時間：2023-03-17 18:12:04
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(一)基準指標的確定構建通貨膨脹監測預警體系，首要工作是選擇一個能夠全面、合理反映通貨膨脹水平的基準指標。關于通貨膨脹的測度，可以從兩個方面來說明:一是根據貨幣數量論，從通貨膨脹貨幣角度的定義來考慮通貨膨脹的測度;二是從總體物價水平角度出發，使用物價指數來測度通貨膨脹。在實際操作中，往往選取物價水平對通貨膨脹進行測度。中國現行的物價指數主要有居民消費價格指數(CPI)、生產者物價指數(PPI)、GDP平減指數(GDPDeflator)、核心消費價格指數(CCPI)和商品零售價格指數等。居民消費價格指數(CPI)是反映一定時期內城鄉居民所購買的生活消費品和服務項目價格變動趨勢和程度的相對數，是對城市居民消費價格指數和農村居民消費價格指數進行綜合匯總計算的結果。通過該指數可以觀察和分析消費品的零售價格和服務項目價格變動對城鄉居民實際生活費支出的影響程度。核心消費價格指數(CCPI)是剔除該社會中短期波動較大、易受政策調控的部分商品價格后，編制出的居民消費價格指數，消費價格指數相對真實地反映總需求與總供給的對比關系，更適合制定中長期經濟發展戰略和宏觀經濟調控目標。商品零售價格指數是反映一定時期內城鄉商品零售價格變動趨勢和程度的相對數。商品零售價格的變動與國家的財政收入、市場供需的平衡、消費與積累的比例關系有關。因此，該指數可以從一個側面對上述經濟活動進行觀察和分析。工業生產者出廠價格指數是反映一定時期內全部工業產品出廠價格總水平的變動趨勢和程度的相對數，包括工業企業售給本企業以外所有單位的各種產品和直接售給居民用于生活消費的產品。該指數可以觀察出廠價格變動對工業總產值及增加值的影響。固定資產投資價格指數是反映一定時期內固定資產投資品及取費項目的價格變動趨勢和程度的相對數。GDP平減指數(GDPDeflator)是國民經濟核算中的一個重要指標，是沒有剔除價格變動前的GDP增長與剔除價格變動后的GDP增長之比。GDP平減指數計算基礎比CPI更加廣泛，涉及全部商品和服務，不僅包括消費品，還包括生產資料和資本、進出口商品和勞務等。它包含了國民經濟各部門綜合價格水平的變動情況。GDP平減指數具有反映物價總水平的綜合性優勢，被認為是最貼近通貨膨脹定義的指標，但是該指數也有較大的局限性，所以應用并不廣泛。對于CPI、PPI、GDP平減指數、核心CPI等物價指數，它們都能從經濟運行的某個側面反映通貨膨脹的程度?？梢詫⑦@些指數結合起來，充分發揮各物價指標的指示功能，提高物價預測的可靠程度。但是在具體的通貨膨脹預測時，CPI被廣泛視為衡量通貨膨脹的標尺。CPI數據質量可靠，能反映市場經濟的現實活動，符合國際通行的慣例，具有可比性和較強的時效性。因此，本文選取CPI作為構建中國通貨膨脹監測預警體系的基準指標。
(二)景氣指標體系的構建構建景氣指標體系的首要工作是收集足夠的經濟指標。要想構建能夠全方位綜合反映通貨膨脹景氣波動的指標體系，必須盡量多地選取相關領域的經濟指標。本文搜集了近千經濟指標，涵蓋了工業、貿易、投資、財政政策和貨幣政策等方面。從大量經濟指標中選擇景氣指標的主要原則是經濟上的重要性、統計上的充分性、統計的適時性和景氣波動的對應性。本文根據這四個原則以及研究目的，利用時差相關分析方法和K－L信息量法從近千條經濟指標中進行第一次篩選，并利用峰谷圖形分析法對第一次篩選結果進行二次篩選，最終選出16個指標，分別構成通貨膨脹監測預警體系的先行指標組和一致指標組，具體如表1所示。
(三)合成指數的構建與分析按照合成指數的計算方法，本文根據表1的景氣指標體系構建中國通貨膨脹景氣合成指數如圖1所示。從圖1中可以看出，一致合成指數和基準指標(CPI當月同比增速趨勢循環項)的波動具有很好的一致性，波峰波谷幾乎完全同步出現，因此可以用一致合成指數代替基準指標進行分析。我們將先行合成指數和一致合成指數進行峰谷對應分析，計算先行合成指數波峰、波谷分別對一致合成指數波峰、波谷的先行階數。先行合成指數波峰、波谷與一致合成指數波峰、波谷的對應關系如表2所示。根據計算結果，先行合成指數的波峰平均領先于一致合成指數的波峰7個月出現，標準差為0;先行合成指數的波谷平均領先于一致合成指數的波谷6個月出現，標準差為0.82。這說明先行合成指數與一致合成指數的先行滯后關系很穩定，可以利用先行合成指數來判斷一致合成指數或物價未來六七個月的走勢。根據圖2先行合成指數的走勢，我們預計2014年下半年中國CPI當月同比增速將繼續呈現回落走勢。
二、中國通貨膨脹景氣預警信號燈設計
景氣信號燈預警方法是通過選擇一組反映物價水平的敏感性指標，運用有關的數據處理方法，將多個指標合并為一個綜合性的指標，并通過類似于一組交通管制信號紅、黃、綠燈的標志，預警信號燈系統用藍色、淺藍色、綠色、黃色、紅色等五種顏色代表整個經濟狀況中過冷、趨冷、正常、趨熱、過熱等五種情形，對這組指標和綜合指標的當時物價水平發出不同的信號。通過觀察分析信號的變動情況，來判斷未來物價水平的走勢，并明確提示貨幣當局應當針對當前物價水平及未來走勢采取何種應對措施。在功能上景氣信號燈與合成指數基本相同，都是反映歷史與當前的物價景氣狀況。但關注點有所不同，合成指數關注的是周期波動的轉折點，景氣信號燈關注的是經濟的冷熱狀況，在歷史上所處的具置。因此，在使用合成指數的基礎上，建立景氣信號燈也是必要的。根據景氣信號燈的表現情況，還可以驗證合成指數的表現是否準確?；诰皻庑盘枱舻脑瓌t，結合本文指標分類工作，本文選取先行性和一致性效果好的指標，并結合指標的經濟解釋能力，具體選取7個指標作為景氣信號燈的構成指標，如表3所示。根據表3所選的指標，本文構建了相應的景氣信號燈，圖2顯示了最近12個月各個指標的信號燈變化情況。根據圖2顯示，2014年1月至8月，CPI當月同比增速一直顯示未綠燈狀態，表明物價水平處于正常狀態，未出現明顯的通貨膨脹或通貨緊縮現象，這和實際情況相吻合。2014年1月至8月，中國CPI當月同比增速一直在1.8%—2.5%的區間內徘徊，這正是一般認為可接受的物價漲幅。另外，從進口價格指數、M2、工業增加值、固定資產投資完成額和公共財政支出等指標的同比增速看，2014年以來都顯示淺藍色或藍色信號燈，表明這些指標相對于歷史水平來看，都處于歷史上的低位，反映了經濟不景氣的現狀，這很可能會影響到物價未來的走勢，使得物價總水平呈現下行趨勢。對表3的7個指標進行加總合成的綜合警情指數，可以總體上反映中國物價景氣狀況，合成結果如圖3所示。可以看出，綜合警情指數可以客觀、準確地反映物價的變動狀況，2007—2008年和2010年這段時間，綜合警情指數位于黃色區域，表明物價景氣狀況偏熱，這與當時的實際情況相吻合。而2012年以來，綜合警情指數主要位于淺藍色區域，反映了物價景氣狀況偏冷。目前綜合警情指數已經進入了藍色區域，反映了物價景氣狀況過冷。
三、中國通貨膨脹率的短期預測
上文構建的中國通貨膨脹景氣監測預警體系能夠對歷史和當前的景氣狀況進行監測，并對物價未來的走勢進行趨勢性判斷，但是景氣監測預警方法并不能給出具體的預測數值。因此，采用計量模型對短期內通貨膨脹率的大小進行預測也是十分必要的。在以往對通貨膨脹率進行預測時，一般都只對CPI當月同比增速進行預測，而鮮有采用CPI環比增速進行預測。事實上，同比數據容易受到上年同期的影響，無法客觀真實地反映消費者對當前物價波動的感知情況。例如，某月物價比上月上漲1%，消費者對此會有強烈的感受，然而可能由于去年同月物價也比較高(如春節期間)，造成該月物價與去年同月相比漲幅并不大。因此，本文分別對CPI當月同比增速和CPI環比增速進行預測，預測結果如圖4和圖5所示，表4展示了CPI同比增速和環比增速從2014年9月至2015年12月的預測值。根據預測結果，2014年9月至2015年12月中國CPI當月同比增速將繼續呈現下行趨勢，這與上文采用先行合成指數分析結果一致。未來一段時間中國CPI同比增速可能將進入“1”時代，這需要政策制定者嚴密監控物價走勢，防范中國物價增速持續下行帶來的不良影響。另外，就CPI環比增速預測結果來看，2015年3月至6月可能出現環比下降、其他月份仍舊保持環比上漲狀態，而漲幅比較大的是2015年1月和2月，這可能與中國春節期間物價水平的變化有關。
四、結論
從2003年年中開始，隨著固定資產投資規模的急劇擴張和重工業的高速增長，我國對能源和原材料的需求迅速膨脹，使得國內資源供給趨于緊張，導致三大物價指數全面上漲，新一輪通貨膨脹的出現已經不容置疑。同前幾次通貨膨脹相比，本輪通脹不算劇烈，但爭論卻異常激烈。其原因在于，本輪通脹確實有一些與前幾次不同的特征以及形成原因。筆者認為正確認識這些特征與成因，對于政策效果評估、未來影響我國通貨膨脹走勢分析、下一步的政策取向都具有重要意義。
思考之一:新一輪通貨膨脹有何新特點?
