通貨膨脹的趨勢精選(九篇)
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第1篇：通貨膨脹的趨勢范文
貨幣政策具有長期中性和短期非中性的特點。因此，在長期內價格穩定是貨幣政策的唯一目標，而在短期內貨幣政策必須兼顧價格穩定和產出穩定兩大目標。可見，不管是在長期還是短期，價格穩定都是貨幣政策的重要目標。因此，準確地度量通貨膨脹是中央銀行制定貨幣政策的重要先決條件。然而，關于如何度量通貨膨脹，目前存在標題通貨膨脹(headline inflation)和核心通貨膨脹(core inflation)兩種不同的度量方法。標題通貨膨脹度量居民生活成本的變化，包括居民消費的所有商品和服務的價格并根據支出比例進行加權平均，以常用的消費價格指數(CPI)為代表。很多學者認為，度量生活成本變化的標題通貨膨脹不適合作為貨幣政策的通貨膨脹目標。核心通貨膨脹的概念是在20世紀70年代被提出的，并在此后的貨幣政策討論中扮演非常重要的角色。但是，對于如何度量核心通貨膨脹，始終缺乏統一的認識。而且，在核心通貨膨脹被提出后的很長一段時間里，雖然核心通貨膨脹在貨幣政策的討論中被頻繁使用，但是卻很少出現在主流學術出版物中。直到最近十幾年，才出現一種新的趨勢——在更加堅實的統計基礎或理論基礎上度量核心通貨膨脹，核心通貨膨脹再次得到經濟學界的關注。本文將從定義、度量、評價和應用等角度對核心通貨膨脹理論進行一個系統的綜述。
二、定義
核心通貨膨脹的概念是在20世紀70年代被提出的。當時石油出口國大幅度提高原油價格，導致發達的工業化國家發生了嚴重的成本推動型通貨膨脹，而抑制通貨膨脹的緊縮性貨幣政策又導致經濟的停滯。當時的學者經過反思后認為，在監測通貨膨脹和制定貨幣政策時，需要將CPI分解成兩部分，一部分是由總供給與總需求決定的趨勢性成分，被稱為核心通貨膨脹；另一部分是由食品價格或能源價格波動所決定的暫時性成分，被稱為非核心通貨膨脹或暫時性通貨膨脹。個別商品價格的暫時性上漲只會引起CPI的暫時性上升，當這種暫時性上漲結束后，CPI將會回落。因此，CPI的暫時性波動不應該影響中央銀行的決策，中央銀行應該根據CPI的趨勢性成分即核心通貨膨脹制定貨幣政策。
此外，一些理論研究也表明，度量生活成本變化的CPI不適合作為貨幣政策的通貨膨脹目標。Bryan and Pike(1991)指出，因為各類商品的價格中包含的通貨膨脹信息不一定與其在消費支出中所占的比例相關，所以在度量通貨膨脹時根據支出比例加權平均是存在問題的，會導致權重偏差。Bryan and Cecchetti(1993)和Cecchetti(1997)指出，各類商品的價格中包含有與貨幣政策無關的暫時性噪聲，比如自然災害和天氣原因導致的食品價格上漲、OPEC(Organization of the Petroleum Exporting Countries)減產導致的石油價格上漲、不同種類商品的非同步價格調整等。因為這些暫時性噪聲導致的價格變化與貨幣政策無關，所以應該在度量通貨膨脹時剔除掉。Mankiw and Reis(2003)建立了一個以穩定產出和穩定物價為目標的貨幣政策評價模型，發現將CPI作為貨幣政策的通貨膨脹目標會導致產出劇烈波動。
動蕩的20世紀70年代促使了一個沿用至今的核心通貨膨脹度量的誕生，這就是在標題通貨膨脹中剔除食品和能源價格的核心通貨膨脹度量方法，而且這種度量方法一度成為核心通貨膨脹的代名詞。此后，雖然出現了許多不同的核心通貨膨脹度量方法，但是關于核心通貨膨脹應該如何定義，即核心通貨膨脹應該度量什么，始終缺乏統一認識。各種不同的核心通貨膨脹度量方法都傾向于定義一種特定的方法來計算核心通貨膨脹，而不是定義核心通貨膨脹應該度量什么。Dolmas and Wynne(2008)引用了埃奇沃思(Edgeworth，1919)的一段話來反映核心通貨膨脹理論研究存在的缺陷：“在開始回答問題之前，必須發現問題的真正涵義”。
文獻檢索的結果顯示，Eckstein(1981)最早提出核心通貨膨脹的正式定義。Eckstein將核心通貨膨脹定義為“總供給價格的趨勢性增長”，即“穩態的通貨膨脹”。Parkin(1984)指出，Eckstein(1981)定義的核心通貨膨脹其實就是單位勞動成本的穩態增長率。可見，這與對核心通貨膨脹的現實需求并不吻合。本文綜合Roger(1998)和Wynne(2008)對核心通貨膨脹定義的回顧和總結，將核心通貨膨脹的定義歸納為如下三種。
(一)“持續性通貨膨脹”定義
弗里德曼(Friedman，1963)將通貨膨脹定義為一般價格水平的持續上升，并特別強調要區分價格水平的持續性上升和暫時性上升。貨幣政策要經過一個較長且不確定的時滯期才能發揮作用。如果貨幣政策對價格水平的暫時性上升作出反應，則當貨幣政策發揮作用時，價格水平的暫時性上升可能已經結束。從而，貨幣政策不僅不能熨平經濟的波動，反而成為經濟波動的原因。因此，貨幣政策不應該關注通貨膨脹的暫時性部分，只應該關注其持續性部分即核心通貨膨脹。由于只有寬松的貨幣政策才能造成價格水平的持續上升，所以才有了弗里德曼的著名論斷“無論何時何地，通貨膨脹都是一種貨幣現象”。弗里德曼對持續性通貨膨脹的定義與度量核心通貨膨脹的初衷是一致的，都是要剔除標題通貨膨脹中由暫時性沖擊導致的暫時性價格變化，因此可以將核心通貨膨脹定義為標題通貨膨脹的持續性部分。這個定義也為貨幣政策應該盯住核心通貨膨脹提供了最基本的理論支持。
(二)“普遍性通貨膨脹”定義
奧肯(Okun，1970)和弗萊明(Flemming，1976)將通貨膨脹定義為商品價格的普遍性上漲。貨幣政策是一種總量調節政策，并不具備結構調節功能。因此，一些部門特有沖擊導致的價格變化，比如OPEC減產導致的石油價格上漲、自然災害和天氣原因導致的農產品價格上漲，不應該影響中央銀行的貨幣政策。否則，雖然緊縮的貨幣政策能夠抑制石油價格和農產品價格的上漲，但是也會使整個經濟陷入衰退。當然，如果這些部門特有沖擊傳導到整個經濟并且導致商品價格的普遍性上漲，則貨幣當局必須予以重視。因此，可以將核心通貨膨脹定義為所有商品價格變化的共同趨勢，在度量核心通貨膨脹時應該剔除由部門特有沖擊導致的某些商品特有的價格變化，即異質性相對價格變化(idiosyncratic relative price movements)。這種定義與最初度量核心通貨膨脹時剔除食品和能源等價格波動劇烈的商品的思路是一致的。根據核心通貨膨脹的“普遍性通貨膨 脹”定義，可以將各類商品的價格變化分解為：
侯成琪等(2011)認為，式(2)假設核心通貨膨脹對所有商品的價格變化具有相同的影響，這是有悖經濟直覺的。至少從價格粘性的角度來說，不同類型商品的價格粘性程度是不同的，價格粘性越弱，則商品價格對核心通貨膨脹的反應就越快。他們在多部門新凱恩斯菲利普斯曲線的基礎上，根據核心通貨膨脹的“普遍性通貨膨脹”定義給出了核心通貨膨脹的表達式，并提出了如下的商品價格分解公式：
(三)“福利損失”定義
Wynne(2008)認為，貨幣當局反對通貨膨脹的原因是，對于整個社會而言通貨膨脹是有成本的，因為通貨膨脹會擾亂經濟活動的協調一致并妨礙法定貨幣在市場交易中的使用。因此，貨幣政策應該反對會給整個社會帶來福利損失的通貨膨脹，而不是反對導致居民生活成本變化的通貨膨脹。按照Wynne(2008)的分析，核心通貨膨脹可以被定義為帶來福利損失的那部分通貨膨脹。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)認為，盡管直觀看來核心通貨膨脹的“持續性通貨膨脹”定義和“普遍性通貨膨脹”定義是很有吸引力的，但是其能否應用于貨幣政策決策過程卻備受爭議。首先，這些核心通貨膨脹度量完全建立在統計標準之上，缺乏堅實的經濟理論基礎；其次，對于如何評價這些核心通貨膨脹度量在貨幣政策決策中的應用價值，缺乏統一的認識和檢驗標準(詳見本文第四部分)。既然度量核心通貨膨脹的目的是為了制定更好的貨幣政策，而目前評價貨幣政策的標準是Rotemberg and Woodford(1997，1999)和Woodford(2003)倡導的福利準則——假設中央銀行的目標是使代表性家庭的終身效用最大化并通過將代表性家庭的效用函數在穩態附近的二階泰勒近似來計算福利損失，所以最優的通貨膨脹度量方法應該能夠使福利損失最小化。因此，核心通貨膨脹就是能夠使福利損失最小化或者說能夠使名義摩擦導致的扭曲最小化的通貨膨脹度量方法。
但是，要根據這個定義提出度量核心通貨膨脹的方法，必須將經典的單部門貨幣理論模型推廣到多部門情形，因為在單部門貨幣理論模型中所有的通貨膨脹都會帶來福利損失。比如，Rotemberg and Woodford(1997，1999)和Woodford(2003)證明的單部門新凱恩斯模型的福利損失函數如下：
三、度量
(一)基于“持續性通貨膨脹”定義的核心通貨膨脹度量
一元平滑方法主要包括Cecchetti(1997)的移動平均方法和Cogley(2002)的指數平滑方法。其中，Cogley(2002)根據Sargent(1999)的簡單學習模型得到了計算核心通貨膨脹的指數平滑公式：
模型得到。這類方法雖然方便計算，但是實時性差，主要依賴歷史信息。
得到與VAR模型對應的VMA模型并計算核心通貨膨脹。我國的一些學者也采用這種方法估計了中國的核心通貨膨脹，比如：簡澤(2005)將核心通貨膨脹定義為“從RPI或CPI觀察到的一般價格水平變化中由貨幣沖擊導致的成分”，并通過結構向量自回歸模型來測量中國1954-2002年的核心通貨膨脹；趙昕東(2008)擴展了Quah and Vahey(1995)的兩變量結構向量自回歸模型，建立了包括消費價格指數、食品價格指數與產出的三變量SVAR模型，并通過對變量施加基于經濟理論的長期約束估計了1986-2007年中國的核心通貨膨脹。
Quah and Vahey(1995)的缺陷在于，①假設真實產出和通貨膨脹是不存在協整關系的單整序列，所以模型建立在真實產出和通貨膨脹的一階差分向量基礎上，度量的是核心通貨膨脹的變化而不是核心通貨膨脹本身。而且，這種處理方法意味著貨幣政策是超級中性的。雖然貨幣政策的長期中性已經被廣泛證實和認可，但是否超級中性還備受爭議。②將真實產出和通貨膨脹受到的隨機沖擊劃分為正交的核心通貨膨脹沖擊和非核心通貨膨脹沖擊，而現實經濟中的沖擊種類很多，這種假設實際上是將所有的非核心通貨膨脹沖擊同等對待。③由于根據有限的樣本數據永遠無法得到無窮階的VAR模型和VMA模型，如何根據有限的樣本數據進行無窮階的長期約束檢驗，即檢驗，成為一個統計難題。Blix(1995)解決了前兩個問題，而Faust and Leeper(1997)和Cooley and Dwyer(1998)解決了第三個問題。
濾波方法可以剔除一個時間序列中的噪聲，因此常用的濾波方法，包括HP濾波(Hodrick-Prescott fliter)、帶通濾波(band pass filter)和卡爾曼濾波(Kalman filter)，都可以用來過濾標題通貨膨脹中的暫時性價格波動。由于小波方法(wavelet methods)能夠處理時間序列數據的非平穩、不連續跳躍和結構變化等傳統方法很難處理的問題，所以也被用來估計核心通貨膨脹。Anderson et al.(2007)、Down et al.(2010)和Baqaee(2010)采用小波方法估計了美國和新西蘭的核心通貨膨脹。
(二)基于“普遍性通貨膨脹”定義的核心通貨膨脹度量
根據核心通貨膨脹的“普遍性通貨膨脹”定義，各類商品的價格變化可以分解為核心通貨膨脹和異質性相對價格之和。根據這種分解方法，衍生出三類核心通貨膨脹度量方法，本文將之稱為基于波動性的計算方法(methods based on volatility)、基于持續性的計算方法(methods based on persistence)和基于動態因子的計算方法(methods based on dynamic factor)。
1.基于波動性的計算方法
剔除法是剔除價格易受非經濟因素影響且波動劇烈的商品(相當于權重等于0)，根據剩余的各類商品的價格通過支出比例加權來計算核心通貨膨脹。剔除法是最常用的核心通貨膨脹度量方法，而剔除的對象通常包括食品價格、能源價格、間接稅和利息支出。
如果α=50%，則得到加權中位數的核心通貨膨脹度量。利用截尾平均法計算核心通貨膨脹與α的選取密切相關，Tahir(2003)提出了確定α大小的均方根誤差準則(root mean squared error，RMSE)，按照均方根誤差最小的原則選擇α，即
當然，除了方差以外，還可以用其他的指標，比如標準差和絕對離差，度量各類商品價格變化的波動性。與剔除法、加權中位數法和截尾平均法相比，波動性加權法不需要剔除某些商品的價格，可以更加充分地利用各類商品價格中包含的通貨膨脹信息。但是，采用不同的波動性指標，得到的核心通貨膨脹權重有時差異很大。而且，各類商品價格變化的 波動性是隨時間變化的，所以需要不斷根據新的樣本數據重新修正權重。其實，基于波動性的計算方法都面臨權重修正問題。
基于波動性的計算方法是最常用的核心通貨膨脹度量方法，尤其是剔除法、加權中位數法和截尾平均法這三種方法。范躍進和馮維江(2005)基于剔除法、加權中位數法和截尾平均法計算了1995-2004年中國核心通貨膨脹，并在此基礎上討論了中國核心通貨膨脹與宏觀經濟狀況的關系。但是，這類方法最大的問題在于，僅僅根據各類商品價格的波動性計算核心通貨膨脹，價格波動性較大的商品將被剔除，完全沒有考慮各類商品在居民消費支出中的重要程度。比如，食品在我國CPI中占有1/3左右的權重，即使食品價格的波動性很強，但是將食品價格在核心通貨膨脹度量中剔除也是不合適的。Anderson et al.(2007)提出了一個改進的波動性加權法，各類商品的價格變化在核心通貨膨脹中的權重不僅取決于價格變化的波動性，還取決于支出權重的大小，計算公式如下：
重新標度使其和等于1，即可得到各類商品在核心通貨膨脹中的權重。
但是，由于缺乏選取預測期的標準，現有的研究不是按照預測未來通貨膨脹的能力給各類商品的價格變化賦權，而是根據各類商品價格變化的持續性給各類商品賦權。Cutler(2001)和Bilke and Stracca(2007)假設各類商品價格變化服從如下的自回歸模型：
