具有反馈作用。从经济实际增长率与通货膨胀率互为Granger原因可知，在实际经济生活中，价格的变化可以解释实际产出的变化，而实际产出的增长对价格的变化是有促进作用的。在短期，通货膨胀与经济增长的短期波动之间仍然存在着相互影响的关系。通货膨胀的短期波动阻碍经济增长，经济增长的短期波动对通货膨胀产生促进作用，即通货膨胀的短期波动滞后于经济增长的短期调整。
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基金项目：上海交通大学文科科研创新基金项目（项目号：13QN18）。