對按經濟學定義，持續的物價上漲即為通脹。雖然在物價上漲的持續時間和幅度等方面不同學者有不同觀點，一般認為如果物價連續三個季度上漲即可確認為通脹，而按照中國過去20多年五輪經濟波動周期的經驗，物價漲幅在5%以下正常，5%至10%之間為溫和型通脹，10%以上為惡性通脹。
現代經濟學認為，通貨膨脹是由于總供給與總需求之間的失衡所造成的，它不僅包括供給和需求方面的原因，還包括供給與需求結構方面的原因，根據其成因可將通貨膨脹的類型分為需求拉上型、成本推動型、供求混合型以及結構型?？傂枨蟮脑黾樱瑹o論是通過貨幣政策的擴張，還是通過財政政策的擴張，最終都是通過貨幣量的增加實現的。因此，任何形式通貨膨脹的背后都有貨幣供應量不適當增加的影子，費雪的交易方程式也表明了這一點?？梢哉f，本輪貨幣政策的緊縮力度已經基本到位，物價水平本應隨著貨幣供應減少向下運動。但實際情況卻與之相反，這可能反映了兩個方面的問題：一是前些年為走出通貨緊縮而大量投入流通中的貨幣產生了滯后影響；二是推動本輪通貨膨脹的真實原因并非完全是貨幣因素。從實際情況看，這兩方面的原因都存在，一方面前些年擴張性的貨幣投放為本輪經濟過熱準備了貨幣條件；另一方面本輪通脹的真正主因是制度性因素而引起的成本推進型通貨膨脹。因此,筆者認為:新一輪通貨膨脹具有以下幾個新特征:
（一）貨幣性特征
從貨幣供給看，亞洲金融危機后，國家為擴大內需采取了適度擴張的貨幣政策。M2的增長率2000年比1999年增長了12.3%，此后每年大約提高2個百分點，直至2003年第二季度，我國貨幣供應量一直以20%以上速度增長，遠高于同期實際GDP增速與物價上漲之和；與此同時，為保持人民幣匯率穩定，人民銀行在外匯市場大量購入外匯，進一步加劇了基礎貨幣投放。高速增長的貨幣供應之所以未馬上轉化為通貨膨脹，主要是因為這一時期出現了通貨緊縮，居民持幣觀望、蓄幣預防的心態較重，加上以往政府主導下的低效投資引發銀行系統呆壞賬居高不下，造成新增貨幣大量沉積，流通速度下降，遏制了高貨幣存量向通貨膨脹方向的演變。但貨幣的一時沉寂并不意味著消失，經濟體系中存在的超額貨幣供應終將會成為日后通貨膨脹的導火線。因此，筆者認為：新一輪通貨膨脹是前些年貨幣過度擴張的結果。
（二）非總量性特征
一般來說，導致一般物價水平上升的因素主要有兩個方面，一是社會總供給無法滿足總需求的增加，“物以稀為貴”；二是商品生產成本增加，造成銷售價格相應上升。新一輪物價上漲不能說是由社會總需求過度膨脹引起的,目前較為一致的看法是:在固定資產投資過熱和國際油價高漲的推動下，糧食、煤炭、電力、石油、運輸等上游原材料能源價格的上漲帶動了其它食品及下游工業產品的價格回升。因此，筆者認為：新一輪的溫和型通貨膨脹是非總量性的成本推進型通貨膨脹。
（三）結構性特征
這次價格上漲從性質上看，仍處于初期階段，具有結構性特征，典型表現在部分要素市場失衡出現供需脫節引起的價格上漲。價格上漲主要來自三方面：一是糧食和部分農產品價格上漲，二是上游產品價格帶動下游產品價格上漲，三是大量土地批租和房地產開發過度需求導致土地交易價格上漲和原材料價格上漲。上游產品價格上漲主要是投資品價格上漲帶動的。近年來投資率過高，部分投資品價格領先上漲帶動生產資料整體價格上漲，特別是2003年9月后，部分原材料和能源出現瓶頸制約，價格漲勢迅猛。如果深入分析一下本輪物價傳導的過程，就會發現本輪物價上漲中暴露出來的上下游產業價格波動不匹配現象的根源在于經濟運行中不合理的體制性、機制性問題，單純地用行政調控手段或貨幣緊縮政策，不僅無法達到調控的目標，反而有可能加劇調控的負面效應，使溫和型通貨膨脹延續下去并進一步惡化。
因此，新一輪通貨膨脹是由于制度性因素導致市場結構不平衡，由瓶頸部門的價格上漲而通過成本要素向前推進形成，并且這種結構失衡的主因不在投資，而在體制，它反映了市場發育、改革進度的不平衡，反映了壟斷經濟的危害性。
思考之二:引發新一輪通貨膨脹的成因是什么?
深入分析這一輪的物價上漲，我們可以發現有四個深層次的制度方面原因：
（一）制度性缺陷與不合理管制導致資源約束：引發本輪通脹的根本原因
一般來說，產品的需求彈性比較固定，因此通貨膨脹的決定因素在于供給彈性。而產品的供給彈性又與資源約束程度負相關，與市場競爭程度和國際化程度正相關。在我國加入WTO以后，國際化程度大大提高，產品供給彈性過低主要受制于資源約束?？梢哉f，資源約束主要來自于制度性缺陷和不合理管制，因此，制度性缺陷與不合理管制是本輪通脹的根本原因。比如糧食缺口的一個重要原因在于前幾年對糧食流通領域的管制，只允許國有糧食企業進入。其結果是，按保護價敞開收購的國家政策在實際中很少得到執行，導致糧食價格和產量連年下降。而且，國有糧食企業往往還逆向操作，加劇而不是平抑了糧價波動。另外,投資膨脹的一個重要誘因，是資源和土地、資金等生產要素價格受到管制，嚴重低于市場均衡水平，使投資成本大大降低。同時，能源、資源等行業又幾乎被國有企業壟斷，非國有資本實際上還是很難進入，在供給缺口形成后也不能很快增加生產能力，進一步加大了通脹壓力。但是從糧食缺口、投資膨脹到通貨膨脹，最根本的原因還是在于資源約束。如果說政府的不合理管制降低了短期供給彈性、使供給不能迅速增加的話，那么資源約束就制約了長期供給彈性、使供給不可能無限制地增加。因此,筆者認為:制度性缺陷與不合理管制所導致資源約束是本輪通脹的根本原因，但資源約束的影響決不僅僅在于通貨膨脹，它應該引發我們對我國經濟發展模式和增長方式的深刻思考和戰略轉變。
（二）生態失衡導致外部性成本內化：引發本輪通貨膨脹的外因
生態失衡一方面表現在生態環境惡化，治理生態環境必須花費大量的成本。治理的社會成本費用又直接或間接來源于各個公民和廠商，這種社會成本最終要由生產廠商來承擔，使企業的生產成本增加，從而使產品的價格升高，因而外部性成本的內化相應的結果就是物價上漲。不僅如此，生態失衡還使自然資源日益減少，開采的難度日益增加，由此導致資源開采成本上升，原料能源價格上漲，使生產廠家的內在成本增加，因而造成了成本推動型通貨膨脹。另一方面，生態失衡導致供求總量失衡時還會使供求結構關系變形。比如當生態系統失衡后，其系統的物質和能量的供給就會因此而減少，但需求會不斷增加，使經濟系統對農業系統產出的需求量更為增加。人們不得不對農業生態系統進行過度開發索取。在邊際生產力遞減規律的作用下，農業系統投入的邊際產品也是遞減的，而由于農產品價格的上升可以彌補因邊際產品減少而帶來的利潤損失，因而社會資源仍然會向農業生態系統傾斜流入，而其他邊際生產力比農業還高的生產系統卻沒有足夠的社會資源投入。這樣，即使整個社會的產出能夠滿足整個社會的需求卻會因為資源分配結構的不合理而無法滿足總需求，使效率低下部門的產品價格上升進而帶動整個物價水平的上升。
（三）勞動力資源的不合理配置：引發本輪通貨膨脹的動因
考察當前這一輪宏觀經濟的波動，我們就會發現：一些變量已經很快地發生了變化，而另外一些變量由于“粘性”特點，變化得比較慢。什么變量變化得比較慢呢？非常重要的就是勞動力工資，勞動力工資的變化的滯后在劇烈變化的宏觀經濟中，會帶來勞動力供給曲線和需求曲線的擾動，進而導致與長期變化不同的某些特點。所以，雖然我國勞動力供給在長期是無限供給，但在短期隨行就市，就可能因價格調整不及時出現供需的失衡，比如當前珠三角等地區“民工荒”現象的出現已經證實了這一判斷。而勞動力的價格是工資，工資又與物價相關。對于恩格爾系數相當高的勞動力來說，在分析中還需要注意的是，其實際工資不僅與消費物價指數有關，還與糧食價格直接相關。因此，當消費物價指數從負的2%上升至6%，便相當于農民工的實際工資下降了8%。而糧食價格從負增長轉為正增長的影響也是致命的。因此，這種勞動力資源的不合理配置必然會導致勞動力的短期短缺。筆者認為，解決勞動力短期短缺的唯一出路就是不得不提高勞動力的工資，以此來吸引足夠多的外來打工者到自己的工廠工作，從而增加了生產成本。因而，加劇了這一輪通貨膨脹的出現。
（四）市場的無序性導致成本的超載：引發本輪通貨膨脹的內因