Gadzinski and Fabrice(2004)還提出了一個根據半衰期方法(half-life indicator)計算持續性系數的方法，所謂半衰期是指暫時性沖擊影響超出其最初影響一半的時期數。范志勇和張鵬龍(2010)采用Gadzinski and Fabrice(2004)的方法，構建了中國基于價格上漲慣性權重的核心通貨膨脹指標。
3.基于動態因子的計算方法
式(2)假設各類商品的價格變化中存在一個共同的動態因子，即核心通貨膨脹。基于動態因子的計算方法采用統計方法，通過從各類商品的價格變化中提取共同的動態因子來估計核心通貨膨脹。常用的方法有三種：一種方法是將估計核心通貨膨脹的計量經濟模型表示成狀態-空間模型(state space model)的形式并用卡爾曼濾波估計不可觀測的核心通貨膨脹；一種方法是利用Forni et al.(2000，2005)提出的廣義動態因子模型(generalized dynamic factor model)來估計核心通貨膨脹；一種方法是采用協整-誤差修正模型的調節系數矩陣正交分解技術來估計協整向量系統的共同因子即核心通貨膨脹。
(1)狀態-空間模型
侯成琪等(2011)認為，式(2)所示的分解方式有悖經濟直覺，提出了式(3)所示的分解公式。在這個分解公式中，核心通貨膨脹的系數不再是常數1，而是一個需要估計的參數。核心通貨膨脹及其系數都需要估計，這會造成不可識別問題。他們提出了一個兩階段估計方法來解決這個問題：第一階段根據核心通貨膨脹的變量估計式(3)中核心通貨膨脹的系數，并采用Wooldridge(2001)提出的多指示器方法(multiple indicator solution)和廣義矩估計(GMM)來解決變量的測量誤差所導致的內生性問題；第二階段將估計核心通貨膨脹的計量經濟模型表示成狀態-空間模型的形式，代入第一階段得到的核心通貨膨脹系數的一致估計值，通過卡爾曼濾波估計不可觀測的核心通貨膨脹。他們采用這種方法估計了中國的核心通貨膨脹，得到了有效的核心通貨膨脹度量。Hou and Gong(2011b)進一步在式(3)中引入通貨膨脹的慣性作用，估計了美國的核心通貨膨脹。
(2)廣義動態因子模型
Forni et al.(2000，2005)提出的廣義動態因子模型的基本結構與式(2)非常相似，從而被Cristadoro et al.(2005)和Reis and Watson(2010)用來估計核心通貨膨脹。為了用廣義動態因子模型估計核心通貨膨脹，首先需要將式(16)中的動態因子即核心通貨膨脹進行進一步的分解：
Bagliano and Morana(2003a，2003b)、王少平和譚本艷(2009)分別用這種方法估計了美國、英國和中國的核心通貨膨脹。但是，這種基于協整-誤差修正模型估計核心通貨膨脹的方法僅適用于各種商品的價格變化是1階單整序列且存在協整關系的情形。一般情況下，同比通貨膨脹序列是非平穩的，而環比通貨膨脹序列是平穩的，因此這種方法僅可以分析同比通貨膨脹序列。此外，如果k=J-r＞1，則協整向量系統存在多個共同因子，無法識別核心通貨膨脹。
(三)基于“福利損失”定義的核心通貨膨脹
Sivieroand Veronese(2011)假設貨幣政策的目標是福利損失最小化，其中福利損失函數取如下的形式：
再通過重新標度得到四個部門在核心通貨膨脹中的權重。Siviero and Veronese(2011)發現，雖然四個部門在基于福利損失定義度量的核心通貨膨脹中的權重會隨著參數取值的變化而變化，但是食品和能源的權重始終很小；而且，與盯住基于福利損失定義的核心通貨膨脹度量相比，貨幣政策盯住CPI、盯住剔除食品和能源的核心CPI和盯住采用波動性加權法計算的核心CPI都會使福利損失顯著上升。然而，Siviero and Veronese(2011)的模型完全是先驗性的，沒有建立在廠商、家庭和中央銀行的優化行為的基礎上。
Eusepi et al.(2011)采用了與Siviero and Veronese(2011)相同的思路：通過最小化福利損失來求解各部門通貨膨脹在核心通貨膨脹中的最優權重。Eusepi et al.(2011)建立了一個多部門新凱恩斯模型來描述各部門在價格粘性和勞動收入份額等方面的異質性以及廠商、家庭和中央銀行的最優決策。他們發現，貨幣政策盯住基于福利損失最小化計算的核心通貨膨脹時的福利損失要顯著小于盯住標題通貨膨脹和盯住剔除食品與能源的核心通貨膨脹時的福利損失；而且，決定各部門在核心通貨膨脹中權重大小的關鍵因素是各部門商品的價格粘性，價格粘性越大則該部門在核心通貨膨脹中的權重越大。這與Aoki(2001)和Benigno(2004)的結論是一致的，即因為價格粘性越大則名義摩擦導致的扭曲也越大，所以貨幣政策應該更加關注價格粘性較強的部門。
Hou and Gong(2011a)建立了一個存在多個異質性生產部門的新凱恩斯模型，證明了多部門情形下的福利損失函數：
四、評價
根據第三部分可知，目前存在大量的核心通貨膨脹度量方法。那么，貨幣當局在制定貨幣政策時，應該如何在這些不同的核心通貨膨脹度量中進行選擇呢？不幸的是，對于如何評價核心通貨膨脹度量，同樣存在許多不同的評價標準。這些標準可以大致分為定性標準、統計標準和福利標準 。其中，基于“持續性通貨膨脹”定義和“普遍學術參考網dylw.net性通貨膨脹”定義的核心通貨膨脹度量都采用統計方法來估計，通常也采用統計標準來評價；而基于福利損失定義的核心通貨膨脹度量則采用福利標準來評價。所謂福利標準是指根據福利損失的大小評價核心通貨膨脹度量的優劣，貨幣政策盯住某個核心通貨膨脹度量時名義摩擦導致的福利損失越小，則該核心通貨膨脹度量越有效。下面主要介紹定性標準和統計標準。
(一)定性標準
Roger(1998)和Wynne(1999)最早提出了核心通貨膨脹應該滿足的幾個定性標準，主要包括：
(1)及時的(timely)或者實時的(real-time)，要求核心通貨膨脹指標應該能夠根據最新的價格調查數據及時計算和更新，這樣貨幣當局才能根據最新的經濟動態制定貨幣政策。根據平滑方法計算的核心通貨膨脹不能滿足這個性質，比如，中心化的移動平均無法實時計算，而非中心化的移動平均和指數平滑則過度依賴歷史信息。
(2)可信的(credible)，要求核心通貨膨脹指標能夠被公眾信賴。只有貨幣當局采用的通貨膨脹指標是可信的，貨幣政策才可能是可信的。可信性要求核心通貨膨脹指標能夠被貨幣當局和統計部門之外的外部機構重新計算和驗證。如果一個核心通貨膨脹指標不能被外部機構驗證，則其可信度將顯著降低。
(3)可理解的(understandable)，要求核心通貨膨脹指標的計算方法易于被公眾理解。雖然要求度量方法的計算細節能夠被廣泛理解可能不是必不可少的(即使是CPI的具體計算方法，缺乏專業背景的公眾也可能無法理解)，但是至少其計算方法可以用一種非技術性的語言來描述，能夠明確解釋核心通貨膨脹和標題通貨膨脹之間的差異。
(4)穩健的(robust)，要求核心通貨膨脹指標不會面臨重大修正。隨著數據的不斷完善，或者是計算方法和分類標準發生了變化，需要對統計指標的歷史數據進行修正，這是統計領域的國際慣例。核心通貨膨脹指標的穩健性，重點強調核心通貨膨脹指標的計算結果不會隨著樣本區間的變化而發生顯著的變化。
(二)統計標準
統計標準是核心通貨膨脹評價中最常用的標準，目前也存在許多不同的統計標準。
1.基本統計性質
Clark(2001)認為，因為核心通貨膨脹主要剔除了標題通貨膨脹中由暫時性或部門特有沖擊導致的價格變化，所以核心通貨膨脹應該具有與標題通貨膨脹相同的長期均值，同時應該具有比標題通貨膨脹更小的波動性。Marquesa et al.(2003)認為，由于這些沖擊導致的價格變化不應該對標題通貨膨脹具有系統性的影響，所以標題通貨膨脹和核心通貨
2.追蹤通貨膨脹趨勢
Bryan et al.(1997)，Cecchetti(1997)和Clark(2001)認為，既然核心通貨膨脹要剔除標題通貨膨脹中的暫時性波動，度量通貨膨脹的長期趨勢，那么就應該根據核心通貨膨脹追蹤通貨膨脹趨勢(tracking trend inflation)的能力進行評價。Rich and Steindel(2007)認為，可以用兩種方法評價核心通貨膨脹追蹤通貨膨脹趨勢的能力。第一種方法認為，核心通貨膨脹既不能低估也不能高估標題通貨膨脹，因此應該與標題通貨膨脹具有相同的長期均值。這是易于理解并且容易檢驗的。第二種方法認為，核心通貨膨脹應該能夠很好地描述趨勢性通貨膨脹的變化。要實施第二種檢驗方法，必須先完成兩個工作。①要構造一個能夠反映通貨膨脹趨勢的序列，記為π[trend][，t]。Bryan et al.(1997)，Cecchetti(1997)和Clark(2001)都對標題通貨膨脹序列進行高階中心化移動平均來計算趨勢性通貨膨脹，而Rich and Steindel(2007)則采用了帶通濾波來度量趨勢性通貨膨脹。②要選擇一個度量核心通貨膨脹與通貨膨脹趨勢之間差異的標準，常用的標準包括均方根誤差(root mean squared error，RMSE)和絕對離差(mean absolute deviation，MAD)：
很顯然，如果能夠追蹤通貨膨脹的趨勢，則能夠提高核心通貨膨脹指導貨幣政策操作的能力。但是，關鍵的問題在于如何選取趨勢性通貨膨脹序列。如果已經有一個能夠反映通貨膨脹趨勢的序列，則依據該序列制定貨幣政策即可，不再需要計算核心通貨膨脹。如果沒有能夠反映通貨膨脹趨勢的序列，則如何構造或者選擇能夠反映通貨膨脹趨勢的序列又成為一個新的問題。
3.預測標題通貨膨脹
Bryan and Cecchetti(1993)、Lafleche(1997)、Clark(2001)、Cogley(2002)和Smith(2004)等認為，貨幣政策存在滯后效應，因此，如果核心通貨膨脹能夠預測未來的標題通貨膨脹(forecasting headline inflation)，則貨幣政策盯住學術參考網dylw.net核心通貨膨脹顯然要優于盯住標題通貨膨脹。然而，對于如何檢驗核心通貨膨脹預測標題通貨膨脹的能力，存在很多爭議。Bryan and Cecchetti(1993)采用如下的回歸方程直接檢驗核心通貨膨脹對標題通貨膨脹的預測能力：
除了上述這幾篇文獻之外，還有許多文獻也非常強調核心通貨膨脹預測標題通貨膨脹的能力，比如Song(2005)、Stavrev(2010)和Tierney(2011)。然而，Marquesa et al.(2003)認為，不應該根據對標題通貨膨脹的預測能力來評價核心通貨膨脹。為了能夠很好地預測未來的標題通貨膨脹，核心通貨膨脹必須能夠描述標題通貨膨脹中的短期波動。但是，度量核心通貨膨脹正是要剔除標題通貨膨脹中的暫時性波動，因此預測標題通貨膨脹正是我們不希望核心通貨膨脹具備的特征。Wynne(2008)認為，如果度量核心通貨膨脹是為了預測標題通貨膨脹，為什么不采用信息更多、效果更好的多元預測方法呢Marquesa et al.(2003)建議用如下的因果關系檢驗代替預測能力檢驗。
4.因果關系檢驗(causality test)
因果關系要求核心通貨膨脹是標題通貨膨脹的格蘭杰原因(Granger-Cause)，即在預測當前的標題通貨膨脹時，過去的核心通貨膨脹具有過去的標題通貨膨脹不具備的有用信息。但是，反之則不成立，即標題通貨膨脹不應該是核心通貨膨脹的格蘭杰原因。當標題通貨膨脹和核心通貨膨脹都是1階單整序列時，可以采用Marquesa et al.(2003)提出的如下檢驗方法：
(三)檢驗結果
很多學者采用不同的檢驗方法和不同國家的數據對各種核心通貨膨脹度量進行了統計檢驗，但是檢驗結果并不一致。
Bihan and Sedillot(2000，2002)根據法國的CPI數據對采用基于波動性的計算方法、基于動態因子的計算方法和SVAR方法計算的5種核心通貨膨脹度量進行 了預測標題通貨膨脹能力的檢驗，發現雖然在樣本期內核心通貨膨脹是標題通貨膨脹的Granger原因，但是樣本外的預測結果很不理想。相對而言，截尾平均法略勝一籌。
Marquesa et al.(2003)根據美國的CPI數據對采用剔除能源和食品、截尾平均法和加權中位數法計算的核心通貨膨脹度量進行了基本統計性質檢驗和因果關系檢驗，發現采用截尾平均法和加權中位數法可以得到有效的核心通貨膨脹度量，而剔除能源和食品不能得到有效的核心通貨膨脹度量。Marquesa et al.(2003)采用Marquesa et al.(2002)提出的方法對美國、德國、法國、意大利、西班牙和葡萄牙等六國采用剔除法計算的核心通貨膨脹進行了有效性檢驗，同樣發現采用剔除法無法得到有效的核心通貨膨脹度量。
Dixon and Lim(2004)根據澳大利亞的CPI數據對采用基于波動性的計算方法和基于動態因子的計算方法計算的5種核心通貨膨脹進行了基本統計性質檢驗和因果關系檢驗，發現只有基于動態因子方法計算的核心通貨膨脹(采用卡爾曼濾波)能夠通過這些檢驗。
Rich and Steindel(2007)根據美國的CPI和PCE(personal consumption expenditure，個人消費支出價格指數)數據對采用剔除法、加權中位數法和指數平滑法計算的核心通貨膨脹進行了追蹤通貨膨脹趨勢的能力和預測標題通貨膨脹的能力兩方面的比較，發現采用不同的標題通貨膨脹、不同的樣本區間和不同的評價標準會得到不同的結論，不能找到一種最好的核心通貨膨脹度量。
Bermingham(2010)根據美國的PCE數據對采用單變量濾波和平滑方法、基于波動性的計算方法、基于持續性的計算方法、基于動態因子的計算方法和SVAR方法計算的10種不同的核心通貨膨脹進行了追蹤通貨膨脹趨勢的能力和預測標題通貨膨脹的能力兩方面的比較，發現很難找到更加有效的核心通貨膨脹度量；而且，這些核心通貨膨脹度量追蹤通貨膨脹趨勢的能力和預測標題通貨膨脹的能力居然無法超越簡單的基準序列。
Down et al.(2010)根據美國的CPI數據對采用基于波動性的計算方法、單變量平滑方法和小波方法計算的核心通貨膨脹進行了基本統計性質檢驗以及追蹤通貨膨脹趨勢能力和預測標題通貨膨脹能力的比較，發現根據小波方法計算的核心通貨膨脹表現最好。