市場的無序性與通脹的關系，似乎難以用準確的數據加以說明。但從每年的物價上漲指數的結構來分析，除了當年新調價因素和其他改革措施出臺因素以及上年翹尾因素的影響之外，有一部分是當年自發漲價因素的影響。這部分因素包括的內容固然很多，但其中市場秩序是否正常，則對自發漲價產生很重要的影響。換言之，市場秩序的混亂和無序，必然導致物價的自發上漲。一方面是假冒偽劣商品充斥市場。從生活必需品到高檔耐用消費品，從生活資料到生產資料，凡是暢銷產品，特別是名牌商品，均有假冒偽劣出現。猖獗的造假、售假活動不可避免地擾亂了市場流通秩序。作為消費者，用相應的價格買不到貨真價實的商品，作為生產者，特別是名牌商品生產廠家，則花大力氣，以高成本來防假，打假，必然帶來社會生產成本的提高，假冒偽劣商品對通貨膨脹起了推波助瀾的作用。另一方面是市場價格秩序混亂。主要表現在：一是某些機構利用部分權力搞壟斷性經營，牟取暴利；二是各種投機行為加劇了價格波動。三是一些行政性收費項目混亂，亂收費、亂攤派。這些價格混亂行為都直接導致了生產成本的超載，從而推動物價上漲成為引發通脹的重要原因。盡管市場化改革會在長期內通過增加供給來減輕通脹壓力，但在短期內會使“缺煤”、“限電”、“油荒”等隱蔽性通脹顯化，使資源和要素的價格進一步上漲，增加短期通脹壓力。而從目前傳遞出的各種政策信息來看，土地、資金、勞動力和資源市場化已經或者正在被納入下一步的政策重點，這必然會對資源和要素價格、進而對物價總水平產生巨大的影響。思考之三：怎樣應對新一輪的通貨膨脹？
由于本輪通貨膨脹的特殊性，完全指望貨幣政策恐怕難以實現控制本輪結構型通脹的目標，我們有必要進一步完善現有的政策組合，把重點放在結構性調整，放在機制、制度的改革和完善上，真正做到宏觀調控與改革推進相結合，以改革實現調控目標。
一是保持現有的貨幣政策力度，側重疏導信貸結構調節的傳導機制。筆者前面已經提到，本輪物價上漲的貨幣源頭在于前幾年的超額投放，去年以來隨著人民銀行提高準備金率等系列政策出臺，目前流通領域的基礎貨幣供應已經得到有效控制，2004年末M2的增幅降為14.6%，開始進入“適中”區。如果繼續緊縮貨幣供應，有可能加劇企業資金緊張局面，導致經濟硬著陸。當前的關鍵問題是信貸政策的結構調整難以到位，行政性要求與商業銀行的利益追求存在沖突，增加中小企業貸款、支農貸款、助學貸款、就業貸款等的政策導向難以落實。要解決這些問題，還是要加大財政政策的配合力度，使信貸結構調整真正符合商業銀行的利益核算和規避風險的需要。
【論文摘要】進入2007年以來，我國通貨膨脹有愈演愈烈的趨勢。在這種情況下，投資者如何保持手上貨幣的絕對購買力成了一件大事。作者對當前我國形成通貨膨脹的原因進行了深入分析，并在此基礎上簡要地提出了相應的策略觀點。
一、對通貨膨脹的分析
1、通貨膨脹的定義及其分析
西方經濟學家對通貨膨脹的定義，大體上可分為“貨幣派”和“物價派”?！柏泿排伞闭J為通貨膨脹是物價的普通上升，而且這種上升是由于貨幣過度供應引起的?！斑^度的貨幣追逐相對不足的商品和勞務”?！拔飪r派”主張用一般物價水平或總價格水平的上升來定義通貨膨脹。凱恩斯在其著作《就業、利息與貨幣通論》中指出當達到充分就業后，貨幣供給的增加而引起的有效需求的增加已沒有增加產量和就業的作用，物價便隨貨幣供給的增加作同比例的上漲。
兩派分歧的實質在于對物價上升原因的解釋。我們可以借助這樣一個“模型”來理解貨幣和物價之間的變動關系：假設市場是一個天平，貨幣是天平的左邊，物價是天平的右邊。當市場上貨幣量超出實際需要貨幣量時，大量的貨幣追逐一定的物品，物價就會上升；當市場上貨幣量一定時，由于物品供給的減少，也會使物價上升。實際上，我們可以做這樣的一種區分，前一種情況下，是貨幣的絕對過剩，這種情況引起的通貨膨脹我們稱之為絕對通貨膨脹。后一種情況下，是貨幣的相對過剩，這種情況引起的通貨膨脹我們稱之為相對通貨膨脹。
2、當前我國通貨膨脹的成因分析
結合上面的分析，我們從貨幣和物價兩個方面去探索當前我國通貨膨脹的原因。
（1）貨幣流動性泛濫。2006年以來，貨幣流動性過剩狀況越來越嚴重，究其原因，主要有以下幾個方面。①內外經濟失衡。長期以來，由于種種原因以及中國人消費觀念的原因，在拉動經濟發展的三駕馬車當中，內需一直是不足的。我國經濟的高速發展，一直是靠大量的基礎投資和迅猛增長的進出口貿易。在我國強制結售匯體制下，貿易順差的不斷增長意味著外匯儲備的不斷增長，并且累積下來導致了截至到今年6月底，我國外匯余額為13326億美元，同比增長41.6%。今年前6個月，累計對外貿易順差達到1125億美元，比上年同期增長83.1%。龐大的外匯占款迫使央行不斷地向市場投放基礎貨幣，經過貨幣乘數作用之后，市面上創造出大量的可流通的存款貨幣，從而導致貨幣供給增多，流動性過剩。②收入分配問題。中國社會科學院金融研究所利用1992～2003年的資金流量表，分解出我國居民、企業和政府部門的儲蓄率變化，分析結果表明，這些年間，特別是2000年以后，中國國民儲蓄率的上升主要歸因于政府部門和企業部門儲蓄率，而居民儲蓄率則是相對下降的。這意味著，推動中國儲蓄率居高不下的不是個人，而是政府和企業，尤其是政府。隨著國民經濟的高速發展，政府收入已經連續數年以遠高于國民經濟增長率的速度在增長。稅收增加的同時，政府的福利開支卻出現了相對下降。政府沒有在利用再分配機制去改善全社會收入分配機構方面發揮積極的正面作用，而是更多地用于投資。地方政府為追求政績，投資的沖動很大。
（2）物價水平持續上升。當前我國物價水平不斷上升，有著國際國內兩個方面的影響。①國際方面的影響。自2005年中期以來，全球大宗商品市場走出了一波快速上升的牛市。
中國、印度等新興國家需求大增，導致礦產資源供給吃緊。以銅為代表，有效突破3000美元/噸的歷史高價后，更是在隨后近一年的時間內創下8825美元/噸的天價。由于戰爭、限產等原因，石油價格也持續走高，一度達到80美元/桶的高價，高盛等美國著名投行甚至預測在不久的將來，油價會突破100美元/桶的大關。氣候變化、自然災害和生物能源替代政策等使得國際糧食減產，面對沒有減少的需求，國際糧價也持續走高。種種原因造成的基礎原材料價格的上漲，再通過進口成本傳遞到國內市場，引起同類產品的價格不斷攀升。②國內方面的影響。定價權缺失是導致國內糧食價格上漲的主要原因。長期以來，我國農副產品在價格上沒有主導權，一來有國家限價，二來本身進入門檻較低，秩序混亂。農副產品價格每上漲1個點，其結果是農資產品上漲幾個點。絕對來看，好像價格上漲了，農民增收了，其實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，回頭一算，并沒有獲得相應的回報。在這種情況下，就造成兩種局面：產品生產成本是決定產品價格水平的內在因素，糧食生產成本的持續上漲成為糧食價格上升的內在動力；農民開始考慮農業生產的比較效益，不再固守自己的一畝三分地，進城務工，農田拋荒比例明顯增大，從而造成糧食連年減產，導致產不足需。
總體來說，目前我國的通貨膨脹情況表現為穩定的、緩慢的上漲，即溫和的通貨膨脹。這種溫和的通貨膨脹在實際生活中，又區分為兩種表現：一是在實物資產方面，表現為貨幣的相對過剩；二是在金融資產方面，表現為絕對過剩。因而在投資策略上也要分別對待。
二、通貨膨脹對投資的直接影響及其策略
通貨膨脹對投資的直接影響又可以視為通貨膨脹帶來的投資機會。這種投資機會分布在實物資產投資和金融資產投資上。由上文的分析可知，實物資產方面主要是實物資產供給不足，金融資產方面主要是追逐金融資產的貨幣太多?？梢葬槍@兩種情況分別采取不同的投資策略。
1、實物資產的投資策略
認清了上漲的本質在于供給不足之后，有助于我們制定明確的投資策略。
以銅為例。1992年以來，我國銅消費量激增，年均增長率15.16%。2002年消費量414.04萬噸，占世界銅消費量1495.65萬噸的27.68%（四分之一多）。已經超過美國（237.24萬噸）、日本（116.39萬噸）和德國（106.34萬噸），居世界第一位。
建國以來我國礦山共生產銅1113.94萬噸，1999～2002年礦山產量在52萬噸～59萬噸之間徘徊，加上國內每年回收30多萬噸廢銅，國內原料生產的銅的供應量約85萬噸～90萬噸/年。以2000年的消費量239.5萬噸為基數，假設從2000年到2020年間，我國銅年均消費增長率為10.0%，2010年的屆時需求量約410萬噸，2020年約665萬噸，20年間累計需求量為8710萬噸。2010年國內原料生產的銅，只能滿足需求的20.49%，2020年為13.53%，供應嚴重不足，矛盾日趨擴大。像銅等礦產資源，煤、石油等一次性能源產品，生產投資周期長，可替代性差，如果發生短缺的現象，在短期內是難以改變的。它們的價格上漲具有持續性，就算因此而導致成本推動型的通貨膨脹，政府和企業也只能接受而不可能違反市場經濟規律，采取強硬措施。因而對于此類的實物資產投資，可以買入并長期持有至市場基本面發生改變為止。而像大米、豬肉等糧食，玉米、棉花等農產品，增加供給是一件不算很難的事情，因而，假如要對它們進行投資，只能是看準時機，快進快出，獲得市場波動的價格差。
2、金融資產的投資策略
在當前的通貨膨脹下，由于我國的低利率政策，實際上大家手頭上的貨幣是不斷貶值的。因而，不管是對于普通老百姓，還是高收入家庭，保值增值成為了大家的一致共識。
從資金層面實現保值升值的途徑無非是儲蓄、住房、證券、保險、外匯。目前儲蓄率持續低于CPI指數，人民幣一直處于升值的預期當中，因而儲蓄、外匯基本上不會成為大家的投資選擇，無法滿足人們的需求；保險只是備萬一之需，解決意外情況。在這種情況下，資金大量涌入住房和證券是理所當然的事情。特別是在住房受到了政策打壓而且高企的房價超出了老百姓承受范圍的情況下，面對火爆的股市，儲蓄進行搬家便成為普通老百姓唯一的途徑，股市的“瘋狂”也就變得可以理解了。
根據行為金融學的解釋，這種預期一旦形成，這將是一個過程，不會是短暫的結束。人與人、貨幣與資產之間的博弈生生不息的進行下去，直到預期改變為止。這場博弈在當前，主要表現為房價的高企并頑強上漲，股市的火爆并不斷創出新高。在實際情況中，盡管房產價格高到超出大多數人的承受能力之上，供過于求（相對而言，大多數人買不起房，有效需求不足），股票價格遠高于其內在價值，資產證券化率達到了100％以上，市盈率偏高（高出成熟市場一倍以上），但是，更應該清醒地認識到，這場博弈才剛開始，或者說是才開始不久，更精彩的在后面，后面還有充足的時間和巨大的空間。
但我們還是要明確一點，這場博弈的起點是大家的保值增值預期。如何保值增值呢？只有在經濟的發展過程中，分享國民經濟的成果才行，做到這一點，惟有投資國民經濟的中流砥柱——藍籌股才能實現。因此，博弈的重點是有價值的藍籌股，而不是大多數人所喜愛但不適用的垃圾股。
地產也是一個較好的選擇，但其牽涉面較廣，又時刻會遭遇政府的大棒，作為投資對象來說，謹慎樂觀對待為宜。
三、通貨膨脹對投資的間接影響及其策略
通貨膨脹是一把雙刃劍，溫和的通貨膨脹有利于經濟的增長，但超出一定程度后的通貨膨脹會對經濟造成嚴重的破壞，因而在對待通貨膨脹的問題上，國家一直保持比較藝術的態度。既能容忍一定程度的通貨膨脹，又會采取一定的措施防止通貨膨脹的進一步惡化。當前我國的通貨膨脹就有進一步發展至惡化的趨勢，通貨膨脹對投資的間接影響就是要規避政府出臺措施治理通貨膨脹而帶來的不利于投資的因素，同時發掘伴隨之的新的投資機會。
對于實物資產領域對通貨膨脹的貢獻來說，治理起來相對簡單，說白了就是要增加供給，比如現在的加大生豬繁殖，保障豬肉供應。而金融資產方面，很多變量不易統計，而且政策還有滯后效應，因而，調控的重點自然就在金融資產構成的通貨膨脹方面。
這方面，調控的核心指導思想就是緩解和疏通流動性泛濫問題，政府已經采取加息、QDII、發行特別國債和人民幣升值等措施，但這相對于當前的狀況來講，還是遠遠不夠的。循著上述提到的核心指導思想，在接下來的時間里，結合國民經濟的發展狀況，政府有可能推出以下措施（包括但不限于）。
1、多次調整利率水平，最終使得實際利率為正并保持一定的正值
2、利用財政政策（減稅、提高公共消費支出）改善國民收入分配結構，刺激居民消費
3、加大農業直補力度，保障農民收入
4、加大大盤股（央企為主要代表）發行力度，擴大市場容量
5、放開黃金交易，增加投資渠道
與此相反，在中國的受實體經濟率先復蘇和預期人民幣升值等因素影響，國際資本爭相流入中國。因為中國的貨幣政策早于西方發達國家開始收緊，央行自2010年下半年開始已經4次提高基準利率。加息只能使國內外利差進一步加大，使得國際游資加速涌入國內進行套利，流動性加劇，通脹風險進一步提升。全球面臨流動性失控也導致國際大宗商品價格暴漲，國內企業生產成本上升。較為寬松的貨幣政策導致發達國家的貨幣爭相流入商品金融市場，大宗商品包括貴金屬價格普遍上浮，鐵礦石、銅等金屬物品及大宗農副產品價格均大幅上漲，致使向全球輸出通脹。中國對于這些物品需求量巨大，引起企業生產成本上升，間接帶動了消費品價格上漲。其次，外部和內部因素的共同作用使得中國央行并不能完全控制其發行的基礎貨幣量。從2008年3月（最低點）到2013年8月，中國的基礎貨幣量（M1）從15.1萬億增加到31.4萬億，凈增長16.3萬億，翻了超過一番（見表1）。但是，中央銀行并不應該完全為基礎貨幣的高速增長負責，中國的基礎貨幣有明顯的受到外貿因素影響而被動增加的色彩。受世界范圍流動性過剩和出口導向的影響，作為拉動經濟增長的三駕馬車之一的凈出口2012年表現依然強勁，實現貿易順差2311億美元，增長了48.1%。由于央行負有要維護人民幣匯率穩定的責任，凈出口增加導致我國央行資產負債表中的外匯占款數額急劇增長，而外匯占款增加的結果是央行增發基礎貨幣。其邏輯是，中國企業出口賺取外匯；在人民幣升值預期下，企業向商業銀行結匯；把維護匯率穩定作為政策目標之一的央行再從商業銀行手中購買外匯，轉化為日漸積聚的國家外匯儲備。2013年6月末央行外匯儲備已經達到了3.5萬億美元，是排名第二的日本的近三倍。央行購匯使得基礎貨幣不斷地流入商業銀行，擴大了后者的可貸資金規模。由于凈出口更多地受到整個世界經濟形勢和出口導向的經濟增長政策的影響，中國的央行沒有能力加以左右。所以，央行對基礎貨幣的控制并不是隨意的，為維護人民幣匯率穩定導致基礎貨幣量被動增長，客觀上增加了通貨膨脹風險。再次，從造成流動性過剩的內部原因看，央行不僅無法控制全球流動性泛濫所導致的熱錢流入、成本上漲和基礎貨幣被動增加，也沒有可能完全控制國內廣義貨幣的創造。廣義貨幣的失控和過剩是在刺激性的貨幣和財政政策背景下，貨幣通過商業信貸過程內生創造的結果。
在從2008年3月到2013年8月的這四年時間內，中國的廣義貨幣即M2由42.3萬億增加到106.1萬億，凈增長了63.8萬億，增長達1.5倍。2013年8月，廣義貨幣（M2）與基礎貨幣（M1）的增幅之差達到了“106.1萬億—31.4=74.7萬億”之巨，見表2。教科書上的西方經濟學理論喜歡用乘數效應解釋廣義貨幣的創造，但這種解釋是刻舟求劍，書齋里的學問，乘數論似乎解釋了一切但也掩蓋了一切。直面現象的經濟學研究必須解釋為什么在中國經濟體系的運行過程中會內生的多創造出來74.7萬億的廣義貨幣。從央行的數據分析，新增加的貨幣供給量絕大多數被以貸款形式流出的。從絕對量講，截止2012年末，全國金融機構累計發放本外幣貸款總量約67.3萬億元，大約是2012年GDP總量的1.3倍。從增量看，從2008年3月到2013年8月，全國金融機構本外幣貸款規模從29.4萬億上升到74.1萬億，凈增了44.7萬億，占內生地多創造出來的74.7萬億的廣義貨幣的60%，見圖3。那么，這44.7萬億的銀行貸款又流向了什么領域呢？有研究顯示，這44.7萬億的貸款80%以上仍然流向了大型國有企業和各級政府所發動的投資項目。這符合在轉軌過程中長期形成的一個經驗判斷，每當宏觀經濟出現緊縮跡象時，在獲得國內貸款等方面受到限制的首先是民營部門，反之大型國有企業和政府的項目在信貸方面往往享有優先權。一個舉目可見的現象是，在4萬億財政投資計劃的刺激下，各地政府拼命擴大高鐵、地鐵、高速公路等基建項目投資，國有企業也趁機大舉借貸，乃至出現國企地王現象。通過上述數字的對比和對商業銀行貸款方向的考察可以認為，從2008年3月到2013年8月之內廣義貨幣增和基礎貨幣之間的74.7萬億增幅差額，從國內的因素看，主要應該是在政府寬松貨幣政策和財政刺激政策背景下，各商業銀行對大型國有企業和地方政府主導的大型項目工程的傾斜性信貸急劇膨脹的結果。
二、根治中國當前通貨膨脹問題的對策
綜上所述，當下中國的通貨膨脹遠不是央行多發了基礎貨幣那么簡單，廣義貨幣增加背后的邏輯是復雜的，反映了國內外雙重流動性過剩等因素綜合作用的影響。因此，治理通貨膨脹也必須多管齊下。
（一）加強對國際游資進入中國渠道的監管，防止炒作性游資進入國際游資進入中國無外乎是被套匯和套利機會所吸引。既然在短期內，中國外貿巨額順差造成國際市場巨額的人民幣需求，且以美國為代表的發達國家在政治上強烈要求人民幣升值，故而人民幣升值預期無法避免；為控制國內的流動性過剩，加息的政策也不可能廢止。那么，在長期弱化甚至于取消管制的基本方針下，短期可暫時對外匯資金強化兌換管理。可規定資本項目下的外匯資金，沒有經過非常充分嚴謹的論證不能兌換成人民幣，進而切斷人民幣與外幣在資本項目下的連接。政策實施時要區別對待，在拒絕國際游資的同時，不能傷害到正常外國投資者的利益。在反通貨膨脹的特殊時期，短期內來強化外匯的干預和管制，是一個值得考量的政策選項。