上述這些研究表明，不同的國家、不同的標題通貨膨脹、不同的樣本區間和不同的評價標準會得到不同的結論。至于無法得到一致檢驗結論的原因，Rich and Steindel(2007)認為，暫時性價格變化的特點和原因千變萬化，一種特定的核心通貨膨脹度量方法顯然無法有效地剔除所有的暫時性價格波動。Silver(2007)認為，應該使用多個核心通貨膨脹作為操作目標。如果不同的核心通貨膨脹度量給出了類似的結果，則貨幣當局可以根據這些度量作出令人信服的決策。如果結論不一致，則需要根據這些核心通貨膨脹構造方法的差異來分析通貨膨脹過程。此外，適用于一個國家的核心通貨膨脹評價標準，可能對另一個國家是不適用的；適用于一個國家的核心通貨膨脹度量，也可能對另一個國家是不適用的。因此，核心通貨膨脹的計算和評價要基于具體國家的數據。
五、應用
在核心通貨膨脹領域，一個備受關注的問題是，核心通貨膨脹是否比標題通貨膨脹更適合作為貨幣政策的通貨膨脹目標。其實，本文歸納的三種核心通貨膨脹定義已經回答了“為什么貨幣政策應該盯住核心通貨膨脹”這一問題：因為貨幣政策要經過一個較長且不確定的時滯期才能發揮作用，所以貨幣政策應該盯住持續性通貨膨脹；因為貨幣政策是一種總量調節政策，不具備結構調節功能，所以貨幣政策應該盯住普遍性通貨膨脹；因為名義摩擦會帶來扭曲，所以貨幣政策應該盯住能夠使福利損失最小化的通貨膨脹度量。現有的研究也多從以上三個角度對為什么貨幣政策應該盯住核心通貨膨脹進行定性分析，但是定量研究還很少。直到最近幾年才有一些學者利用多部門新凱恩斯模型對核心通貨膨脹領域的這個關鍵問題進行深入的定量分析。
Dhawan and Jeske(2007)在新凱恩斯模型中引入能源部門，并假設能源既進入家庭的最終消費又進入廠商的生產函數，研究貨幣政策應該如何應對能源價格沖擊。沖擊-響應分析表明，與盯住標題通貨膨脹的貨幣政策相比，貨幣政策盯住剔除能源價格的核心通貨膨脹能夠減輕能源價格上升導致的產出下降和通脹上升。因此，貨幣政策應該盯住核心通貨膨脹。Mishkin(2007)利用美聯儲建立和維護的FRB/US模型，在聯邦基金利率分別盯住PCE和核心PCE(剔除食品和能源后的PCE)這兩種不同的貨幣政策情景下，模擬了石油價格上升對美國經濟的學術參考網dylw.net影響，發現相對于盯住核心PCE的貨幣政策，盯住PCE會導致貨幣政策過度緊縮，聯邦基金利率大幅上升從而失業率顯著上升。Bodenstein et al.(2008)建立了一個包含能源部門并存在價格粘性和工資粘性的動態隨機一般均衡模型，證明了代表性家庭的福利損失函數，發現完全靈活的能源價格波動不影響福利水平。Bodenstein et al.(2008)比較了盯住標題通貨膨脹和盯住剔除能源價格的核心通貨膨脹兩種不同的前瞻性泰勒規則，發現當經濟面臨能源價格沖擊時，采用第二種泰勒規則可以得到與完全承諾的最優貨幣政策非常相近的反應模式，而采用第一種泰勒規則會嚴重偏離最優貨幣政策并導致較大的福利損失。
以上三篇論文建立的都是包含能源部門和消費品部門的兩部門模型，只能夠比較標題通貨膨脹和剔除能源價格得到的核心通貨膨脹。但是，還存在許多不同的核心通貨膨脹度量方法，剔除法僅僅是其中的一種。要在眾多的核心通貨膨脹度量和標題通貨膨脹之間進行系統的比較，必須建立更加貼近現實的多部門新凱恩斯模型。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)都建立了標準的多部門新凱恩斯模型，并采用福利標準對盯住標題通貨膨脹和各種核心通貨膨脹的貨幣政策進行了比較，發現采用基于“福利損失”定義的核心通貨膨脹度量能夠顯著減小名義摩擦導致的扭曲。Siviero and Veronese(2011)和Hou and Gong(2011a)還發現，盯住基于“福利損失”定義的核心通貨膨脹度量能夠提高貨幣政策的短期非中性程度。
現有的研究都表明，貨幣政策更應該盯住核心通貨膨脹，這為核心通貨膨脹在貨幣政策決策過程的使用提供了強大的理論支持。實際上，自20世紀90年代通貨 膨脹目標制出現以來，世界各國的中央銀行越來越重視核心通貨膨脹。美聯儲主席伯南克在《通貨膨脹目標制：國際經驗》一書中指出，因為核心通貨膨脹度量的是標題通貨膨脹的潛在趨勢而不是暫時性波動，所以核心通貨膨脹更適合作為貨幣政策的通貨膨脹目標；而且，使用核心通貨膨脹有助于中央銀行向公眾解釋并不是所有沖擊導致的價格上漲都會導致持久的通貨膨脹。美聯儲特別關注核心PCE。自2004年7月起，美聯儲開始在每半年一次向國會提交的貨幣政策報告(Monetary Policy Report)中提出公開市場委員會(FOMC)對核心PCE的預測。歐洲中央銀行雖然沒有明確將核心通貨膨脹作為其貨幣政策的通貨膨脹指標，但是其貨幣政策的目標是消費者價格調和指數(harmonized index of consumer price，HICP)年度增長率低于2%，即中長期的價格穩定，這與在度量核心通貨膨脹時要消除短期內的暫時性價格波動是不謀而合的。而且，歐洲中央銀行還在其月度公告(Monthly Bulletin)中例行公布各種核心通貨膨脹指標。新西蘭在1990年就開始實行通貨膨脹目標制，是世界上最早采用這種貨幣政策策略的國家，其通貨膨脹目標是在中期CPI年度增長率在1%—3%之間，但是新西蘭儲備銀行與政府簽訂的政策目標協議(policy targets agreement，PTA)指出，因為包含各種暫時性波動，所以實際的CPI會圍繞中期通貨膨脹趨勢波動。1999年的PTA更是明確指出，價格的潛在趨勢即核心通貨膨脹才是貨幣政策的合適目標。加拿大銀行于1991年開始實行通貨膨脹目標制。雖然與新西蘭一樣，其通貨膨脹目標是用標題通貨膨脹描述的，但是加拿大銀行認為核心通貨膨脹能夠為貨幣政策的制定提供有用的指導。表1給出了世界各國官方采用的核心通貨膨脹度量。很顯然，簡單易懂的剔除法依然是最常用的核心通貨膨脹度量方法。但是，正如Rich and Steindel(2007)指出的那樣，沒有任何證據表明剔除法是一種好的核心通貨膨脹度量。
六、結論和展望
本文歸納了三種不同的核心通貨膨脹定義——“持續性通貨膨脹”定義、“普遍性通貨膨脹”定義和基于福利損失的定義。其中，根據“持續性通貨膨脹”定義和“普遍性通貨膨脹”定義度量核心通貨膨脹需要借助于統計方法剔除由暫時性或者部門特有沖擊導致的價格變化，可以歸結為一類，即基于統計模型的核心通貨膨脹度量。估計此類核心通貨膨脹度量需要區分由持續性和普遍性沖擊導致的價格變化和由暫時性和部門特有沖擊導致的價格變化，需要識別哪些沖擊是持續性和普遍性的，哪些沖擊是暫時性和部門特有的，以及這些不同種類的沖擊對各種商品的價格變化造成了什么影響。很顯然，式(1)和式(2)所示的分解方法還過于簡略。侯成琪等(2011)在這方面進行了有益的嘗試，他們通過多部門新凱恩斯菲利普斯曲線對各部門商品的價格變化進行深入分析，在此基礎上提出商品價格變化的分解公式。本文認為，多部門貨幣理論的發展和完善將有助于更加深入地剖析總量因素和部門因素對各部門通貨膨脹的影響，為有效地度量核心通貨膨脹提供更好的理論基礎。此外，如果能夠綜合“持續性通貨膨脹”和“普遍性通貨膨脹”這兩種定義，在度量核心通貨膨脹時既剔除暫時性沖擊導致的價格變化又剔除部門特有沖擊導致的價格變化，將能夠提高此類核心通貨膨脹度量的有效程度。另一類基于福利損失的核心通貨膨脹定義認為，貨幣當局反對通貨膨脹的原因是通貨膨脹會帶來福利損失，因此核心通貨膨脹是能夠使福利損失最小化亦即能夠使名義摩擦導致的扭曲最小化的通貨膨脹度量方法。Siviero and Veronese(2011)、Eusepi et al.(2011)和Hou and Gong(2011a)等在這方面進行了有益的嘗試。他們構建了存在多個異質性生產部門的新凱恩斯模型，借助于福利分析求出了各部門通貨膨脹在核心通貨膨脹中的權重，然后通過對各部門通貨膨脹的加權平均計算核心通貨膨脹。他們發現，各部門通貨膨脹在核心通貨膨脹中的權重主要取決于各部門商品的價格粘性水平，價格粘性越大則該部門通貨膨脹在核心通貨膨脹中的權重越大。然而，除了價格粘性水平之外，還有哪些部門異質性因素造成了部門之間的差異以及這些因素如何影響福利損失，還需要更加深入的研究。
這兩類不同的定義衍生出兩類不同的核心通貨膨脹度量方法。基于持續性和普遍性通貨膨脹定義的核心通貨膨脹度量都建立在統計模型的基礎上。其中，基于動態因子的計算方法能夠更加充分地利用橫截面和時間序列兩個維度的信息，從而更具優越性。而且，在估計核心通貨膨脹的狀態-空間模型中，觀測方程可以隨著商品價格分解公式的改進而擴展，適應性很強。當然，采用計量經濟方法估計核心通貨膨脹面臨一個問題：新的樣本數據學術參考網dylw.net的加入會改變歷史上的估計值。只有當歷史估計值的改變可以忽略不計時，才可以放心地采用計量經濟方法估計核心通貨膨脹，因此結構斷點的甄別和樣本周期的選取至關重要。基于福利損失定義度量的核心通貨膨脹是根據代表性家庭的福利損失最小化直接求解出來的，所以這類核心通貨膨脹度量的構造直接取決于貨幣理論模型的構建。只有當一個貨幣理論模型能夠很好地擬合現實經濟時，根據該模型構造的核心通貨膨脹才是有效的。
評價這兩類不同的核心通貨膨脹度量需要不同的標準。基于統計模型估計的核心通貨膨脹更多地采用統計標準來評價。雖然評價標準很多，但是本文認為，核心通貨膨脹應該滿足具有與標題通貨膨脹相同的長期均值、具有比標題通貨膨脹更小的波動性、標題通貨膨脹和核心通貨膨脹之間的差異是一個均值為零的平穩序列等基本統計性質，以及核心通貨膨脹是標題通貨膨脹的格蘭杰原因而標題通貨膨脹不是核心通貨膨脹的格蘭杰原因這種因果關系。特別是滿足“標題通貨膨脹和核心通貨膨脹之間的差異是一個均值為零的平穩序列”這個性質使得盯住核心通貨膨脹不僅有助于制定更加有效的貨幣政策，而且可以兼顧穩定居民生活成本的目標。從構造原理來講，對基于福利損失定義度量的核心通貨膨脹沒有統計性質的要求。Siviero and Veronese(2011)甚至認為，因為統計標準在這類核心通貨膨脹度量的構造中不起任何作用，所以不應該要求這類核心通貨膨脹度量滿足這些統計性質。但是，本文認為，如果這類核心通貨膨脹度量具備優良的統計性質，相當于兼具統計基礎和理論基礎，對于核心通貨膨脹的推廣和應用大有裨益。
第2篇：通貨膨脹的趨勢范文
【關鍵詞】通貨膨脹;成本推動;勞動力成本
一、研究貨幣供應量增速可以預測本輪通貨膨脹趨勢嗎?
8月通貨膨脹達6.2%，仍處于本輪通貨膨脹上漲的高位。一些研究人員認為，中國的通貨膨脹終究是貨幣現象，沒有前期的貨幣供應量加速，就不會出現后期通貨膨脹水平上升。這種解釋固然有一定道理，但對中國貨幣與通貨膨脹之間聯系的解釋未免有些輕率和簡單。
貨幣主義通常認為長期貨幣供應量與通貨膨脹之間存在穩定的聯系，主要是基于McCandless and Weber(1995)研究總結；在一些研究中，有些學者進一步認為貨幣供應甚至在短期內都可以提供關于經濟增長和通貨膨脹的較為可靠的預測和解釋。
依據不同的貨幣定義，我們實證檢驗了取自110個國家、1950年-2010年跨時達60年的數據。考察了相當長時期里的平均通貨膨脹率以及不同口徑下的貨幣供應環比增長率，發現，通貨膨脹與貨幣供應之間在長期內確實存在相當緊密的聯系。如果進一步把樣本分為低通貨膨脹和高通貨膨脹兩組，我們發現低通貨膨脹水平的樣本組，通貨膨脹與貨幣供應之間的緊密程度明顯減弱；只有在高通貨膨脹水平的樣本組，這一聯系才比較明顯。
二、研究菲利普斯曲線可以分析預測本輪通貨膨脹嗎?
新凱恩斯主義研究通貨膨脹使用的工具是菲利普斯曲線，菲利普斯曲線主要有三種基本模型來解釋通貨膨脹水平：一是基于失業率與貨幣工資增長率之間的交替關系來解釋；二是基于失業率與通貨膨脹水平之間的交替關系進行解釋；最后是利用潛在經濟增長率與實際經濟增長率缺口，和通貨膨脹水平之間的關系來說明。當前的實證研究集中在最后一種菲利普斯曲線上。基于菲利普斯曲線理論的解釋，經濟增長缺口率與通貨膨脹率之間有正向關系，經濟增長缺口率為正，意味著實際經濟增長率超過潛在經濟增長率，表示經濟過熱，會伴隨著較高的通貨膨脹率。反之經濟缺口率為負，意味著實際經濟增長率低于潛在經濟增長率，經濟趨冷，通貨有緊縮的壓力。
西方發達經濟體的中央銀行通常利用經濟缺口和基于新凱恩斯主義的菲利普斯曲線來預測中期通貨膨脹水平。實證研究顯示，對西方發達經濟體來說，利用這種方法預測通貨膨脹水平的準確程度明顯優于其他結構性模型的預測結果。需要注意的是，任何理論的成立都有前提，菲利普斯曲線有效性前提是價格粘性或工資粘性，經濟缺口之所以能夠預測通貨膨脹水平，是因為產品市場和要素市場上存在著普遍的價格粘性。如果市場上不存在價格粘性，市場能即時出清，產出缺口對通貨膨脹水平也就喪失了預測能力。當前，中國市場上這種價格粘性相對較小，價格調整較為靈活，不具備菲利普斯曲線解釋通貨膨脹水平的前提條件，利用菲利普斯曲線不能很好的預測本輪通貨膨脹趨勢。
三、本輪通貨膨脹上漲的特征
中國的通貨膨脹率與經濟增長率組合自2010年下半年以來出現明顯“相對滯漲”情形。2010年下半年以來的通貨膨脹率與經濟增長率組合非常差。2011年的國內生產總值增速為10.3%，大致對應的2011年6月份的通貨膨脹同比增速為6.4%。相對于2004-2006年是中國通貨膨脹率與經濟增長率良好組合時期，經濟增速下降了大約1個百分點，但通貨膨脹卻提高了近4個百分點。
我們分離出超常通貨膨脹對經濟增長的影響，發現潛在國內生產總值的增長速度在05-06年接近12.0%，而目前增長速度只有9.0%左右。特別是在2011年2季度，國內生產總值環比增速跌到9.0%以下，而同期通貨膨脹的環比通貨膨脹率仍在上升，經濟已處于明顯的“相對滯漲”情形。
四、成本推動的理論與現實基礎
在新凱恩斯主義動態隨機一般均衡模型中，商品價格依據經勞動生產率調整后的工資進行加成后生成,名義工資則依據通貨膨脹預期設定，勞動力工資成本上升推動產品邊際成本和價格上漲,價格連續上升又導致通貨膨脹預期上升，進而推動名義工資進一步上漲。就形成了“工資―價格”螺旋上升的價格水平上升循環。我們對跨度1990年―2010年的中國季度相關數據的實證回歸檢驗發現：勞動力成本快速上升已經成為我國物價上漲的重要推動因素，與20世紀90年代初的通貨膨脹不同，當前中國的通貨膨脹越來越多地顯現出成本推動型特征，工資-成本螺旋上升正在成為這一階段中國通貨膨脹形成的重要機制。伴隨著我國人口出生率的持續下降,老齡化的人口結構逐步形成，中國的人口紅利正在消失殆盡，“劉易斯拐點”已經到來。在今后相當長的一段時期,勞動力的實際工資以及工資收入比都將不斷上升，對中國的通貨膨脹上漲存在持續的推動力。