（二）轉變經濟發展方式，降低生產能耗，減輕對石油等資源性產品的依賴度根據國際能源署的報告，中國目前已經取代美國成為了世界上最大的能源消費國，并且正在逐步成為世界上最大的石油消費國。無怪乎在世界大宗商品市場上，現在中國需要何種商品，該商品的價格就會水漲船高。面對當前的國際能源形勢和全球氣候變化的挑戰，中國作為后發的大國必須探索出一條不同于發達國家發展歷史的、嶄新的發展道路，既要保證人民的生活得到持續的改善、國家實力不斷增強，又要相對減少對能源、資源的依賴。即使是從長期國家能源安全和短期抑制成本拉上型通脹的角度看，加快經濟發展方式轉變和產業結構調整，降低生產對國外資源的依賴迫在眉睫。另一方面，擴大中國政府和企業在能源輸出國和大宗商品市場上國際影響，從而增強在國際市場中的定價權也是必須抓緊進行的工作。
（三）擴大內需，降低經濟增長對凈出口的依賴近年來，凈出口對于中國經濟已經成為了一把雙刃劍，一方面它帶動了經濟增長，另一個方面它對通貨穩定始終是一個潛在的威脅。根本的解決方法是通過擴大內需降低經濟增長對于凈出口的依賴。擴大內需實際上已經是個老生常談的問題，而在通脹背景下，消費能力受到影響最大的是中產階級和低收入群體。必須按照“十二五”規劃的要求，對收入分配進行合理調整，增加中產階級和低收入群體的收入，因為他們的消費傾向要遠高于高收入群體。在逐步提高低收入群體收入的同時，政府行政主管部門應盡快編制針對低收入群體的基本生活費用價格指數，以便科學地建立健全動態價格補貼機制，當因供求變化等原因導致生活必需品的價格出現持續較大幅度上漲時，政府應及時對低收入困難群體給予適當的臨時價格補貼。
(一)便利收益相關研究Kaldor(1939)首次提出便利收益率的概念，它主要表示對存貨持有者在不確定世界里從存貨中得到利益的度量，衡量商品使用者感到擁有現貨資產比僅持有期貨合約更有好處的程度。Rout-ledge等(2000)拓展了理性預期的存儲模型，并發現便利收益率和商品的存貨數量相關。另外，已有研究表明便利收益率確實包含了相關商品的信息，如Pindyck(1993)構建理性框架下的商品定價模型發現便利收益率包含了商品基本面的所有信息。Knetsch(2007)基于倉儲理論中的持有成本關系推導出邊際便利收益，以它為變量通過定價模型來預測石油價格，并對布倫特原油進行了實證檢驗。實證結果表明在一個月到十一月的時段內，通過邊際便利收益來預測遠期石油價格比利用石油期貨價格來預測效果更好。Stepanek等(2013)利用便利收益作為供給風險的指示器，發現便利收益可以很好地預測靜態存貨量和未來現貨價格。Gospodinov和Ng(2013)構建了商品價格，便利收益率和通貨膨脹關系的分析框架，發現便利收益和商品實際價格對通貨膨脹率具有預測功能。國內關于便利收益的文獻較少，主要集中于它的期權性質。綜上所述，國內關于便利收益的研究基本集中于對便利收益率期權特性的實證分析，并未從便利收益所包含的商品基本面信息分析其對商品市場和宏觀經濟的影響。
(二)商品價格與通貨膨脹關系研究國外大量研究表明商品期貨市場具有國民經濟預警器的功能，期貨是現貨市場走勢和宏觀經濟運行的先行指標。Adams和Ichino(1995)的文章認為在理性預期條件下，當前的價格包含了所有可得信息，因此它可以預測未來的價格。Gorton和Rouwenhorst(2004)證明了商品期貨收益率與通貨膨脹具有正相關關系，投資商品可以保護市場參與者的實際購買力。Cheung(2009)檢驗了商品價格對7個主要工業化國家通貨膨脹的預測能力，結果顯示自20世紀90年代中期以來商品價格可以作為通貨膨脹變化的顯著信號。Browne和Cronin(2010)指出研究商品價格和通貨膨脹之間的關系需要考慮貨幣總量的因素，認為商品價格的上漲會導致通貨膨脹。國內也有關于期貨市場與宏觀經濟的相關研究。比如，周勇(2006)運用經濟學的基本分析框架，從微觀和宏觀兩個角度系統分析期貨市場對經濟發展的促進作用，從理論上系統研究了期貨市場與宏觀經濟之間的關系。當然也有部分實證研究，如曾秋根(2005)認為通貨膨脹預期會引發商品指數基金大規模買入以原油為代表的一攬子大宗商品，從而導致價格大幅上漲，而商品價格上漲反過來又會增強通貨膨脹預期，最終形成一種循環關系。李敬輝和范志勇(2005)利用世代交疊的理性預期隨機動態一般均衡模型發現，通貨膨脹率的波動改變了可儲存商品的收益率，從而導致經濟主體存貨行為的改變，進而對大商品的價格產生影響。張樹忠等(2006)計算了我國農產品期貨價格指數，通過檢驗其與CPI的實證關系，論證了我國農產品期貨價格指數對CPI的先行指示作用。部慧和汪壽陽(2010)通過研究商品期貨與通貨膨脹關系發現，我國商品期貨具有顯著的通脹保護功能。鄭尊信和熊曉光(2012)基于上海期貨交易所銅和鋁期貨的庫存變化研究了貨幣政策與商品價格的動態關系。綜上，目前關于商品價格與通貨膨脹關系的研究，主要利用商品價格或收益率層研究商品價格變動對通貨膨脹率等宏觀經濟變量的作用;其中一些文獻也分析了通貨膨脹對商品價格的逆向作用。但是，針對商品市場便利收益與宏觀經濟變量的研究相對欠缺，而能夠反映商品市場供需情況的便利收益可能包含更多決定未來宏觀經濟變量走勢的信息。本文從我國商品期貨市場具有代表性的11個品種出發，研究商品市場的基本面因素對宏觀經濟的變量影響。本文借鑒Gospodinov和Ng(2013)對便利收益與商品價格關系的研究，并結合Fisher(1930)對資產名義收益率與通貨膨脹率的關系分析，研究便利收益率對通貨膨脹的預測功能，以期揭示大宗商品基本面信息對宏觀經濟運行的影響。
二、理論模型設計
(一)商品價格模型St和Ft，n分別表示時刻t的現貨和距到期還有n時間的期貨價格，rt，n表示時刻t到t+n的利率。定義Ft，n－St為期貨與現貨的基差。首先，根據期貨存儲模型，認為期貨與現貨的基差包含兩部分內容，一部分為放棄借入現金買入現貨的機會成本，另一部分即為持有現貨的倉儲成本等，即為便利收益(Ct，n)。
(二)通貨膨脹與資產收益率根據Fisher(1930)可知，同種貨幣計價的資產預期名義收益率會收到通貨膨脹的影響，而資產的實際收益率應該由資本的生產力等因素決定，與通貨膨脹不相關。
(三)實證模型在上述分析的基礎上，我們將利用便利收益率主成分分別對商品現貨加權收益率、預期通貨膨脹和非預期通貨膨脹進行實證分析。具體模型如。
三、數據及變量
本文研究商品期貨數據來源于CSMAR數據庫，利率數據采用WIND數據庫的上海證券交易所國債交易平臺6個月期國債利率，價格指數等來源于中經網統計數據庫。綜合數據的時間段匹配以及樣本量的大小等問題，選取2005年1月至2012年2月期間的數據作為研究樣本。商品期貨市場數據為日度數據，國債利率也為日度數據，為了進一步與閱讀數據價格指數匹配，我們采用月內平均的方法處理商品期貨與國債收益率數據。我們采用臨近到期的當月期貨價格代表相應商品的現貨價格，采用次臨近到期的次月期貨價格組成期貨價格序列。進一步，由于各商品之間的特質因素等影響，各商品的便利收益率的變動情況各不相同。為了提取各個品種便利收益率的共同驅動因素，我們采用主成分分析方法，提取便利收益率的主成分，然后進行分析。另外，文中通貨膨脹率數據根據經過季節調整的價格指數計算得到，并利用HP濾波分解得到通貨膨脹率的長期部分和沖擊部分，分別表示可預期成分和未預期成分。
四、實證分析
(一)便利收益率主成分與商品現貨加權收益率利用模型一研究便利收益率主成分對未來一段時間商品價格變動的影響。由表1可以看出，便利收益第一主成分對現貨加權收益率的影響隨著持有期限逐漸發生變化:便利收益與1、2、3個月的現貨加權收益率之間顯著負相關，與6個月的現貨加權收益率負相關但不顯著，而與12個月的現貨加權收益率顯著正相關。倉儲理論認為市場參與者通過持有現貨可以有效快速應對供給和需求沖擊，從而獲得便利收益。較高的便利收益能提高市場參與者對現貨的需求，降低持有期貨的意愿，導致現貨價格較高，期貨價格相對較低，從而導致現貨收益率降低;但是從長期來看，現貨價格和期貨價格之間存在長期均衡關系，具有相同走勢。這就決定了便利收益與期貨加權收益率在短期內顯著負相關，隨著現貨持有期限的增加，負相關關系強度逐漸減弱，而長期內則顯著正相關。便利收益第二主成分對現貨加權收益率的影響與第一主成分類似，但相對第一主成分來說其影響力相對較弱，這與主成分分析方法的原理相一致。另外，實證結論顯示國債利率對現貨加權收益率具有顯著負影響，商品現貨作為一種資產，國債可以視為它的投資替代品，國債收益的增加，必然會導致對現貨投資需求降低，從而導致價格降低。