然而“工資―價格”螺旋上升或者類似的成本推動通貨膨脹理論成立也是需要條件的。特別強調在成本加成定價下，成本推動價格上漲的必要條件是短期內需求對于價格變化不敏感,否則需求下降將切斷成本傳導渠道。我們利用城市住戶調查數據考察了中國城鎮居民食品消費行為，基本結論如下：大米、面粉和主要的肉類食品仍是生活必需品，發現其收入彈性有逐年下降的趨勢；大米和面粉是富有價格彈性的商品，其價格彈性大于-1；肉類食品中牛羊肉價格彈性也較大，約-0.65左右，說明其相對富有彈性；蔬菜，豬肉和魚類的價格彈性反映在下降，漸漸地由富有價格彈性的商品變成缺乏價格彈性的食品。進一步的數據顯示低端的勞動力密集型商品價格彈性都存在逐步下降的趨勢。
五、通貨膨脹前景趨勢展望
由于中國社會經濟正在走過“劉易斯拐點”，低端勞動力成本加速上升推動了農產品價格快速上漲，勞動力成本在服務部門也會產生較強的價格上漲推動力，導致未來的通貨膨脹水平會比過去5年來得更高。
勞動力價格快速上升甚至加速上升，尤其是低端勞動力價格的加速上升，推動食品價格開始出現快速的上升。豬肉、蔬菜的價格漲速越來越快，其原因是農民外出務工機會成本的快速提高。糧食、糖、雞蛋、土豆、棉花等其他農產品的價格快速上升，原因也是如此。比較一致的解釋是勞動力機會成本的快速上升。
第3篇：通貨膨脹的趨勢范文
【關鍵詞】進出口貿易 通貨膨脹 影響
一、通貨膨脹的概念及其衡量指標
通貨膨脹與進出口貿易是不同的經濟范疇，但兩者又有一定的聯系。通貨膨脹是指當一個經濟中的大多數商品和勞務的價格連續在一段時間內普遍上漲時，宏觀經濟學就稱這個經濟經歷著通貨膨脹。按照這一說明，如果僅有一種商品的價格上升，這不是通貨膨脹，只有大多數商品和勞務的價格持續上升才是通貨膨脹。通貨膨脹按照價格上升的速度可以分為三類：第一，溫和的通貨膨脹，指每年物價上升的比例在10%之內。第二，奔騰的通貨膨脹，指年通貨膨脹率在10%以上和100%以內。第三，超級通貨膨脹，指通貨膨脹率在100%以上。
通常人們用CPI作為衡量通貨膨脹水平的重要指標。那么什么是CPI？CPI即是消費者物價指數，是反映與居民生活有關的產品及勞務價格統計出來的物價變動指標。如果消費者物價指數升幅過大，表明通貨膨脹已經成為經濟不穩定因素，央行會有緊縮貨幣政策和財政政策的風險，從而造成經濟前景不明朗。因此，該指數過高的升幅往往不被市場歡迎。一般說來，當CPI>3%的增幅時我們稱為通貨膨脹；而當CPI>5%的增幅時，我們把他稱為嚴重的通貨膨脹。隨著世界經濟復蘇，國外需求增加，近幾年來，這種趨勢的出現對出口的影響將會因此維持一定時間，并且出口回落對我國總體經濟有一定的沖擊，也會影響到通貨膨脹。
二、我國通貨膨脹與進出口貿易現狀的分析
1.近年來居民消費價格指數（CPI）居高不下。各種日常生活用品都出現了不同幅度的漲價，雖然物價上漲只是通貨膨脹的一個表現形式，物價上漲并不代表中國處于通貨膨脹時期。甚至有的專家學者認為，不能因物價上漲，CPI超過3%而認為中國目前存在通貨膨脹。他把目前中國的物價瘋狂亂漲主要歸結于氣候原因，而并非按照定義所說的“貨幣發行過多”導致物價普遍上漲。但如今綜合各方面的因素，中國的的確確處于通貨膨脹時期。
2.通貨膨脹下的貨幣供給。貨幣供給被動擴張，通貨膨脹預期明顯。中國的貨幣供應量在很長一段時間持續快速增長，遠高于GDP的增長速度。目前，銀行貸款增速非常高。從貨幣總供給和總需求的角度分析，出現了微觀主體風險偏好上升，投機交易性貨幣需求旺盛，大量貨幣追逐有限非貨幣資產的現象。除貨幣超額供給的格局外，近年來我國銀行存貸差也日益加大，金融機構存款呈現活期化趨勢，存款活期趨勢增強。外貿順差和國外資本流入，是導致人民幣貨幣被動擴張的主要因素。貨幣流通速度持續加快，意味著通脹壓力進一步加大。無論是凱思斯主義的貨幣需求概念，還是費里德緊的貨幣需求理論都表明，貨幣流動速度具有順經濟周期變動的特征。
3.通脹下我國匯率的困境。近年來央行十分繁忙。因為一方面，CPI連續創下兩年來新高，為管理通脹預期，央行大量回收流動性。另一方面，本土的通脹應該造成外匯市場上的強幣變弱，匯率下降。但現實是，對內變弱，對外愈強，二者無論如何也統一不起來。
三、進出口貿易對通貨膨脹影響的理論分析
1.貨幣供給傳遞路徑
當一國的國際收支出現長期、大量的對外貿易順差，而形成巨額外匯儲備時，國內市場會出現以下兩種情況：一方面，商品從國內市場被大量輸出到國外；但另一方面，為收購出口所得外匯，中央銀行要增加貨幣投放。這樣，就會造成流通中貨幣過多，引發通貨膨脹。另外，當國外資本大量流入而引起國際收支順差過大時，也需要增發大量本國貨幣用來收購外匯，從而也會導致國內貨幣供應量過多，引發通貨膨脹。其簡單的傳導機理是：進出口差額——外匯儲備——外匯占款——貨幣供給量——國內通貨膨脹水平。
2.國外商品的價格傳遞路徑
當國外出現通貨膨脹、價格上漲時，在價格機制的作用下，一方面，由于國外商品的價格上漲會導致該國對外國商品出口的增加，從而增加該國的對外貿易出口需求；另一方面，由于國外商品的價格上漲，又會減少本國居民對國外進口商品的消費，而轉為增加對本國商品的消費，由此，一增一減，最終引起整個社會總需求的增加。
近年來，我國對外商品出口連創新高，對外貿易連年出現順差。究其原因，一個很重要的因素就是由于全球經濟復蘇而導致的世界各主要經濟體如美國、歐盟和日本等國內市場需求的增加。快速增長的對外貿易，不僅提高了我國對出口商品的市場需求，而且也引發了整個社會總需求的膨脹。這種膨脹的社會總需求一旦失控，就會引起通貨膨脹。
3.成本傳導路徑
一國商品和服務的進口形成國家總供給的一部分，出口構成總需求的一部分，在國內供給量和需求量一定情況下，進出口貿易會改變該國總供給—總需求平衡狀況，從而促使國內通貨膨脹水平發生變化。比如，國際市場上石油、原材料、糧食等價格上漲，導致國內這些基礎產品的輸入價格增加，從而引起國內的價格上漲，并最終引發成本推動型通貨膨脹。
這些年，國際石油價格持續攀高。造成石油價格上漲的原因主要有三個：全球經濟增長帶來的石油需求增加；由于政治、自然等因素導致的石油供應數量的不確定；各種投資基金等投機商的哄抬物價。我國受石油價格的影響比較明顯。首先，我國已經成為世界第二大石油進口國，全年進口量基本接近美國；其次，我國目前對于國際石油價格的變化還缺乏發言權，只能被動的接受國際石油價格的上漲。
參考文獻：
[1]成蓉.我國進口貿易發展的整體態勢[J].國際貿易，2012，（23）.
第4篇：通貨膨脹的趨勢范文
【關鍵詞】通貨膨脹 通預期 強勢產業 CPI指數
通貨膨脹一般定義為在信用貨幣制度下，流通中的貨幣數量超過經濟實際需要而引起的貨幣貶值和物價水平全面而持續的上漲。通貨膨脹是世界上各國都十分關注的問題，解決好通貨膨脹問題是我國的重要任務。
以引起通貨膨脹的原因為依據，對通貨膨脹的類型進行劃分，一般大致可以概括為三類，需求拉動型通貨膨脹、成本推動型通貨膨脹、結構性通貨膨脹。但是，導致中國通貨膨脹的原因并不簡簡單單就是這些，而是很多因素的綜合體現。
一、中國式通貨膨脹的原因
（一）通貨膨脹心理預期引起通貨膨脹
通貨膨脹分為可預見和不可預見，當通貨膨脹是不可預見的，其通貨膨脹預期就比較大，單純依靠市場機制不能消除，需要外力作用于市場控制通貨膨脹。而且，通貨膨脹預期往往會演變成慣性通貨膨脹，推動形成較大的通貨膨脹，從而造成資源配置比例失調，增長水分過多，收入和財富分配差距拉大。
（二）房地產等強勢行業的異常發展引起通貨膨脹
中國式的通貨膨脹確實是由于貨幣過多引起的，但是，并非過多的貨幣會平均的，同時的流向各個行業導致各種商品的物價同時的、等幅度的、全面的價格上漲，而是過多的貨幣先流入強勢部門或行業（比如房地產行業），然后由這些行業去投資或消費來提高商品或服務的物價水平。緊接著，與其相關聯行業價格上漲，行業收入增加，從而使這些關聯行業又增加投資或消費，又提高了這些行業需要的產品或服務的價格。最終這一價格上漲鏈中，從強勢行業的商品和服務順延到了弱勢部門的商品和服務，最終到農產品及食品，這也就標志著全面的通貨膨脹開始形成。
（三）中國CPI體系的缺陷引起通貨膨脹
CPI，居民消費價格指數的簡稱，CPI上漲用來反映通貨膨脹這一經濟現象的出現。然而我國的CPI體系卻不能真實地反映居民消費生活情況。主要存在的問題，樣本較為陳舊；居住類消費占比權重過低，食品類在指標中占比過高；指標體系缺乏公開化、透明化機制，得不到廣大群眾的監督。我國一直沿用這樣的CPI體系，政府不能在對通貨膨脹的治理上找到通貨膨脹的真正原因所在，從而也不能對癥下藥，耽誤了有利時機，也未能做出正確的決策。
二、通貨膨脹帶來的影響
（一）在再分配方面
通貨膨脹對經濟運行最直接的影響是對于國民收入的再分配方面的影響，通貨膨脹對國民收入的再分配效應主要表現在其對社會中流通貨幣的實際購買力的再分配上。因為通貨膨脹的存在，固定收入者明顯受損，固定的工資跟不上不斷上漲的物價水平，實際生活水平下降，而變動收入者則不會受到太大影響。另一方面，通貨膨脹使得債權人的利益受損，債務人受益。債權人受到應收款時，應收款額已經達不到現有的購買力。
（二）在稅收方面
通貨膨脹引起物價上漲，必然會使納稅人的納稅起征點提高，因為各種稅收都建立在納稅人名義貨幣收入的基礎上的。因此稅基被變相擴大，通貨膨脹就這樣變相地向貨幣持有者或使用者征收稅收，產生稅收效應。最終是養肥了政府，餓死了百姓。
（三）在居民心理方面
通貨膨脹會使居民收入萎縮，即使中等收入家庭消費者信心指數也大幅下降，對生活質量提高的信心不足。對通貨膨脹產生負面心理，幸福指數下降，這樣的社會狀況極容易造成社會的不穩定，危害國民經濟和社會生活的正常發展。
三、應對中國式通貨膨脹的對策
首先，對于通貨膨脹心理預期這一問題，政府應進行積極有效的預期管理，以此引導社會公眾的合理預期。對于通貨膨脹預期，一方面是在宏觀上要保證經濟運行的總供求相對平衡，保證物價總水平相對穩定，另一方面是加強市場管理，采取規范的收入政策保證通貨膨脹預期率在一個較低的水平，創造良好的市場環境，盡可能減少人們的預期行為。
其次，我們看到的通貨膨脹的表象是物價普遍上漲，但是通貨膨脹的最根本的原因是一種貨幣現象，這是從表面上無法看到的。如果政府也看不到這一點，僅是通過管制某種商品或者一系列商品價格的方法來治理通貨膨脹，那么是不可能解決通貨膨脹的，還可能會南轅北轍。因此，面對中國式的通貨膨脹，我們首先要做的就是把握其本質，找到根源。我們可以通過央行價格機制（即利息）來收緊貨幣供應、減少銀行信貸、遏制大量的銀行資金進入房地產市場及股市。遏制大量貨幣進入這兩大資產市場，遏制這兩大資產市場推高其價格，這樣才有可能遏制住通貨膨脹。
再有，CPI這一指標最終的作用就是去反映居民消費品及服務價格變化的趨勢，如果不能根據中國的實際情況利用CPI，那么CPI提供的信息就不能為政府、企業及個人提供有效信息，并以此采取正確的判斷或者決策。因此在認清中國目前CPI體系的缺陷的前提下，有針對性的全面清理整頓中國存在嚴重缺陷的CPI統計體系，及其他相應的統計指標，讓這些統計指標真正反映實際經濟生活的變化與趨勢。
四、結論
中國式的通貨膨脹，富有中國獨有特色，這要求我們以中國特色社會主義市場經濟體制為前提，根據中國的實際國情去解決我國的通貨膨脹問題，而不是簡單地應用原來的或者其他國家的老方法，處理好通貨膨脹問題，才能保證市場經濟體制正常運行，保障中國經濟平穩快速發展，提高中國居民幸福指數，實現偉大中國夢。
參考文獻：
[1]王雅莉，張明斗.中國式通貨膨脹的成因、特點與對策[J].宏觀視野，2011.
[2]通貨膨脹和通貨緊縮所造成的利弊[Z].外匯通網，2012.
第5篇：通貨膨脹的趨勢范文
關鍵詞： 欲望； 理性人假設； 通貨膨脹
中圖分類號： F820.5 文獻標識碼： A 文章編號： 1673-9973(2012)03-0107-05
Research on the Hardcore in the Formation of Inflation
WANG Fu-min
(School of Continuing Education， Xi’an Jiaotong University, Xi’an 710061， China)
Abstract: Inflation is one irresolvable problem to a country’s economic growth. Each government might try every means or measures to fight against it whenever it occurs, but the result is always unfruitful or dissatisfactory and thus forces us to further ponder over the cause formation and relevant counter measure. Through research, we found that apart from many reasons dealt with by modern economic concerning the inflation, there seems one always neglected and never mentioned—human desire. Desire is not only a reason of inflation but also an important one which should be taken into serious consideration. Owing to the specific features of desire, the inflation caused by desire has it own distinction, and accordingly, the corresponding measures should be different from those which are taken to manage inflations caused by other reasons, based on the above understanding.