(二)便利收益主成分與通貨膨脹的關系由圖1可知，便利收益率第一主成分和月度價格指數變化率的變化趨勢基本相反，并且第一主成分的變動比價格指數變化率的變動提前一段時間。另外，從二者的相關系數分析也可以發現，二者同期的相關系數為－0.17，顯著負相關。而當期的價格指數變化率與上一期的便利收益第一主成分的相關系數為－0.27，亦十分顯著。所以可以直觀的發現，商品市場便利收益率的主要變動因素與通貨膨脹率的關系十分密切。進而分析便利收益第二主成分與價格指數變化率的關系，發現亦呈負相關關系，但是并沒有第一主成分與價格指數變化率的關系顯著。所以，可以初步判定，便利收益與通貨膨脹率同期和跨期之間均為負相關關系。接下來，在控制其他因素的前提下，進一步分析便利收益對通貨膨脹率的影響。利用模型二和模型三研究便利收益率主成分對未來一段時間通貨膨脹率的影響。結果分別如表2和表3所示?？芍?，便利收益第一主成分與預期通貨膨脹和非預期通貨膨脹之間均為負向關系，顯著性隨著時間逐漸減弱，即便利收益第一主成分含有有效信息用來預測未來3個月內(包括3個月)的通貨膨脹率。根據已有研究，便利收益是由需求因素、供給因素以及存貨策略共同作用而產生的，它綜合反映了市場參與者行為背后的各種信息，第一主成分則更是涵蓋了影響整個商品市場價格變化的共同因素，在一定程度上決定了商品市場的價格走勢。顯然，供需失衡導致的較高便利收益可以提高市場參與者對現貨的需求，降低持有期貨的意愿，從而導致未來價格水平相對較低，通貨膨脹率降低。但從長期來看，這種關系的顯著程度降低，這說明便利收益所包含的信息對商品市場具有短期沖擊，不具有決定長期趨勢的能力。本文認為這和我國商品市場的成熟度有關，尤其是現貨市場交易，回顧現貨市場發展歷程，不難發現我國現貨市場發生過很多亂象，投機氛圍比較濃厚。為了規范商品現貨市場交易活動，維護市場秩序，商務部、中國人民銀行、中國證券監督管理委員會在2013年11月聯合了《商品現貨市場交易特別規定(試行)》，確立了三部門對商品現貨市場交易的聯合監管機制，明確了監管職責。毋庸置疑，新規定的出臺將會為現貨市場的健康發展發揮積極作用。隨著現貨交易行為的規范，綜合反映供需情況的便利收益所包含的信息將具有更長久的影響。在我國，國債利率在一定程度上反映了人民銀行貨幣政策動態，因此利率增加可以視為緊縮性政策，對通貨膨脹具有抑制作用。由于本文使用的是6個月國債利率，所以利率對6個月后的通貨膨脹率有顯著負影響。
五、結論
雖然二維var模型的BQ分解是充分可識別的，但這并不表明多維BQ分解也一定是充分可解的。設形如(1)式的n維var模型，其Xt=(ytπtz3t…znt)''''n×1，ytπt的含義不變，z3t…znt代表其余的n-2個變量。殘差et=(e1t…ent)''''。那么var模型的移動平均式其中，εt=(ε1tε2tε3t…εnt)''''，ε1tε2t的含義與前文相同，ε3t…εnt分別代表各種沖擊，如政府購買、國外需求沖擊、金融風暴、旱災、地震、豬肉價格暴漲、太陽黑子等等。且方差標準化為1。其對各個變量的長期影響效應需根據相應的經濟理論一一判斷。其中d(0)和d(k)皆為n階方陣，且有n2個未知元素待解。然而n維var模型殘差的∑由于對稱性只能提供n(n+1)/2個有效方程，因此至少需要BQ分解為其提供n(n-1)/2個條件，例如，根據經濟理論得：所以，對于n2個未知數，恰好有n(n+1)/2+n(n-1)/2=n2個方程。然而這不能保證一定可解，且存在有意義的實數解。因為對于n個未知數，n個含未知數的方程并不是其有解的充分條件。當然若n個含未知數的方程都是一次線性的，其必然有解，要么為0解，要么唯一解，要么有無窮多解。但是由方差協方差矩陣所提供n(n+1)/2個方程都是二次的，而BQ分解所提供n(n-1)/2個卻是一次的，顯然我們不能絕對地說其一定無解，但也不能說其一定有解。若能恰好解出實數解的，那一定非常幸運。文章后面實證部分所用的四維var模型的BQ分解，16個未知數，有10個二次方程和6個一次方程，然而，即便采用MATLAB軟件也無法求解的。這正是多維BQ分解的困難所在，乃是由其自身的結構性矛盾所決定的。對于多維BQ分解的困難，在以往的文獻研究中很少有關注。但吳錦順(2013)的研究明確表明，其在BQ分解的基礎上引用了Cholesky分解來求解其中的各元素。這很可能是其在實際的研究中遇到了多維BQ分解的困難，所以才增加Cholesky分解來輔助求解。但關鍵問題是可不可以在BQ分解的基礎上引用Cholesky分解呢？
二、BQ分解與Cholesky分解的矛盾
Cholesky分解與BQ分解的作用一樣，是用于識別(1)式var模型的結構式模型而假設的識別條件。只是Cholesky分解與BQ分解的具體含義不同而已。這個假設表明ε1t在當期對yt有一個影響效應，同時又通過b21的間接效應對πt也有一個當期的影響效應。而ε2t對πt有一個當期的影響效應，但yt對卻沒有間接的影響效應，因為Cholesky分解假設：b12=0。這實質上是不同于BQ分解的。BQ分解所假設的是ε2t對yt的長期影響效應為0，而不是假設ε2t對yt的當期效應為0。所以兩者有本質上的區別。以上是用最簡單的二維模型的情況來證明的。將其推廣至多維模型需要一些技巧。證明的關鍵在于把Cholesky分解與BQ分解條件聯系起來，表明它們的矛盾沖突。上面證明的思路是在BQ分解的基礎上引入Cholesky分解，但是在n維模型的情況下，由于B-1矩陣不能像二維時可以很容易的求解出來，所以要把思路轉變為在Cholesky分解的基礎上引入BQ分解。因為Cholesky分解條件最終所形成的B矩陣是一個上三角矩陣，所以B-1也是一個上三角矩陣。然后把貨幣供給沖擊ε2t排列到εt最后的位置，再進行(12)到(14)式的步驟即可證明。既然Cholesky分解不能被用于解決多維BQ分解無法求解的困難，那么，當我們在實踐中遇到這個困難時，當如何解決呢？之所以在BQ分解的基礎上要引入Cholesky分解，這很可能是由于在核心通貨膨脹的研究中遇到了多維BQ分解無法求解的困難，所以才盲目地引入Cholesky分解來輔助求解。只是不知兩者是沖突的，不能同時使用。而人們之所以一定要采用BQ分解而不是采用Cholesky分解，就是因為BQ分解是根據經濟理論而假設的。菲利普斯曲線認為貨幣對產出的長期效應是呈中性的，而對通貨膨脹卻是主要的動因。因此，當把核心通貨膨脹的概念定義為產出中性的通貨膨脹時，(5)式所代表的BQ分解的條件就是這種趨勢分解方法關鍵的核心。所以引入Cholesky分解而造成的BQ分解的失效是完全不可接受的。
三、校準：一個簡便而有效的方法
并不是所有的多維BQ分解都能幸運的解出實數解，那么當遇到多維BQ分解無法求解的困難時，應該怎么解決呢？校準是一個簡便而有效的方法。校準本是為DSGE模型結構性參數估值的通用方法。文章破例將其用于多維BQ分解的應用中來解決其無法正常求解的難題。當然所校準的未知數個數不宜太多，主要是由于：一是并非所有的求知數都可以被近似地校準為某個彈性；二是用所校準的估值畢竟存在著一定的誤差，因此應當盡量減少校準的個數，在必要的幾個校準估值的基礎上，結合BQ分解條件和其余的有效方程，能順利地解出d(0)有意義的實數解即可。綜合上述分析可知，其研究選用的仿值，既可以查閱各種有關彈性的文獻研究，比較并選擇一個最合理的結果作為校準的估值；也可以采用文獻研究所使用的方法，親自用更新的數據重新估計而得。這種方法雖然繁瑣，但比較精確。最終采用哪個方法可以根據個人的研究與目的而定。
四、實證分析與檢驗