Key words: human desire； assumption of reasonable person； inflation
通貨膨脹是一國經濟發展過程的必然產物，無論是理論上還是實踐中，通貨膨脹問題都得到廣泛的關注，尤其是在我國這樣一個處于經濟起飛階段的國家，通貨膨脹問題更是不可避免。世界銀行行長佐利克認為，在未來一段時間，通貨膨脹問題仍然是中國經濟的核心問題之一。縱觀國際、國內的經濟發展史，通貨膨脹總是和經濟的增長相伴生，雖然有的時候表現得溫和一些。就我國的經濟實踐而言，改革開放以來的30余年，隨著經濟的快速增長，物價也一直在上升，只不過有的時期上升速度較慢，有的時期上升速度較快，但始終呈現上升趨勢。所以，在可預見的未來，價格上升的趨勢依然不可改變。
中國人民銀行2012年2月15日的《2011年第四季度貨幣政策執行報告》首次明確指出，2012年，廣義貨幣供應量M2預期增長14%左右，價格總水平的基本穩定不會無條件或自動實現，對未來的通脹風險仍不可掉以輕心，2012年一月份CPI漲幅超出市場預期，當前通脹預期還不穩定。總理在十一屆人大第五次會議所作的政府工作報告中指出，經濟增長存在下行壓力，物價水平仍處于高位，房地產市場調控處于關鍵階段，物價調控目標沒有完成。2012年的重要任務是：促進經濟較快平穩發展，保持物價總水平基本穩定，把穩增長、控物價、調結構、惠民生、抓改革、促和諧很好地結合起來。
通貨膨脹是經濟發展中一個突出的問題，如果不及時有效地加以控制，會給經濟、社會帶來災難性的后果。每當通貨膨脹發生時，我們都會看到，一國政府會采取各種措施，但往往收效甚微。正如總理在2011年3月份召開的十一屆人大四次會議的記者招待會上回答記者提問時曾指出的那樣，通貨膨脹就像關在籠中的老虎一樣，一旦放出來，就很難關回去。這其中必有更深層次的原因。所以，我們有必要在現有通貨膨脹理論的基礎上進一步深刻剖析形成通貨膨脹的更深層次的原因。
一、理性人假設：欲望及通貨膨脹理論的不足
第6篇：通貨膨脹的趨勢范文
關鍵詞： 通貨膨脹；向量自回歸模型；貨幣供應量；經濟增長率；匯率；輸入性通貨膨脹
中圖分類號：F830 文獻標識碼：A 文章編號：1006－3544（2012）06－0044－04
2007年初開始，我國經濟出現了新一輪連續的較為明顯的通貨膨脹，2007年12月居民消費價格指數同比增長6.5%，創11年來新高，CPI漲幅全年累計達4.8%。2008年第1季度，CPI總體漲幅達8.0%，隨著2008年下半年全球金融危機的全面爆發，我國CPI同比增長率持續下滑， 至2009年7月下降為-1.8%，不僅成為經濟萎縮的重要表現，同時也成為制約經濟發展的主要因素。次貨危機以后，在國際市場需求大幅減少的形勢下，我國通過實施積極的財政政策和寬松的貨幣政策，擴大國內市場內需，刺激經濟增長，在全球主要經濟體中率先實現經濟企穩，并于2009年上半年完成了“V字型”復蘇，2009年11月我國CPI實現同比正增長。隨著經濟刺激政策的效果不斷延續，通貨膨脹壓力逐漸增加。在2010年7月和8月， 我國CPI同比分別上漲3.3%和3.5%，創下22個月以來新高后，2010年末，我國宏觀經濟政策由保增長轉向抗通脹，政策逐步收緊。2011年6月和7月，我國CPI同比漲幅躍升至6.4%和6.5%，在此背景下，通貨膨脹問題再次成為學界研究的熱點。
一、文獻綜述
國內外關于我國通貨膨脹成因的研究， 大致可以分為四類：
1． 貨幣數量拉動的通貨膨脹。Chen（1997）研究了我國長期內貨幣需求量與通貨膨脹的相互作用機制；Hasan（1999）驗證了貨幣供應量的增長對我國通脹的推動作用； 劉霖、靳云匯（2005）通過協整檢驗，分析了貨幣供應、通貨膨脹與經濟增長的相互關系；而孟祥蘭和雷茜（2011）則進一步從長期和短期視角對這一問題進行了分析， 發現短期內物價水平與貨幣供應量之間相互促進。
2． 實體經濟需求拉動的通貨膨脹。Gerlach等人（2005）在菲利普斯曲線模型中加入未觀測到的遺漏變量， 驗證了1982～2003年期間產出缺口對中國通脹的影響； 王煜（2005）根據菲利普斯曲線，運用VAR方法研究了產出缺口對于我國通貨膨脹的貢獻。
3． 成本推動型通貨膨脹。Kojima等人（2005）通過VECM和SVAR等方法檢驗了電力產出缺口、單位勞動力成本及工資缺口、進出口原材料價格等因素對我國通貨膨脹的影響；李力、楊柳（2006）實證研究了1996～2005年間我國通脹的成因， 通過建立ARMAX模型， 著重分析了中央銀行貨幣供應量、 固定資產投資以及能源價格和通貨膨脹之間的關系；范志勇（2008）基于超額工資增長率的實證研究，否認了2000～2007年中國存在“工資-通脹循環機制”；丁守海（2008）以1984～2006年數據為樣本，采用VECM模型，發現我國存在從農民工工資——城鎮勞動力工資——物價水平——農民工工資的單向循環和螺旋上漲機制。
4． 輸入型通貨膨脹。劉元春、閻文濤（2008）建立了多個變量的VAR模型， 認為2006～2008年中國通貨膨脹屬于輸入型通貨膨脹；丁守海（2008）利用Johansen檢驗和VEC模型，驗證了國際糧價暴漲對我國糧食價格的推動作用及其間存在的協整關系； 張成思（2009）從人民幣匯率水平和M2/GDP兩個指標入手，分析了匯率水平傳導對我國通脹水平的影響，認為通過人民幣升值來抑制通脹的效果并不明顯。
現有的這些文獻，大都是從通脹成因的某一類型出發有所側重地選取變量加以研究， 缺乏綜合各種因素的實證分析。本文在綜合各類文獻的基礎上，選取包括經濟增長、人民幣名義有效匯率、貨幣供應量和國際大宗商品價格指數等指標的諸多變量綜合研究了通貨膨脹的形成原因。
二、實證分析
（一）模型選擇與設定
本文采用向量自回歸（VAR）模型對時間序列數據之間的關系進行分析。與單方程估計方法相比，VAR估計方法把系統中每一個內生變量作為系統中所有內生變量滯后值的函數來構造模型，從而將單變量自回歸模型擴展為由多元時間序列變量組成的向量自回歸模型。VAR估計方法可用于預測相互聯系時間序列的隨機擾動對變量系統的動態沖擊，并利用方差分解來識別這些沖擊，從而解釋各種經濟沖擊對經濟變量的影響。
（二）數據描述與處理
由于CPI、M2、GDP和CRB數據都有一定程度的季節性，為消除季節影響， 運用X-12方法對上述變量序列進行季節調整，同時為減少數據波動和消除異方差性，對各變量序列取自然對數。本文實證分析結果均通過EVIEWS6.0軟件實現。
（三）ADF單位根檢驗
在建立VAR模型之前，需要進行單位根檢驗，以確定變量之間的協整性，本文采用ADF單位根檢驗，檢驗時依據AIC最小化原則確定是否包含趨勢項和常數項，具體檢驗結果見表1。ADF單位根檢驗結果表明，lnCPI、lnM2、lnGDP、lnNEER和lnCRB序列在5%的顯著性水平下均接受原假設，為非平穩序列，但上述變量序列一階差分后，均拒絕原假設，為平穩序列，且所有變量序列均是一階單整的。
2． 滯后階數確定
為確定VAR模型的滯后階數，本文依據LR、FPE、AIC、SC和HQ五個準則來判斷滯后階數，具體情況見表4。表4顯示， 依據AIC、SC和HQ三個準則選出的最優滯后階數為1階，因此將VAR模型的滯后階數確定為1階。
3． 穩定性檢驗
（六）脈沖響應函數
2． 貨幣供應量增長率對通貨膨脹率的沖擊。貨幣供應量增長率沖擊對通貨膨脹率的影響路徑是先上升達峰值后再逐漸衰減。具體情況是：一個百分比的lnM2沖擊對lnCPI的正向影響在18個月左右達到0.0028的峰值，隨后正向影響逐漸減弱，從第37個月開始轉為負向影響，且負向影響呈緩慢增強趨勢。
3． 經濟增長、 國際大宗商品價格對通貨膨脹率的沖擊。二者對通貨膨脹率沖擊的影響趨勢存在一定的相似性，差異在于沖擊對lnCPI正負向影響期間的長短和影響峰值到達時期不同。lnGDP沖擊對lnCPI的正向影響期為28個月， 峰值在第11個月出現；lnCRB沖擊的正向影響期為26個月，峰值在第9個月出現。lnGDP沖擊對lnCPI的負向影響從第29個月開始，峰值在第41個月左右出現；而lnCRB沖擊從第27個月開始產生負向影響，峰值在第39個月出現。
4． 匯率對通貨膨脹率的沖擊。人民幣名義有效匯率沖擊僅對通貨膨脹率產生微小的影響，其影響路徑一直逼近在零值附近， 無論是正向或負向影響均較小， 表明lnCPI對lnNEER沖擊的反應很不敏感。
（七）方差分解
其中，lnCPI對自身的貢獻度在滯后1至4個月時均保持在90%以上，在滯后17個月時仍然保持40%左右的貢獻度，其后基本平穩，成為引起通貨膨脹率變動的主要原因。lnGDP對lnCPI變化的貢獻度在滯后15個月左右逐漸穩定，其后一直在25%上下波動。lnM2對lnCPI的貢獻度在初期直至滯后25個月左右逐漸上升，其后貢獻度基本穩定在22%左右的水平。LnCRB的貢獻度在經歷16個月左右的上升過程后，于第17個月開始緩慢下降并在第26個月以后基本穩定在接近16%的水平。因此可以認為，短期內，我國通貨膨脹壓力主要來自公眾對通貨膨脹的適應性預期，在滯后一年以上的長期內，通貨膨脹的成因較為復雜，除公眾對通貨膨脹的適應性預期這一主導因素外，經濟增長、貨幣供應量的擴張和輸入性通脹均造成一定的通脹壓力。
三、研究結論
本文基于2000年1月至2011年12月的我國宏觀經濟數據，運用VAR模型考察了貨幣供應量、經濟增長率、人民幣名義有效匯率和輸入性通脹對于我國通貨膨脹率形成的動態作用機制，結合脈沖響應分析和方差分解分析，得出以下結論：
第一，貨幣供應量、經濟增長率、人民幣名義有效匯率和國際大宗商品價格整體上對我國通貨膨脹率具有解釋作用，且上述變量與通貨膨脹率之間存在長期穩定的均衡關系。通貨膨脹率受到自身沖擊時的反應程度顯著大于貨幣供應量增長率、經濟增長率和國際大宗商品價格的沖擊，但對來自匯率沖擊的反應不敏感。
第二，無論是短期或長期，公眾對通貨膨脹的適應性預期都是導致通貨膨脹的最重要因素，與短期不同，長期內隨著經濟過快增長對投資和消費的拉動作用、貨幣供應量擴張以及輸入性通脹的時滯效應逐步釋放，通貨膨脹率上升的壓力也隨之增加。因此，在短期內治理通脹的政策應以降低公眾對通貨膨脹的適應性預期為主，長期內應在權衡通貨膨脹和經濟增長的同時，綜合考慮通脹預期、貨幣供應量擴張和輸入性通脹等因素。
第三，人民幣名義有效匯率升值對通貨膨脹的抑制作用并不明顯。其原因可能是，多年來人民幣對外升值和對內貶值現象同時存在，對外升值僅在某種程度上緩解部分輸入性通脹，而對內貶值則助長了通貨膨脹壓力，人民幣對外升值和對內貶值的影響效應相互抵消。這意味著匯率制度作為貨幣政策工具對貨幣政策的影響作用有限，應當進一步推動人民幣匯率形成機制改革，增加人民幣匯率彈性，擴大匯率浮動區間，緩解巨額外匯儲備帶來的基礎貨幣被動投放。
第四，在目前全球經濟步入復蘇軌道，國際大宗商品價格震蕩中上漲的背景下，必須重視輸入性通脹的影響。我國應當進一步推進資源價格改革和稅費改革，并在初級產品和大宗商品的國際貿易中爭取更多的定價權，防范和化解外部因素造成的輸入性通脹。
參考文獻：
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第7篇：通貨膨脹的趨勢范文
關鍵詞：NAIRU；菲利普斯曲線；通貨膨脹
文章編號：1003－4625（2008）12－0003－06中圖分類號：F821.5文獻標識碼：A
Abstract: As a leading indicator to judge the change trend of inflation rate, NAIRU has been paid much attention when macroeconomic policies are made in western countries and it’s based on short-term Philips Curve. In economic transmission period in China, the structure of Chinese labor force market is different from that of labor force market of western countries, and the relationship between unemployment rate and inflation rate is inconsistent with the logic of short-term Philips curve, so that NAIRU is not suitable to be adopted as a leading indicator to judge the change trend of inflation rate in China.
Key Words: NAIRU； Philips Curve；Inflation
一、引言
NAIRU (non-accelerating inflation rate of unemployment，非加速型通貨膨脹下的失業率)在宏觀經濟學，特別是在宏觀經濟政策制定和討論中是一個經常援引并引起關注的概念。這不僅因為實現充分就業是政府宏觀經濟政策的重要目標之一，更為重要的是，宏觀經濟政策決策者、討論者試圖依據NAIRU作為判斷通貨膨脹變化趨勢、制定宏觀政策的先行變量之一。在中國，對NAIRU研究和關注相對較少，主要原因是，在中國經濟轉型時期，NAIRU相關理論對宏觀經濟決策的作用具有一定的局限性。本文包括以下四個部分，第一部分NAIRU理論綜述，包括其由來、含義及影響因素；第二部分是NAIRU理論在中國的適用性問題探討；第三部分是中國NAIRU的估計；第四部分是結論。
二、NAIRU理論綜述
（一）NAIRU概念的由來、含義
根據英國的資料，Phillips（1958）得出失業率與名義貨幣工資變動率之間呈現替代關系，Samuelson和Solow（1960）用通貨膨脹率替換貨幣工資變動率，使用美國的數據得到了“菲利普斯曲線”，其表明，失業率上升,通貨膨脹率下降；失業率下降, 通貨膨脹率上升。菲利普斯曲線為凱恩斯主義需求管理的宏觀經濟政策提供了依據，其政策含義是，依據“菲利普斯曲線”，宏觀經濟政策以容忍一般物價水平以不變的速度上漲為代價，實現一定的就業率。
依據Wicksell的“自然利息率（the natural rate of interest）”概念，Friedman,Milton(1968)提出了“自然失業率（the natural rate of unemployment）”假說，認為自然失業率由實體經濟力量中的供給方面決定，預期到的貨幣政策對就業沒有影響，只有未預期到的貨幣政策的變化，影響就業；如果政府希望持續降低失業率在自然失業率水平之下，只有實行非預期的貨幣增長，出現非預期到的通貨膨脹；結果，為維持低的失業率水平，貨幣政策必然導致加速的通貨膨脹；在長期，“菲利普斯曲線”垂直于自然失業率水平。面對美國20世紀60年代后期出現的經濟“滯漲”想象，及貨幣主義者對“菲利普斯曲線”的評判，Modigliani和Papademos(1975)提出了NIRU(noninflationary rate of unemployment)這個概念，其目的是為當時美國的貨幣政策提供一個決策指標。他們定義NIRU為“這樣的一個失業率，只要實際失業率水平高于它，預計通貨膨脹將下降”。關于“菲利普斯曲線”的性狀，有兩種極端的情形：在短期，“菲利普斯曲線”的斜率是負的；在長期，“菲利普斯曲線”垂直于自然失業率。在兩種極端情形之間，受貨幣主義自然失業率的影響，Modigliani和Papademos認為，正如在美國1953至1971年的情況，“菲利普斯曲線”在高失業率水平相對平坦，在低失業率水平接近于垂直。這樣，在“菲利普斯曲線”上，存在一個失業率區間，在這個區間內，通貨膨脹率是相對穩定的，這個區間內的失業率就是NIRU；實際失業率低于這個區間的下界時，隨失業率逐漸減少，通貨膨脹率上升的概率增加；實際失業率高于這個區間上界時，隨失業率升高，通貨膨脹率下降的概率增加（如圖1）。
早期凱恩斯主義者認為菲利普斯曲線是相當平坦的，特別是在高失業率的情況下，可以較低的通貨膨脹率上升為代價增加就業；而貨幣主義者認為菲利普斯曲線是相當陡峭的，擴張性的需求管理政策產生高的通貨膨脹率，但降低失業率的效果不明顯。這樣，無論凱恩斯主義，還是貨幣主義者都認為，在短期，菲利普斯曲線上存在一個失業率區間，在這個區間，通貨膨脹沒有上升和下降的壓力。這樣，盡管對政府參與經濟的態度不同，NIRU為凱恩斯主義者和貨幣主義者所共同接受，后來被Tobin(1980)稱之為NAIRU (non-accelerating inflation rate of unemployment，非加速型通貨膨脹下的失業率)。顯然，NAIRU是把凱恩斯主義理論和貨幣主義及新古典宏觀經濟學理論黏合在一起得到的一個概念，依其實施凱恩斯主義的政策（宏觀經濟政策可以影響失業率水平），但其邏輯來源于“自然失業率”假設（宏觀需求管理的政策有一定限制）。
多數文獻明確界定NAIRU為這樣一個失業率，當經濟中的實際失業率低于NAIRU時，通貨膨脹率有上升的趨勢；當經濟中的失業率高于NAIRU時，通貨膨脹有下降的趨勢；當經濟中的失業率等于NAIRU時，通貨膨脹率不變。不過，依據這樣的定義，NAIRU概念的理論邏輯基礎并非那么明確，文獻中NAIRU的含義存在一些模糊不清之處。一些文獻沒有區分NAIRU和自然失業率概念，例如，Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)。但大多數經濟學家認為,貨幣對經濟的影響在長期是中性的，非對稱信息、長期勞動合同和價格黏性等因素導致貨幣在短期是非中性的。由此，涉及NAIRU的文獻中，多數文獻都或明或暗地假定NAIRU是短期的自然失業率，或者直接稱之為the Short-run NAIRU，在涉及自然失業率假設時，更強調自然失業率對應的通貨膨脹率為零，貨幣政策對自然失業率沒有影響。例如，Camarero,Liuis Carrion-I-Silvestre, Tamarit(2005)把NAIRU分為三類，短期、中期和長期，認為短期NAIRU是政策制定者評估通貨膨脹變化趨勢的一個合適指標，而長期NAIRU并不能估計。這是自然失業率和NAIRU概念在不同文獻中存在的細微差異。
（二）影響NAIRU的主要因素
影響NAIRU的因素主要有以下四個方面（Joseph Stiglitz，1997），一是勞動力人口的結構，例如勞動力中性別結構的變化影響NAIRU的高低；二是勞動生產率的變化，例如生產率增長慢時，NAIRU可能出現短暫的增加，而勞動生產率的上升，降低ANIRU水平；三是勞動力市場和產品市場的一些變化，勞動力市場競爭程度越高，NAIRU就越低,諸如對勞動力流動限制的一些市場法律法規的變化、職業培訓等因素降低NAIRU；四是勞動力和廠商在決定實際勞動工資時的討價還價能力。影響NAIRU的因素主要和勞動力市場的特征有關，在不同的國家和地區，影響NAIRU的因素存在很大的差異。
（三）NAIRU在經濟決策中的運用
在宏觀經濟政策討論中，NAIRU之所以得到廣泛的關注，主要體現在三個方面，一是在經驗研究中可以用來作為評估通貨膨脹率變化方向的參照點，如果失業率高于NAIRU，則預計通貨膨脹率有下降的壓力，如果失業率低于NAIRU，預計通貨膨脹率有上升的壓力；二是在經濟理論中，NAIRU可以用來作為理解通貨膨脹原因的起點；三是在宏觀經濟政策選擇中可作為一個評判宏觀經濟形勢的指標，特別是對于貨幣政策而言，當失業率低于NAIRU時，通貨膨脹率有上升的壓力，這時不宜采取松的貨幣政策，當失業率高于NAIRU情況下，通貨膨脹有下降的壓力，這時不宜采取緊的貨幣政策。
在宏觀經濟政策中運用NAIRU概念作為先行指標時需要注意一些問題（Marcoa.Espinosa-Vega，Steven Russell,1997）。依據NAIRU概念，當實際失業率低于NAIRU時，通貨膨脹率有上升的趨勢，應實施緊的貨幣政策；當實際失業率高于NAIRU時，通貨膨脹率有下降的趨勢，應實施松的貨幣政策。這個貨幣政策規則暗含的一個假定是，勞動力供給和需求的變化導致的工資率的變化將傳導到一般物價水平，這是一個十分嚴格的假定。在諸如美國、西歐一些國家，勞動力市場相對成熟，工資率的變化影響商品價格，這個假定在一定程度上具有合理性。但在一些發展中國家，勞動力資源比較豐富，很多情況下是商品價格首先變化，然后才有工資率的調整。在工資率的變化不完全等于通貨膨脹率的情況下，以維持幣值穩定為目標的貨幣政策的效果有限。NAIRU理論另外一個暗含的假定是，失業率的變化是貨幣政策變化的結果，或者說是總需求變化的結果，這樣只要調整貨幣政策的方向，就可以調整失業率，可以影響通貨膨脹。然而，影響實際失業率的因素很多，在很多情況下，貨幣政策并不一定能夠影響實際失業率。還可以從另外一個角度看利用NAIRU作為宏觀經濟先行指標的局限性。在時間先后上，物價水平的變化和失業率的變化有三種關系：同步，一般物價水平的變化先于實際失業率的變化，失業率的變化先于一般物價水平的變化。在前兩種情況下，利用NAIRU作為貨幣政策的先行指標效果不是很理想。
三、NAIRU理論在中國的適用性探討
實現最大限度的就業、維持物價水平穩定是在社會經濟轉型時期中國面臨的重要問題之一。如果宏觀經濟政策能夠同時解決這兩個問題，當然是最佳的選擇；如果能夠實現帕累托改進，解決一個問題，而不影響另外一個問題，當然也是一個好的結果；如果不能實現帕累托改進，那么需要進行權衡和取舍，這種就業和通貨膨脹率之間的取舍所面臨的約束在經濟學理論就是菲利普斯曲線。這里考察菲利普斯曲線和NAIRU在中國的適用情況。
回顧經濟理論的發展，無論凱恩斯主義，還是貨幣主義都承認存在短期的菲利普斯曲線。但短期菲利普斯曲線是一個單純的經驗關系，其并沒有明確的理論基礎（James K. Galbraith，1997）。這里通過考察通貨膨脹率和失業之間的關系理解菲利普斯曲線背后的邏輯。影響一般物價水平的因素主要是社會總供給和總需求，影響失業率的因素主要是勞動力市場上勞動力的供給和需求。由于影響因素不同，失業率和通貨膨脹率變化趨勢之間的關系存在多種可能。一種情形是，總需求首先增加，引起物價水平上升，供給增加，然后失業率下降。另一種情形是，首先勞動力需求大于供給，失業率下降，實際勞動工資率上升，假若工資是企業成本的重要部分，持續工資上漲推動通貨膨脹率上升。這兩種情形下失業率和通貨膨脹率遵循短期菲利普斯曲線表述的統計關系。在美國、西歐，經濟政策關注的是勞動力資源的利用狀況，NAIRU理論暗含的假定是，就業率的變化影響實際工資，而實際工資是廠商的主要成本，持續工資變化最終將導致一般物價水平的變化；進一步的假定是，就業率和工資率的變化先于一般物價水平的變化。這樣NAIRU可以作為判斷通貨膨脹率變化方向的先行指標。通貨膨脹率和失業率之間還有另外一種可能關系，通貨膨脹率和失業率之間并沒有統計上的關系，短期的菲利普斯曲線并不存在，這種情形主要存在于轉型國家，或者發展中國家。失業率主要受勞動力市場上勞動力供給和需求的影響，通貨膨脹率主要受商品市場上供給和需求的影響；當勞動力市場的均衡和商品市場的均衡聯系相對比較弱，通貨膨脹率和失業率的統計聯系就會相對弱，甚至統計上沒有關系，菲利普斯曲線就不存在。
在中國社會經濟轉型時期，（1）城市勞動力市場和農村勞動力市場存在一定程度的分隔，勞動力市場二元結構特征明顯；勞動力在農村的生產率相對于在城市的低，農村存在一定程度的隱性失業。（2）1979年以來,對城鄉勞動力流動的約束逐漸減少,勞動力流動量越來越大，這在一定程度上減弱了城鎮工資率上升的壓力。（3）無論實際工資率的變化，還是名義工資率的變化都沒有完全反映勞動力的供給和需求狀況。例如，國有企業、壟斷部門等的工資形成機制呈現剛性，即使在失業十分嚴峻的情況下，實際工資水平上升趨勢明顯。1985年國有單位職工平均工資是城鎮集體單位職工平均工資的1.25倍①，2006年成為1.7倍；2006年國有單位、城鎮集體單位、其他類型企業職工的平均工資分別為1993年的6.26倍、5.02倍和4.02倍。（4）經濟增長沒有帶來相應的就業增長（林秀梅，王磊，2007；李駿嫻，薛江，2007；蔡，都陽，高文書，2004）。因此，在中國經濟轉型時期，城市就業率和一般物價水平聯系較弱，有時關系不大，失業率和通貨膨脹率的聯系較弱，并不存在短期菲利普斯曲線所表明的邏輯關系。同時，在中國經濟轉型時期，沒有證據表明通貨膨脹率的上升是城鎮就業人員工資率上升引起的，更多的情況是，過多的總需求在引起一般物價水平上漲的同時，也吸引了更多的城鎮居民就業，降低了城鎮居民失業率。因此，在中國依據NAIRU作為判斷通貨膨脹變化趨勢的先行指標具有一定的局限性。
上述結論可通過考察通貨膨脹率和失業率數據得以驗證。1980年至2007年的城鎮登記失業率和通貨膨脹率的散點圖（見圖2）、失業率和通貨膨脹率的簡單相關系數（-0.4322）表明,從整體看，中國并沒有完全背離菲利普斯曲線所表明的失業率和通貨膨脹率之間的基本統計關系，即相對于低失業率水平，高失業率水平的通貨膨脹率相對較低。從圖3看，相對于高失業率水平，在低失業率水平，通貨膨脹率增加的幅度高，次數多。同時，在不同時間段，通貨膨脹率和失業率之間的變化趨勢也表現出明顯的不同特征。例如，1980年至1984年，在通貨膨脹率逐年下降的同時，失業率也在逐年下降；在1998年至2003年，通貨膨脹率為負值的情況下，城鎮失業率水平呈現上升趨勢。這些都和中國轉型時期勞動力市場的復雜結構吻合。
對中國的菲利普斯曲線研究的文獻眾多（范從來，2000；趙博，雍家勝，2004；曾利飛，徐劍剛，唐國興，2006），但中國經濟處于急劇的轉型過程中，并沒有獲得一個一致的中國菲利普斯曲線，這些都實際上和中國的勞動力市場結構有關。因此，建立在菲利普斯曲線基礎上的NAIRU在中國不能成為實施宏觀經濟政策的先行指標。
四、中國NAIRU的估計
（一）NAIRU估計的文獻回顧
由于NAIRU在宏觀經濟政策中的重要性，對NAIRU估計成為NAIRU研究中最重要的內容，多數涉及NAIRU的文獻都是關于NAIRU估計的。已有文獻對NAIRU的估計方法大體可分為三類：依靠勞動力市場結構、勞動生產率等因素估計NAIRU，依據菲利普斯曲線估計NAIRU，完全依據失業率數據估計NAIRU。相對而言，第一類估計方法以在勞動力市場上的廠商和失業者的選擇行為為基礎，建立決定NAIRU的方程，但暗含的假設條件太多，實用性較差，應用這類方法估計NAIRU的文獻20世紀90年代中期以后較少，但在分析影響NAIRU變化的因素時都從這個角度出發。本文對第二種和第二種NAIRU估計方法簡單回顧。
早期研究者Modigliani和Papademos（1975）完全從菲利普斯曲線出發，對NAIRU的值進行了估計。基本方程是=C++b(-1)+c,其中表示通貨膨脹率，C為常數，UA為實際失業率，(-1)為通貨膨脹率的滯后項，為勞動生產率。估計C、?琢、b、c值后，給定一個能夠容忍的穩定的通貨膨脹率，就可以推導出NAIRU的值。以后的文獻采用了一個附加預期的菲利普斯曲線方程，最簡單的方程為，=e-?琢(U-U*)+?淄，其中為實際通貨膨脹率，e為預期的通貨膨脹率,U為實際失業率，U*為NAIRU，?淄為供給方面的沖擊。當預期的通貨膨脹率e等于實際通貨膨脹率，通貨膨脹率將保持不變，則實際失業率U等于非加速型通貨膨脹下的失業率U*。上述菲利普斯曲線不能直接估計，因為e和U*都是未知變量。對預期的通貨膨脹率e有各種假定，最簡單的假定為隨機游走模型為，e等于上期通貨膨脹率，則由=e-?琢(U-U*)+?淄得到P=?琢U*-?琢U+?淄，在關于?淄假定條件下，使用P、U的統計數據，利用最小二乘法可以估計上式中的常數項和?琢的值，則U*等于估計方程的常數項與估計實際失業率系數?琢之比。Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)利用這個方法估計的美國1960年至2000年的NAIRU的值為6.1%。上述關于菲利普斯曲線和NAIRU的估計有很多暗含的假定，文獻中從這個角度估計NAIRU的方式，可歸結為一個一般化的菲利普斯曲線方程（Douglas Staiger,James H.Stock,Mark W.Watson,1996；Thomas Laubach,2001）:
?仔t-?仔=?茁(L)(u-)+?啄(L)(?仔-?仔)+?酌(L)X+?著
其中?仔t為通貨膨脹率,?仔為預期通貨膨脹率，u為實際失業率，為NAIRU,X為供給沖擊，?著表示序列不相關的誤差項，其中?茁(L)、?啄(L)、?酌(L)為滯后算子的多項式。上式中預期的通貨膨脹率?仔是一個不可直接觀察和統計的變量，必須對其假定，文獻中的假定有?仔=?滋+?琢?仔，或者?仔=?滋+?琢(L)?仔,還有其他形式。NAIRU也是一個不可直接觀察和統計的變量，對的變化也有多種假定，最簡單的情形是假定恒等于。20世90年代初，美國實際失業率下降后并沒有出現通貨膨脹率上升的趨勢，由此，從20世紀90年代估計NAIRU的文獻側重于假定NAIRU是變化的。變化方式有多種假定，一些文獻假定是離散的，隨環境的變化在不同時間的值不同；還有一些文獻假定NAIRU依賴于勞動生產率等因素，即=?準′St；更多文獻認為NAIRU隨機的，通常假定ut=+?濁t，其中?濁t~N(0,?姿?滓),并且對所有t、?子的，E?濁t?著?子=0。對于還可以依據具體情形有其他假定，例如，Thomas Laubach（2001）假定=+?滋t-1+?濁t，其中?滋t=?滋t-1+?淄t，?淄t~N(0,?滓)，并估計了七個國家的NAIRU。
估計NAIRU的另外一種常用方式是僅僅依靠實際失業率的時間序列數據本身進行估計，暗含的假定是，實際失業率水平必然趨向于其均衡水平。一般化的方程（Douglas Staiger,James H.Stock,Mark W.Watson,1996）為u-=?茁(L)(u-)+?著，其中關于的選擇仍然如上述的各種假定。Mariam Camarero,Josep Liuis Carrion-I-Silvestre,Cecilio Tamarit（2005）假定=，Tb,i-1≤t≤Tb,i，上式變為u=?滋+?茲iDui,t-1+?茁(L)ut-1+?著t,用最小二乘法估計上式，間接得到NAIRU==+。Laurence Ball和N.Gregory Mankiw(2002)從簡單的菲利普斯曲線Ⅱ=Ⅱ-1-?琢(U-U*)+?淄出發,利用通貨膨脹率和實際失業率的數據估計了Ⅱ=?琢U*-?琢U+?淄，其中Ⅱ為一般價格水平，Ⅱ為通貨膨脹率，U、U*分別為實際失業率和NAIRU,然后得到U*+?淄/?琢=U+Ⅱ/?琢，上式右邊為已知數據，上式左邊U*表示一種趨勢變量，?淄/?琢表示供給沖擊，應用HP濾波技術(Hodrick,Prescott,1997)得到NAIRU的值。
（二）對中國NAIRU的初步估計
由于中國轉型時期通貨膨脹率和失業率之間的關系復雜，估計一個在經濟理論和統計關系兩方面都合理的菲利普斯曲線是一個目前仍沒有完成的工作。例如，王少平、涂正革、李子奈（2001），王少平，張潔（2007）認為預期擴展的菲利普斯曲線對我國尚不具有適用性。多數經濟學家承認，精確估計NAIRU是一個不可能完成的事情，復雜的估計技術并不一定比簡單的估計技術更有效。例如，Ray C.Fair(2000)認為一些文獻中關于NAIRU的動態設定是不精確的，在低的實際失業率水平，失業率和價格之間的關系是非線性的。這里從菲利普斯曲線和單純城鎮失業率數據兩個角度對城鎮NAIRU給出初步估計。不過，這兩種估計方式都存在較多的假定。