文章采用四維var模型來驗證多維BQ分解的困難，并檢驗校準的方法在求解這個難題以及在核心通貨膨脹的研究中的可行性。模型所用的數據皆來自中國國家統計局數據庫和中國人民銀行網站。其中yt是2002年1季度~2014年2季度的GDP的數據經對數、除季節性趨勢和時間趨勢調整后的序列（產出序列與CPI指數，利率和匯率序列存在著協整關系。而構成的var模型的變量之間要求不能存在著協整關系，否則模型不平穩，估值不準。簡單的處理序列是不能除去他們之間的協整關系的。），再差分并擴大100倍的序列。πt是同期CPI的月度同比數據，經季度調整后，再對數、差分并擴大100倍的數據。rt是同期全國銀行間同業拆借3個月（或90天）加權平均利率的月度數據，經季度調整、再經CPI調整并差分后的序列。ext是一美元折合人民幣（平均數）的月度數據經季度、CPI調整后再差分并擴大10倍后的序列。假設它們均受到來自四個方面的隨機沖擊的影響，即分別是來自供給方面全要素生產率或相對勞力生產力沖擊ε1，來自需求方面的貨幣供給或實際貨幣余額沖擊ε2，以及來自國際的進出口貿易沖擊ε3和某種隨機沖擊ε4。經檢驗，yt、πt、rt、ext皆平穩，構建形如(1)式的四維var模型。經過AIC和SBIC檢驗表明，其最佳滯后除數為1階。用Stata軟件估計，穩定性檢驗表明所有單位根皆在單位圓內，因此所構建的四維var模型穩定，存在唯一移動平均表達式。實踐表明，采用文章的數據所構建的四維var模型的BQ分解，MATLAB軟件也是無法求解的。因此我們采用校準的方法來輔助求解。通過查閱相關的文獻，我國M2的貨幣需求的收入彈性在1.139（王亞琦，2012）到1.66（汪紅駒，2002）之間，研究取易行鍵(2006)的研究結果為1.3，所以d12(0)＝0.77。對于全要素生產率所代表的技術進步對產出的貢獻，文獻研究存在著巨大的差異，肖志興(2012)認為技術進步對產出的彈性僅為0.038。而龔曙明(2010)認為，2001－2007年技術進步的平均貢獻率為58.04%，權衡各個方面，我們采用苗敬毅(2008)的結果，其用半參數模型測得技術進步的貢獻率為0.1739。所以文章將校準定為0.17。馬樹才等(2009)以現代實際匯率決定模型實證分析了我國人民幣實際匯率的決定。其結果表明，相對勞動生產率進步對人民幣匯率的即期效應為-1.65，貨幣實際余額對實際匯率的即期效應為0.75。所以文章的校準d41(0)＝-1.65，d42(0)＝0.75。曹陽(2004)實證研究了我國實際匯率波動對進口貿易的影響效應為-1.478，因此文章的校準d43(0)＝-0.68。文中的分析一共校準了5個參數，在此基礎上，其余的未知數皆可順利地解得。所以d(0)可知，εt和d(k)也既可求得。因此，核心通貨膨脹可得。表1比較了通貨膨脹πt與按校準方法獲得的核心通貨膨脹πtcore的數字特征。核心通貨膨脹的均值和標準差小于實際通貨膨脹的均值和標準差，這說明了核心通貨膨脹的波動性比較小。直觀上符合實踐對它的要求。并且兩者的相關系數為0.86，高度相關，其p值為0，非常顯著。
從圖1可知，從2002年（172期）以來，我國通貨膨脹一直都處于可控制的范圍之內。在上個十年的初期，核心通貨膨脹基本上反映了對應時期的通貨膨脹的特征，在低位波動。到了2007年（188期），為了應對受國外的輸入性通脹和國內房地產等行業的價格上漲所形成的新一輪的通貨膨脹壓力，央行連續6次提高存款準備金率，所以在2008年后，我國核心通貨膨脹開始大幅下降，后來受國際金融風暴的影響，我國實施了“4萬億”的刺激計劃，所以在2009年（196期）后核心通貨膨脹又開始大幅的上升，之后則在一個合理的區間內波動。在這個劇烈波動的時期，我國的核心通貨膨脹總是保持著與通貨膨脹一致的波動趨勢，并且小于其波動。由下面的檢驗可知，核心通貨膨脹是CPI的格蘭杰原因，因此該核心通貨膨脹是實際通貨膨脹的前導，是它的核心趨勢。所得到的核心通貨膨脹πtcore是平穩序列，將其轉化為與CPI指數相似的核心通貨膨脹指數（Core指數）并檢驗Core指數與CPI指數、貨幣供給之間的協整關系。表2的檢驗表明，Core指數與CPI指數存在一階協整，因此它們具有相同的趨勢。然而，Core指數與貨幣供給m2沒有協整關系，其trace值小于臨界值，不能拒絕沒有協整關系的原假設。但是Core指數卻與m0一階協整。其trace值6.61小于臨界值6.65，不能拒絕存在一階協整的假設。因此所得到的Core指數與CPI指數、貨幣供給分別具有相同的趨勢。表3的格蘭杰因果檢驗表明，貨幣供給m2是Core指數的格蘭杰因果原因。這說明了以往的貨幣供給能夠解釋Core指數的后來走勢，因此我們可以通過現行的貨幣政策大致上推斷出今后的通貨膨脹的主要的核心趨勢。檢驗也表明了CPI指數不是Core指數的格蘭杰原因，相反Core指數卻是CPI的格蘭杰原因。這恰好符合了理論對核心通貨膨脹的基本要求。因為其本身就是作為對實際通貨膨脹主要趨勢的預測而被提出來的。所以Core指數應該能預測和解釋未來通貨膨脹的趨勢，而不是CPI能預測Core指數的未來趨勢。這樣沒有實際的意義。所以，Core指數必須是CPI指數的格蘭杰原因，而不能相反。而驅動Core指數的應該是由貨幣政策所造成的。因此貨幣供給是核心通貨膨脹的格蘭杰原因。以上的計量檢驗恰好證實了Core指數所應該具有的理論特征。所以通過校準BQ分解的方法所得到的Core指數本質上符合理論對它的要求，是一條合理的核心通貨膨脹。因此，校準作為多維BQ分解無法正常求解時的備擇方法，具備一定的合理性和有效性。
五、結論
匯率目標設定制度（exchangeratetargeting）的局部或階段性有效，以及金融自由化背景下貨幣供應量目標設定制度（monetarytargeting）的有效性下降，促成了近十多年來全球范圍內一種不容忽視的新現象，即許多國家相繼采用了一種名為“通貨膨脹目標設定（inflationtargeting）”的貨幣政策制度[1]。該制度的一個鮮明特征是，這些國家的中央銀行直接選擇通貨膨脹率作為貨幣政策操作的名義錨（nominalanchor）。
1990年3月2日，新西蘭率先實行通貨膨脹目標設定制度，成為這一領域的“開路先鋒”。繼其之后，實行該制度的國家數目不斷增多。按照國際貨幣基金組織（IMF）關于成員國貨幣政策框架類型的劃分結果，截至2006年4月30日，曾正式宣布采用通貨膨脹目標設定制度的國家達到了26個，目前正在實行的國家共24個（芬蘭和西班牙兩國因為要加入歐元區的緣故，于1998年6月主動放棄），其中不僅包括發達國家，還包括許多新興市場國家和轉軌經濟國家（見下表）。
頗有意思的是，通貨膨脹目標設定制度的興起最初并非源于學術界人士的推動。如斯文森（Svensson,2002）就指出，除了對中央銀行的獨立性和低通貨膨脹的好處進行過大量研究，以及著名貨幣經濟學教授古德哈特（Goodhart）曾向新西蘭儲備銀行主席提過關于激勵結構的學術建議之外，國際學術界在20世紀90年代之前從未針對通貨膨脹目標設定制度開展過任何專門性的研究。按照他的看法，通貨膨脹目標設定制度的出現以及其后所贏得的贊譽，在很大程度上應當歸功于一些采用國中央銀行和金融決策實踐者們非凡的洞察力。而現任美聯儲主席的伯南克（Bernanke,2003）則認為，通貨膨脹目標設定制度是從布雷頓森林體系崩潰之后一些國家所采取的貨幣政策策略——尤其是20世紀70年代末和80年代德國及瑞士的貨幣政策實踐——逐步演變而來的。
盡管通貨膨脹目標設定制度的實踐已經超過了16年，但至今人們仍沒有對其內涵形成廣泛共識，這主要是因為在實際操作當中，一個國家是否實行了真正意義上的通貨膨脹目標設定制度，往往難以識別，即便的確采取了該制度，各國在不同時期基于不同的考慮，針對貨幣政策制度安排所采取的具體做法通常又會存在很大的差異[2]。在目前的諸多觀點中，米什金（Mishkin,1999）的觀點比較具有代表性，他認為通貨膨脹目標設定制度是一種包含了五個方面要素的貨幣政策策略：一是公開宣布一個關于通貨膨脹的中期量化目標；二是制度上承諾穩定物價是貨幣政策的首要目標，其他目標則居于從屬地位；三是在調節貨幣政策工具當中，包括貨幣總量、匯率在內的諸多變量被用來通盤考慮；四是通過與公眾和市場交流貨幣當局的計劃、目標和決定，確保貨幣政策公信力（credibility）和透明度（transparency）不斷提高；五是貨幣當局實現通貨膨脹目標的責任性（accountability）不斷增強。
二、通貨膨脹目標設定制度的實施
通貨膨脹目標設定制度擁有許多明顯的優點。例如，通過事先宣布一個量化的通貨膨脹目標，中央銀行的貨幣政策策略高度透明，容易被社會公眾感知和理解，有利于增強中央銀行執行貨幣政策的公信力和責任性；與匯率目標設定相比，通貨膨脹目標設定制度可以確保貨幣政策集中關注國內的經濟目標，對影響國內經濟的各類沖擊做出反應；與貨幣供應量目標設定相比，通貨膨脹目標設定制度無須強調貨幣數量和通貨膨脹之間的穩定關系。
然而，通貨膨脹目標設定制度也面臨著一個關鍵性的現實