由于附加預期的菲利普斯曲線不適合中國的情況，并且對它的估計在統計上的效果很不理想，這里首先估計簡單的中國菲利普斯曲線?仔t=c+?琢Ut+?淄t，其中,?仔t為以商品零售價格水平變化表示的通貨膨脹率，Ut為失業率，?淄t為其他變量的沖擊。估計結果為?仔t=15.8-3.44Ut，其中，常數項和失業率的t統計量、F統計量都能在5%的臨界水平通過檢驗；修正的R2=0.1555,這表明在統計意義上通貨膨脹率變化可歸因于失業率變化的比例很低；DW統計量為0.8969，在樣本數為28的情況下，接受殘差項存在正一階自相關的假設。一般認為通貨膨脹率受供給、需求和通貨膨脹率慣性等的影響，這里先驗地假定通貨膨脹具有慣性，估計方程?仔t=?琢?仔t(-1)+?茁Ut+?淄t，結果為?仔t=10.37-2.71Ut+0.54?仔t-1，其中，常數項和失業率的t統計量、F統計量在5%的臨界水平通過檢驗；修正的R2=0.4761；DW統計量為1.5748，在樣本數為27的情況下，殘差項不拒絕零自相關的虛假設。對?仔t=10.37-2.71Ut+0.54?仔t-1變形有?仔t=-2.71(Ut-3.83)+0.54?仔t-1。盡管假定失業率變化引起的實際工資率變化導致通貨膨脹率變化的邏輯不符合中國經濟轉型時期的邏輯，如果假定中國存在通常的菲利普斯曲線，并且NAIRU不變，在通貨膨脹率為零時可得到1980年至2007年中國的NAIRU為3.83%。從圖1看出，在城鎮登記失業率低于3%時，多數情況下出現了通貨膨脹。
和存在成熟勞動力市場的美國、西歐不同，中國城鎮失業率不僅和經濟中總需求和總供給變化有關，也和經濟轉型過程中對城鄉勞動力流動約束的變化、國有企業改革、經濟結構的調整等因素有關，由此中國NAIRU是隨時間變化的。不過，影響城鎮失業率變化的這些變量很難量化，這里利用HP濾波估計城鎮失業率中的非周期部分，可作為中國城鎮NAIRU的替代，結果如表1。
五、結論
在中國經濟轉型時期，中國勞動力市場存在一些摩擦因素，城鄉勞動力市場是二元的，勞動工資率的變化并沒有完全反映勞動力市場上勞動力的供求狀況，勞動工資率的變化也不是影響我國通貨膨脹出現的主要因素。因此，中國不存在通常意義上的菲利普斯曲線，NAIRU概念在中國宏觀經濟政策決策中作為先行指標也具有很大的局限性。
由于中國勞動力市場的特殊結構，依靠擴張性的宏觀經濟政策提高中國的就業率的政策措施效率不高，而提高勞動力市場效率、放松勞動力要素的交易成本、提高勞動者的職業轉換能力等微觀政策對于降低中國失業率將具有事半功倍的效果。
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第8篇：通貨膨脹的趨勢范文
關鍵詞： 最優通貨膨脹率；中央銀行；效用函數
中圖分類號：F822.5；F832
一、引言
物價穩定和經濟增長是經濟協調、均衡發展的標志，實現低通貨膨脹率條件下的高經濟增長率是各國貨幣政策的理想目標。但是，大量的理論研究和政策實踐表明，低通貨膨脹率和高經濟增長率的雙重目標難以共同實現，各國中央銀行只能根據當前形勢在二者之間取舍，選擇適度的通貨膨脹率和經濟增長率組合作為貨幣政策的最優目標。從而，最優通貨膨脹率和經濟增長率之間的權衡和選擇，成為各國中央銀行貨幣政策框架的研究重點和實踐焦點。
在此方面眾多的研究成果中，最具影響力的是Barro and Gordon（1983）基于中央銀行效用函數提出的“最優通貨膨脹目標”理論，他們認為各國的中央銀行都具有包括通貨膨脹率、經濟增長率或失業率等政策規則參數的特定效用函數，并確定能夠最大化效用函數值的參數值。其中，能夠實現中央銀行效用水平最大化的通貨膨脹率即為“最優通貨膨脹目標”，貨幣政策的制定和修正便以此為參照目標。該理論一經提出就引起宏觀經濟理論研究領域的廣泛關注。
Walsh （1992）利用Lucas （1972）的理性預期模型，對中央銀行效用函數進行研究，發現中央銀行對于“最優通貨膨脹率”的抉擇具有政策傾向，這在相當程度上解釋了發展中國家通貨膨脹率居高不下的現象，因此也得到了廣泛的理論和實證支持。Sevnsson （2001）進一步提出了最優通貨膨脹目標制的具體操作標準――“靈活通貨膨脹目標制”，極大增強了該理論的實際操作性。
“最優通貨膨脹目標”理論也在貨幣政策實踐領域被廣泛采用。自1990年新西蘭中央銀行引入通貨膨脹目標制以來，已經有將近30個國家加入這個行列。在長期的政策實踐中，通貨膨脹目標制促成了中央銀行更系統連貫的內部決策過程，并且強化了宏觀政策價值取向前所未有的責任感，以及經濟體系中的各部門間 （公共部門和私人部門）更透明的溝通和交流。正如King （2002）所說，最優通貨膨脹目標制所實現的貨幣穩定與經濟穩定是歷史上罕見的。
由于實行最優通貨膨脹目標制的中央銀行在過去取得巨大成就的示范效應，全球經濟學家和主流規范的決策者非常關注該學術和政策領域的發展動向。然而，國內學者卻關注較少，對中國最優通貨膨脹率的研究文獻也主要集中于經濟增長和通貨膨脹的相關性研究，而很少涉及中央銀行效用最大化的通貨膨脹動態最優化分析。本文試圖利用前人提出的中央銀行效用函數模型，結合中國的實際數據，采用VAR模型（脈沖響應）與動態最優化等分析方法，探究實現中央銀行效用最大化的最優通貨膨脹率。
本文內容安排如下：第一部分為引言；第二部分介紹中央銀行效用函數模型及其參數構成；第三部分采用平穩性檢驗、Ganger檢驗、VAR模型等方法分析經濟增長和通貨膨脹的相關關系及相互作用機制的路徑；第四部分采用動態最優化方法，研究實現中央銀行效用最大化條件下的最優通貨膨脹率；第五部分為本文研究結論及政策含義。
二、中央銀行的效用函數
中央銀行的貨幣政策取舍非常關注通貨膨脹率穩定和實際經濟穩定。通貨膨脹率穩定由通貨膨脹率缺口表示，即實際通貨膨脹率對目標通貨膨脹率的偏離；實際經濟穩定由實際產出缺口表示，即實際產出對潛在產出的偏離。一般而言，中央銀行的效應水平由通貨膨脹率缺口和實際產出 （或失業率） 缺口決定，由此中央銀行效用函數可以表示為公式 （1）：
其中，，和分別表示期的實際產出、通貨膨脹率、中央銀行效用水平；和分別表示潛在產出和最優通貨膨脹率目標；參數表示中央銀行在產出擴張和通貨膨脹之間的相對權重。
Barro and Gordon （1983） 認為實際產出對潛在產出的正向偏離 （）能夠增加中央銀行效用，表現為經濟超預期增長，所以；而任何水平的通貨膨脹率缺口都會降低中央銀行效用，表現為實際通貨膨脹率對目標通貨膨脹率的偏離 （正向或負向），所以 （） 以負平方的形式進入效用函數。①
獲得具體的效用函數模型之后，中央銀行仍然面臨一系列影響政策方向的問題：比如對通貨膨脹變量與實際產出變量的權衡缺乏統一標準、政策目標的不明確和不透明，以及政策目標之間跨期替代不一致等問題。這些問題最直接的解決方式，是以明確的跨期動態效用函數作為中央銀行的操作目標，明晰目標變量及其權重，解決目標變量的穩定性與跨期替代問題，并為目標變量提供明確的順序設計。具體而言， 期的跨期效用函數等于現期效用函數與未來各期效用函數的現值之和，即公式 （2）：
其中， 表示以期為基期，未來期的跨期效用函數； 表示貼現率。
另外，和分別是基于期的信息對未來期通貨膨脹率和實際產出設計，和 分別表示通貨膨脹率和實際產出的設計路徑。以和為自變量的期跨期效用函數可以表示為公式 （3）：
對于公式 （3），只要能將和表示為的函數，并確定和的數值，跨期效用函數將提供通貨膨脹率與實際產出缺口排序的便利方法。而對于中央銀行的貨幣政策選擇，決策者只要選擇跨期效用函數值最大的通貨膨脹率與實際產出組合，就可作為貨幣政策目標。
一般而言，無論通過哪些中間目標，貨幣政策最終目標都著眼于 “充分就業、穩定物價、經濟增長和國際收支平衡”。然而在經濟發展過程中，貨幣政策要同時滿足四項目標的要求，事實上是不可能的，所以各國都以其中一項作為主要目標。②中國的貨幣政策實踐一直把“維持幣值穩定，并促進經濟增長”的雙重目標作為最終目標。因此，以上中央銀行效用函數的分析框架適合用作中國情況的實證研究。
三、通貨膨脹和經濟增長的相關形成路徑設計
在以上中央銀行效用函數的分析框架基礎上，本文擬結合中國的情況，從通貨膨脹和經濟增長的實證路徑入手，探索中國最優通貨膨脹率的分析方法。
本文擬采用向量自回歸 （Vector Auto-Regressive，VAR）模型研究中國通貨膨脹和經濟增長的相關形成路徑，并利用脈沖響應函數 （Impulse Response Function）分析二之間的相關關系。
經濟增長的度量可以選取實際GDP增長率（y）；通貨膨脹率的度量可以選取消費價格指數（CPI）的變化率（π）。樣本數據取自1978-2010年中國實際GDP增長率和消費價格指數的年度數據，數據來源于《2010年中國統計年鑒》 和國家統計局官方網站。
（一） 數據實證檢驗
在建立通貨膨脹和經濟增長的路徑模型之前，為了避免模型的 “偽回歸”現象，首先要求兩組變量都通過平穩性檢驗、Granger因果關系檢驗，然后才能建立VAR模型，分析它們的形成路徑和相關關系。利用Eviews6.0軟件，采用ADF檢驗法對y和π進行平穩性檢驗，結果如表1所示：
平穩性檢驗結果表明y和π都是平穩序列，二者之間可能存在長期均衡關系；另外，為了證實變量之間是否存在因果關系，還需要進行Ganger因果關系檢驗，檢驗結果見表2。④
Ganger檢驗結果表明，在滯后階數為1-3階，顯著水平為5％的條件下，可以拒絕“π不是y的Ganger原因”和“y不是π的Ganger原因”的原假設，y和π之間存在雙向的因果關系，即通貨膨脹率和GDP增長率相互影響、互為因果。
（二） VAR模型建立和估計
通過平穩性檢驗和Ganger檢驗證實了GDP增長率 （y） 和通貨膨脹率 （π）之間存在的均衡關系和因果關系，可以建立以y和π為變量的VAR模型。見公式 （4）：
VAR模型的估計結果見表3：
估計結果表明模型中和截距項的回歸系數，以及模型中項的回歸系數未能通過檢驗；剔除VAR模型中未通過檢驗的變量，并重新估計，得到關于和π相關形成路徑的具體形式。見公式 （5）：
基于公式 （5） 所揭示的y和π相關形成路徑，可以得出以下實證分析結論：
（1） 與正相關，與正相關，說明經濟增長和通貨膨脹都具有慣性增長效應；
（2） 與 負相關，反映了宏觀經濟政策的反周期作用；
（3） 和對的回歸系數偏低 （分別為-0.26和0.17），說明通貨膨脹對經濟增長的影響并不顯著；
（4） 與正相關，反映了經濟增長從社會總需求方面對價格水平的推動作用；
（5） 與負相關，反映了經濟增長從社會總供給方面對價格水平的制約作用；
（6） 和對的回歸系數較大 （分別為1.263和-1.095），說明經濟增長對通貨膨脹的影響非常顯著。
從以上結論可看出，在短期內（1年），一年前的GDP增長率對當年的通脹率回歸系數是1.2 （大于1），很可能說明去年的GDP增長通過增加社會總需求的方式推動了當年物價的上漲；在長期 （1年以上），二年前的GDP增長率對當年的通脹率回歸系數是-1.05 （絕對值大于1），說明二年前的投資產能經過一年釋放出來，從社會供給方面制約了物價的上漲。
(三) 脈沖-響應分析
基于VAR模型的脈沖響應分析圖，能夠直觀反映通過因變量對于自變量沖擊的響應程度，進而揭示變量間的相互作用機制。由于通貨膨脹率與GDP增長率互為因果，所以存在兩個脈沖響應分析圖⑥，見圖1：
脈沖響應分析圖表明：
（1） 對于GDP增長率一個Cholesky標準差信息沖擊，通貨膨脹率的響應在第三年達到最大值2.4556，隨后逐漸減小，到第五年變為負影響，并逐漸消失。這說明，經濟增長通過增加社會總需求的途徑，對價格水平上漲具有長期、穩定的推動作用。
（2） 對于通貨膨脹率一個Cholesky標準差信息沖擊，GDP增長率的響應在第一年達到最大值0.4843，隨后迅速變為負影響，到第三年變為最小值-0.8085，并迅速減弱，到第七年以后影響逐漸消失。這說明，由于經濟增長的慣性作用，當通貨膨脹發生時，經濟增長能夠保持原有趨勢，但是隨之而來的反周期性宏觀緊縮政策將徹底扭轉經濟增長的原有趨勢，由于宏觀經濟政策存在種種時滯，各種因素將交織在一起相互作用，從而通脹對經濟增長的影響也更加持久和復雜。因此，在短期或長期，通貨膨脹對經濟增長的影響效果都不顯著，通貨膨脹對經濟增長的作用機制仍然需要進一步研究。
四、最優通貨膨脹率的測算及其實證解析
(一) 最優通貨膨脹率的測算
在以上通貨膨脹和經濟增長相關形成路徑的解析基礎上，結合中央銀行的效用函數分析，就可以進一步測算最優通貨膨脹率。最優通貨膨脹率的測算方法和測算結果，將為貨幣政策的中介目標和最終目標的路徑設定，提供非常重要的理論參數參照系。
如本文第二部分所述，如果將公式3中的通貨膨脹率和GDP增長率的路徑表示為時間變量的函數，并確定和的數值，通過求解期跨期效用函數最大值，進而就可以確定最優通貨膨脹率和GDP增長率目標。根據本文第三部分的分析結果，通貨膨脹率和GDP增長率路徑對時間變量的函數表示為公式 （6）（詳細過程及各參數值請參見附錄1）。
公式 （6）表明，GDP增長率和通貨膨脹率都具有穩態值：；；說明GDP增長率和通貨膨脹率隨時間變動，將最終分別趨于10.12%和5.08%。⑦
將公式（6）中的各變量帶入公式（3），可得期跨期效用函數穩態解的表達式（詳見附錄2）。通過求解等式：；得到實現期的最優通貨膨脹率 ，見公式（7）：
引入本文附錄1、3中各參數值，測算出基于t期信息，中央銀行實現跨期效用最大化的最優通貨膨脹率為4.29%，這一最優值水平低于穩態值水平。
（二） 最優通貨膨脹率的實證解析
基于1978-2010年中國GDP增長率與通貨膨脹率的VAR模型分析，以及中央銀行跨期效用函數的動態最優化分析，本文的實證分析顯示：
1.經濟增長率和通貨膨脹率的穩態解分別為10.12%和5.08%。在長期中，通貨膨脹率的動態最優解為4.29%；
2.通貨膨脹率的最優值低于穩態值，說明中央銀行如果堅持奉行“低通貨膨脹目標”的貨幣政策，將能夠在長期中獲得更大的效用水平；
3.中國最優通貨膨脹率的解析值，高于國際 （主要工業化發達國家）所認同的2%最優通貨膨脹目標，這一偏差的產生原因可能來自于兩方面因素：一是中國和其他國家對中央銀行職能的不同定位導致對貨幣政策目標的定位差異。中國人民銀行的貨幣政策具有“維持幣值穩定，并促進經濟增長”的雙重目標，從而在對經濟增長和通貨膨脹的權衡中相比其他發達國家有更高的通脹容忍水平；二是實證數據周期內中國實際GDP增長率顯著高于其他國家，因此在GDP增長率和通貨膨脹率的相關路徑中，所匹配的最優通貨膨脹率水平也可相應較高。
需要特別說明的是，由于GDP增長率和通貨膨脹率的路徑設計都是基于本文實證數據周期的歷史數據，這一時期恰好是中國經濟轉軌、分工發展、模仿性技術進步、工業化及城鎮化起步至加速過程。然而在更長周期的視角中，GDP增長率由資源稟賦決定。隨著中國經濟發展階段進入工業化后期，資源利用將突破劉易斯拐點，閑置資源逐步減少，GDP增長率具有逐步降低的趨勢。因此，本文利用歷史數據計算GDP增長率的穩態解為10.12% （最優通貨膨脹率的穩態解5.08%和最優解4.29%），此結論可能僅適用于本文實證數據周期，對未來也許沒有趨勢性可信度。
五、結論及政策含義
本文的實證研究結果表明⑧：
經濟增長對通貨膨脹具有顯著的助推作用。“低通脹、高增長”的雙重目標難以實現。長期以來，在追求經濟高增長的激勵機制作用下，貨幣政策也主要呈現出“高增長、高通脹”的政策效果。
雖然貨幣政策定位于 “維持幣值穩定，并促進經濟增長”的雙重目標，但是實證觀察到的最終效果偏向于優先促進經濟增長。由于GDP核算的是以貨幣計量的國民收入流量，伴隨著本文實證數據周期的高GDP增長率過程，同時也是中國國民收入和國民財富的貨幣金融化過程。這一過程中，出于對宏觀經濟 （總量和結構）的存量和流量均衡維持的需求，貨幣政策的貨幣供應量參數一直維持在大大高于GDP增長率的水平，由此貨幣化的GDP增長流量和金融化的國民財富存量之間還存在著更為微妙而重要的均衡關聯。
因此，以上結論對貨幣政策的認識還有更加深刻的政策含義：不僅需要就本文所揭示的流量層面的“經濟增長對通貨膨脹具有顯著的助推作用”實證結論，進行貨幣政策的定位反思，以確定是否要延續“高增長、高通脹”的貨幣政策效果；而且，還有必要在存量層面深入解析，在時間周期內累積的貨幣存量，是通過什么樣的作用機制和時間路徑，對下一期的通貨膨脹產生了什么樣的實質性影響？也就是說，通貨膨脹的貨幣政策存量累積效應，也是貨幣政策再認識的一個非常重要問題。⑨
由此，對最優通貨膨脹率的把握，才有其針對性的貨幣政策含義。即便是在本文實證數據周期的高GDP增長過程中，中央銀行的 “低通貨膨脹目標”貨幣政策也將能夠在長期中獲得更大的效用水平。從而，在可展望的十二五期間經濟發展模式轉型和經濟結構調整過程中，中國宏觀經濟將更加注重質量提升從而要求趨勢性的平穩增長 （增長水平小于上一階段），“低通貨膨脹目標”的貨幣政策定位將更加符合中央銀行效用函數特征和宏觀調控的要求。這一政策趨勢已然從現有的貨幣政策價值取向中有所反映。
在最優通貨膨脹率的國際貨幣政策實踐中，相比較而言其他主要發達工業化國家追求價格水平和經濟增長雙穩定，尤其注重控制通貨膨脹，其中央銀行的政策目標相對單一，而且獨立性也相應較強，因此能夠將通貨膨脹長期控制在較低水平 （比如2%）。這些中央銀行獨立性和貨幣政策穩健性經驗，對于中國十二五期間國民經濟總體發展規劃所要求的貨幣政策職能定位，在貨幣政策實踐方面有明確的借鑒價值。
此外，本文的分析還指出，由于實證揭示的通貨膨脹對經濟增長的影響也更加持久和復雜，貨幣政策很難根據觀察到的通貨膨脹率做相機抉擇的反周期調控。在考慮了GDP增長和貨幣政策對通貨膨脹的累積效應后，當期的通貨膨脹率很可能只是一個表象，相機抉擇的宏觀反周期貨幣政策又將成為下一期通貨膨脹的累積性因素。因此，在最優通貨膨脹率的政策邏輯下，動態的最優貨幣政策取向，就是重新回到跨期的通貨膨脹率和經濟增長的最優權衡路徑中。
附錄：
1.通貨膨脹率與GDP增長率對時間的函數設定
正文公式（5）表示了通貨膨脹率（）與GDP增長率（）的形成路徑，其中路徑中的解釋變量雖然包括和，但是通貨膨脹對經濟增長是否構成影響仍然值得商榷。因為，對經濟增長產生實際影響的，很可能是根據通貨膨脹制定的反周期宏觀調控政策，而非通貨膨脹本身。而且模型中和偏低的回歸系數（-0.26和0.17）說明，即使通貨膨脹能對經濟增長產生實際影響，影響效果也非常有限。因此，保持π的路徑不變，剔除路徑中的和，并重新估計，可得的新路徑，公式（5）轉化為附錄公式1.1：
關于貼現率 （）的設定，可以基于“中央銀行以五年經濟規劃周期作為制定貨幣政策的時間跨度”的假設。如果該假設成立，則意味著下一個五年規劃中任意一年的效用現值將趨近于0，即有：，⑩ 當前效用（）與五年后效用現值（）的自相關函數為公式3.2：
其中表示與的相關系數，由于與之間的時間跨度為一個完整的經濟規劃周期 （5年），經濟發展處于相似的經濟周期狀態，!則與應該具有極高的相關性，設定，則。Bartlett（1978）曾證明，如果 則近似存在，其中 表示樣本數。那么在5%顯著水平下， 的置信區間為：[-0.341,0.341]，由于存在，則所在區間為[0，0.806]，選取區間右側臨界值0.806作為貼現率 （）。
由于1978-2010年中國的通貨膨脹率（π）與GDP增長率（y）都是平穩序列，但是其波動性較大。選取各序列的中位數作為公式3.1中和的初始值，即：； 。將表1.1中各參數值代入公式3.1，得到中國最優通貨膨脹率（）等于4.29%。
注釋：
①Barro認為發展中國家的貨幣政策兼顧 “穩定物價、促進增長”兩大目標，所以正向產出缺口能夠增加中央銀行效用；發達國家的貨幣政策注重“產出和物價雙穩定”，任何方向的產出或通貨膨脹率缺口都會降低中央銀行效用，因此，中央銀行具有損失函數：。由于中國屬于發展中國家，中國人民銀行的職能明確定位于“穩定物價，并促進經濟增長”，因此本文認為中國人民銀行具有效應函數 ，即公式 （1）。
②經濟發展比較快速穩健的國家，都把穩定物價作為貨幣政策的首要目標或唯一目標。1990年，新西蘭率先提出，貨幣政策應當以控制通貨膨脹為唯一目標。其后，有美國、英國、加拿大、澳大利亞等十幾個國家接受了反通貨膨脹的貨幣政策。
③檢驗模型包含截距項，不含時間項，差分滯后項階數依據SIC準則確定。
④由于VAR模型并不反映變量之間的因果關系，所以需要進行Ganger因果關系檢驗。
⑤采用滯后長度標準 （Lag Length Criteria） 確定VAR模型的滯后階數。
⑥分別是π對y的脈沖響應函數，以及y對π的脈沖響應函數。
⑦此結論可能僅適用于本文實證數據周期，對未來階段也許并沒有趨勢性可信度。
⑧該實證結果在本文實證檢驗的數據周期內，該數據周期對應著經濟周期和政策周期。
⑨這也是本文分析邏輯中，需要進一步延伸的研究問題。
⑩由于，如果 則， 。
!一個完整經濟周期具有的繁榮、衰退、蕭條和復蘇4種狀態，本文認為中國的一個經濟周期為5年。
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第9篇：通貨膨脹的趨勢范文
一、改革開放以來我國經濟增長與通貨膨脹的基本情況
眾所周知，反映經濟增長情況的基本指標是經濟增長率，反映通貨膨脹情況的基本指標是通貨膨脹率。經濟增長率就是不變價GDP增長率，通貨膨脹率則可以用兩個指標來表示，一個是居民消費價格指數，即CPI，另一個是GDP縮減指數。前一個指標反映的是一定時期內用于居民消費的貨物和服務的價格變動，后一個指標反映的是一定時期內全部最終產品的價格變動。這里的最終產品包括用于居民消費的貨物和服務，用于政府消費的貨物和服務，用于投資的貨物和服務，以及用于出口和進口的貨物和服務。顯然，前一個指標所涉及的貨物和服務的范圍窄，后一個指標所涉及的貨物和服務的范圍寬。這兩個指標側重點不同，但都被認為是反映通貨膨脹情況最重要的指標。
(一)年均和累積經濟增長率與通貨膨脹率
表1給出了改革開放以來我國年均和累計經濟增長率以及分別用CPI和GDP縮減指數表示的年均和累計通貨膨脹率數據。
本表根據《中國統計年鑒2008》中的GDP和CPI歷史數據，以及國家統計局2009年1月22日的2008年GDP和CPI數據計算。
從表中可以看出，1979-2008年，我國年均經濟增長率為9.8％，年均CPI上漲率和年均GDP縮減指數上漲率分別為5.7％和5.5％，前者比后者分別高4.1和4.3個百分點；經濟累積增長15.5倍，CPI和GDP縮減指數累計分別上漲4.2和4.0倍。可見，改革開放以來，用CPI和用GDP縮減指數衡量的年均和累計通貨膨脹率比較接近，年均和累計經濟增長率遠高于年均和累計通貨膨脹率。
(二)經濟增長率和通貨膨脹率的國際比較
表2給出了中國等4個新興經濟大國和美國等6個發達國家1979-2007年年均經濟增長率以及分別用CPI和GDP縮減指數表示的年均通貨膨脹率。可以看出，中國在實現年均9.8％的高速經濟增長的情況下，通貨膨脹率遠低于經濟增長率；日本在實現2.4％的年均經濟增長率的情況下，通貨膨脹率低于經濟增長率；德國在實現2.0％的年均經濟增長率的情況下，通貨膨脹率與經濟增長率基本持平；其他國家的年均經濟增長率都低于年均通貨膨脹率。其中，英國和巴西的年均經濟增長率不足通貨膨脹率的一半，意大利不足1/3、俄羅斯更加突出年均經濟增長率只有0.1％，年均通貨表2
CPI上漲率為1992-2007年平均數；巴西和俄羅斯的年均
CPI上漲率和年均CDP縮減指數上漲率為1996-2007年平均數；俄羅斯的年均經濟增長率為1990--2007年平均數。膨脹率高達20％以上。顯然，與上述國家相比。中國的經濟增長與通貨膨脹之間的關系處于比較好的狀態。
(三)改革開放以我國CPI上漲率與GDP縮減指數上漲率之間的關系
從歷史數據可以看出(圖1)，改革開放以來我國的CPI和GDP縮減指數之間的關系具有以下特點：1、GDP縮減指數上漲率與CPI上漲率的變動趨勢相同：CPI上漲率上升，GDP縮減指數上漲率也上升，EPI上漲率回落，GDP縮減指數上漲率也回落。2、GDP縮減指數上漲率與CPI上漲率的變動幅度有所不同，相對來說，CPI上漲率波動性更大些：1979-2008年，CPI上漲率最大值為24.1％，最小值為-1.4％，兩者之間相差25.5個百分點；同期GDP縮減指數上漲率的最大值為20.6％，最小值為-1.3％，兩者之間相差21.9個百分點。
二、改革開放以來我國的經濟增長周期與通貨膨脹周期
下面，我們用經濟增長率數據和用CPI表示的通貨膨脹率數據分析改革開放以來我國的經濟增長周期和通貨膨脹周期。
表3和圖1給出了1979-2008年經濟增長率和通貨膨脹率數據。
(一)改革開放以來我國的經濟增長周期
從歷史數據看，改革開放以來我國的經濟增長明顯地表現為三個周期。1981-1990年為第一輪周期：1981年經濟增長處于周期的波谷，谷值為5.2％；1984年達到周期的波峰，峰值為15.2％，是改革開放以來經濟增長率的最大值；1990年回落到周期的波谷，谷值為3.8％，是改革開放以來經濟增長率的最小值。1990-1999年為第二輪周期：這輪周期從1990年經濟增長處于波谷開始，1992年達到周期的波峰，峰值為14.2％，是改革開放以來經濟增長率的次最大值；1999年回落到周期的波谷，谷值為7.6％。1999年進入第三輪周期，這輪周期從1999年經濟增長處于波谷開始，2007年達到周期的波峰，峰值為13.0％，2008年進入回落期，當年回落到9％，回落的幅度十分明顯。到目前為止，這輪周期還沒有結束。
第一輪周期經濟增長從波谷到波峰只用了3年時間，從波峰回落到波谷用了6年時間；第二輪周期從波谷到波峰只用了2年時間，從波峰回落到波谷用了7年時間。這兩個周期的經濟增長都表現出陡起平落的特點。兩輪周期的時間長度相同，都是9年。
與前兩輪周期不同，第三個周期經濟增長從波谷達到波峰用了8年時間，從波峰回落到谷底，估計所用時間不會太長，這輪周期表現出平起陡落的特點。估計這輪周期的時間長度為10年，比前兩個周期多一年。
三輪經濟增長周期，第一輪周期經濟增長的波動性最大，最大值與最小值之間相差11.4個百分點；第二輪周期次之，最大值與最小值之間相差10.4個百分點；到目前為止，第三輪周期經濟增長的穩定性最好，最大值與最小值之間只相差5.4個百分點。
從季度來看，在第二輪周期中，經濟增長率在1992年第四季度達到波峰，峰值為16.5％；隨后連續6個季度回落，1994年第二季度回落到12％，回落了4.5個百分點，平均每個季度回落0.75個百分點；從1994年第三季度開始在波動中回落，到1999年第四季度回落到6.6％。從這輪周期的季度波峰到波谷，經濟增長率回落了接近10個百分點。
在本輪周期中，經濟增長率在2007年第二季度達到波峰，峰值為13.8％，隨后連續六個季度回落，2008年第四季度回落到6.8％，回落了7個百分點，平均每個季度回落近1.2個百分點。從近六個季度數據看，顯然，本輪周期經濟增長率從峰降回落的幅度遠大于前一輪周期。
本輪周期經濟增長率從峰值回落是多重因素共同作用的結果，其中既包括美國次貸危機引發的國際金融危機因素，也包括我國經濟增長的周期性因素。但是，經濟增長率回落的如此之快，國際金融危機是最主要的影響因素。
(二)改革開放以來我國的通貨膨脹周期
從歷史數據看，改革開放以來我國的通貨膨脹也明顯地表現為三個周期。1982-1990年為第一輪周期：1982年通貨膨脹率處于周期的波谷，谷值為2.0％；1988年通貨膨張率處于周期的波峰，峰值為18.8％；1990年通貨膨脹率回落到周期的波谷，谷值為3.1％。1990-1999年為第二輪周期：這輪周期從1990年通貨膨脹率處于波谷開始，1994年達到周期的波峰，峰值為24.1％，是改革開放以來通貨膨脹率的最大值；1999年通貨膨張率回落到周期的波谷，谷值方-1.4％，是改革開放以來通貨膨脹率的最小值。1999年開始進入第三輪周期，這輪周期從1999年通貨膨脹率處于波谷開始，根據目前的變動趨勢，2008年已經達到周期的波峰，峰值為5.9％，2009年進入回落期，到目前為止，這輪周期還沒有結束。
第一輪周期通貨膨脹率從波谷到波峰用了6年時間，從波峰回落到波谷用了2年時間，通貨膨脹率呈現出在波動中上升，快速回落的特點；第二輪周期從波谷到波峰用了4年時間，從波峰回落到波谷用了5年時間，通貨膨脹率呈現出從波谷緩慢上升然后加速上升，從峰值快速下降然后緩慢下降的特點；第三輪周期從波谷到波峰用了9年時間，通貨膨脹率呈現出在波動中小幅上升的特點。三個周期中，第二輪周期通貨膨脹的波動最大，最大值與最小值之間相差25.5個百分點；第一輪周期次之，最大值與最小值之間相差16.8個百分點；到目前為止，第三輪周期通貨膨脹的穩定性最好，最大值與最小值之間只相差7.3個百分點。
從季度來看，在第二輪周期中，通貨膨脹率在1994年第四季度達到波峰，峰值為26.9％；隨后連續15個季度下降，1998年第三季度下降到-1.4％，下降了28.3個百分點，平均每個季度下降1.9個百分點；然后在小幅波動中下降，1999年第二季度下降到周期的波谷，谷值為-2.2％；從這輪周期的季度波峰到波谷，通貨膨脹率下降了29.1個百分點。
在本輪周期中，通貨膨脹率在2008年第一季度達到波峰，峰值為8.0％，隨后連續3個季度回落，2008年第四季度回落到2.5％，回落了5.5個百分點，平均每個季度回落近1.8個百分點。
顯然，從季度數據看，到目前為止，本輪周期通貨膨脹率變動幅度也遠小于前一輪周期。
本輪周期通貨膨脹率從峰值回落也是多重因素共同作用的結果，其中既包括國際金融危機因素導致世界經濟增速減緩，從而導致需求下降，進而導致我國進出口產品價格下跌，也包括我國經濟增長率周期性回落因素導致國內需求下降，從而導致國內產品價格下降。其中，國際金融危機是主要影響因素。
(三)經濟增長周期與通貨膨脹周期之間的關系
通過對通貨膨脹周期與經濟增長周期進行比較可以看出以下特點：1、通貨膨脹峰值滯后于經濟增長峰值。在第一輪周期，經濟增長率在1984年達到周期峰值，通貨膨脹率在1988年達到周期峰值，后者比前者滯后四年；在第二輪周期，經濟增長率在1992年達到周期峰值，通貨膨脹率在1994年達到周期峰值，后者比前者滯后兩年；在第三輪周期，經濟增長率在2007年達到周期峰值，根據目前CPI上漲率的變動趨勢，通貨膨脹率在2008年已經達到周期的峰值，后者比前者滯后一年。可見，在三個周期中，通貨膨脹峰值都滯后于經濟增長峰值。2、通貨膨脹與經濟增長同時回落到周期的谷底。第一輪周期經濟增長在1990年回落到谷底，通貨膨脹也在1990年下降到谷底；第二輪周期經濟增長在1999年回落到谷底，通貨膨脹也在1999年下降到谷底。到目前為止。第三輪周期，通貨膨脹與經濟增長都已進入回落期，很有可能兩者在同一年到達谷底。
上述特點表明：經濟增長率上升時，往往帶動通貨膨脹率上升；經濟增長率回落時，往往帶動通貨膨脹率回落。但是，經濟增長率上升到達峰值時，通貨膨脹率往往滯后一定時期到達峰值；經濟增長率回落到谷底時，通貨膨脹率往往同時回落到谷底。這說明，經濟增長率回落時對通貨膨脹率的影響力度大于經濟增長率上升時對通貨膨脹率的影響力度。上述特點揭示了通貨膨脹與經濟增長之間的內在聯系。