四、簡要小結
1、鑒于中央銀行無法直接控制通貨膨脹率，因此，在通貨膨脹目標設定制度下，比較合理和現實的選擇應當是以通貨膨脹預測值pt+2|t作為貨幣政策的中介目標。通貨膨脹預測值之所以是一個理想的貨幣政策中介目標，主要是因為：首先，由定義我們知道，中央銀行在t年根據所有相關信息做出的通貨膨脹預測值，必然與t+2年的實際通貨膨脹率pt+2高度相關；其次，通貨膨脹預測值要比t+2年的實際通貨膨脹率pt+2容易控制，并且中央銀行更多關心的是預測值與目標設定值之間的偏差；第三，與t+2年的實際通貨膨脹率pt+2相比，中央銀行更容易觀測到通貨膨脹的預測值，這是因為后者是根據t年的相關信息做出的，通過央行的信息披露和外界的預測，社會公眾也很容易就能觀測到預測值；第四，通貨膨脹預測值十分透明。但必須指出的是，通貨膨脹預測值這些優點的關鍵性前提是，中央銀行在t年必須盡可能地收集相關的信息，同時借助經濟預測模型，盡最大可能做出符合實際的通貨膨脹預測。通貨膨脹-[飛諾網]
2、在通貨膨脹目標設定制度下，中央銀行的政策選擇是，根據最小化損失函數值所內生的最優反應函數，確定一個基準利率（或基礎貨幣）水平，使通貨膨脹的預測值等于事先設定的通貨膨脹目標值。當通貨膨脹預測值高于目標值時，中央銀行將執行緊縮性的貨幣政策，如通過公開市場操作下調基準利率（從而影響到其他利率）、回籠基礎貨幣等等；相反，當通貨膨脹預測值低于目標值時，中央銀行將執行寬松性的貨幣政策。不難看出，通過事先公布一個量化的通貨膨脹目標，通貨膨脹目標設定制度實際上相當于一種承諾機制，它可以錨定私人部門的通貨膨脹預期，同時約束中央銀行自身的行為，而在面臨各類外部沖擊時，通貨膨脹目標設定制度又能有效保證貨幣政策工具的靈活運用。
3、由式（7）給出的最優反應函數，與強調中央銀行調節基準利率的“泰勒規則（Taylorrule）”和強調中央銀行調節基礎貨幣的“麥克卡倫規則（McCallumrule）”這兩種工具規則十分相似，但值得指出的是，它們相互之間還是有著明顯的區別。這至少表現在四個方面：首先，通貨膨脹目標設定制度下的最優反應函數是一個內生的結果，而泰勒規則和麥克卡倫規則都是外生給定的；其次，泰勒規則和麥克卡倫規則強調的是貨幣政策工具對當期的通貨膨脹和產出缺口做出反應，而通貨膨脹目標設定制度下的反應函數則體現出了貨幣政策的前瞻性特點，強調基準利率或基礎貨幣的變動是為了使通貨膨脹的預測值等于目標值；第三，通貨膨脹目標設定下的最優反應函數僅僅取決于菲利普斯曲線和損失函數中的相關變量，而泰勒規則和麥克卡倫規則除了取決于這些變量以外，還要取決于總需求方程；第四，在通貨膨脹目標設定制度下，反應函數中的系數并不像泰勒規則和麥克卡倫規則中的系數那樣是固定的（如泰勒規則中的兩個系數均為0.5），并且貨幣政策工具的變動可能還會受到外生變量xt的影響。
4、長且易變的時滯以及貨幣政策以外的其他因素，都會對物價水平產生影響，這使得社會公眾很難準確地監督和評估貨幣政策績效。但實際上，如果中央銀行主動與社會公眾進行交流溝通，通過特定渠道披露通貨膨脹預測值的細節，如一些實行通貨膨脹目標設定制度的國家央行定期的“通貨膨脹報告（InflationReports）”，社會公眾就可以通過觀測中央銀行的通貨膨脹預測值與事先公布的通貨膨脹目標值之間的偏差，來監督和評估貨幣政策的制定和執行。即使中央銀行將自己所做的通貨膨脹預測在一定程度上保密，社會公眾也可以通過比較自己或其他預測者所做的通貨膨脹預測與事先公布的通貨膨脹目標值之間的偏差，來監督和評估貨幣政策的制定和執行，從而有效防范中央銀行的不作為或是機會主義行為。
注：
[1]米什金（Mishkin,1999）對匯率目標設定制度和貨幣供應量目標設定制度的適用性及其在實踐中的弊端進行了分析，具體可參見Mishkin,Frederic,InternationalExperienceswithDifferentMonetaryPolicyRegimes,JournalofMonetaryEconomics,1999,43,pp.579-606。
[2]美國即是一個十分典型的例證。盡管IMF并未將其列入實行通貨膨脹目標設定制度的國家，但伯南克（Bernanke）、曼昆（Mankiw）、古德弗元德（Goodfriend）等美國資深經濟學家都認為，美國事實上實行了隱性的或靈活的通貨膨脹目標設定制度。
參考文獻：
1.Bernanke,BenandFredericMishkin,InflationTargeting:ANewFrameworkforMonetaryPolicy[J]?JournalofEconomicPerspectives,1997,vol.11,pp.97-116.
2.Bernanke,Ben,"ConstrainedDiscretion"andMonetaryPolicy,SpeechbeforetheMoneyMarketeersofNewYorkUniversity,NewYork,2003,3February.
3.Bernanke,Ben,TheLogicofMonetaryPolicy，RemarksbeforetheNationalEconomistsClub,Washington,D.C.December2,2004
4.Svensson,Lars,InflationForecastTargeting:ImplementingandMonitoringInflationTargets[J],EuropeanEconomicReview,1997,41,pp.1111-1146.
關于通貨膨脹、經濟增長與貨幣供應間的關系，傳統的理論分析框架是貨幣主義學派代表人Fried⁃man（1956，1970）提出的貨幣數量論。這一理論的模型表達式為。ΔPt=ΔMt-ΔYt（2）式（2）表明通貨膨脹率與貨幣增長率在長期內會出現同比例變化。即使貨幣增長率對經濟產出的影響也只可能在短期內存在，從長期看必定會消失。但在研究現實經濟時，尤其是在運用月度或季度數據建模時，首先必須考慮價格粘性，將滯后效應引入模型。
二、通貨膨脹、經濟增長關系與金融流動性的實證檢驗
（一）數據說明與平穩性檢驗1.數據及變量說明。本文的樣本區間為2006年1季度至2013年1季度，共涉及三類變量，即經濟產出變量、價格變量、貨幣流動性變量。地區經濟產出變量用地區生產總值（GDP）衡量。由于居民消費物價指數是中央銀行進行調控時所重點考慮的宏觀經濟變量，可能顯著影響中央銀行決策。因此，用居民消費物價指數（CPI）衡量物價變動水平，用CPI增長率衡量通貨膨脹水平。在穩健性檢驗中，使用GDP平減指數（GDPIP）作為CPI增長率的替代變量。本文根據中國人民銀行提出的社會融資規模統計標準，對2006年1季度以來貴州省社會融資規模進行了測算和統計，采用該指標衡量貴州省金融流動性，并以金融機構信貸規模作為社會融資規模的替代變量對研究結果進行穩健性檢驗。2.數據處理過程。本文實證分析中，長期均衡分析用的是水平變量形式，短期動態分析用的是水平變量的增長率形式，因此有必要對具體序列的原始形式、數據處理等做進一步說明：（1）實際地區生產總值（RGDP）及其增速（ΔRG⁃DP）：以2005年1季度為基期，根據貴州省2005年1季度以來的名義GDP和GDP同比增速推算出2006年1季度至2013年1季度的RGDP。（2）消費物價指數（CPI）和通貨膨脹率（ΔCPI）：根據2005年1月至2013年3月的貴州省月度同比CPI數據，取算數平均得到季度同比CPI，其同比增長率為CPI通貨膨脹率（ΔCPI）。價格指標的另一個變量，即GDP平減指數（GDPIP），依據名義GDP與RG⁃DP的水平值進行推算獲得，其同比增長率即為GDP平減指數通貨膨脹率（ΔGDPIP）。（3）金融流動性水平及其增長率：測算出2006年1季度至2013年1季度的貴州省社會融資規模季度數據，采用GDP平減指數對其進行價格因素剔除，得到按2005年可比價計算的2006年1季度~2013年1季度的貴州省社會融資規模實際值（FS），以其衡量貴州省金融流動性水平，以其同比增長率（ΔFS）作為對應的貴州省金融流動性增速變量。在穩健性檢驗中，采用GDP平減指數對貴州省金融機構貸款余額進行價格因素剔除，得到按2005年可比價計算的2006年1季度~2013年1季度的貴州省金融機構貸款余額實際值（CREDIT），作為衡量金融流動性的替代指標，以其同比增長率（ΔCREDIT）作為對應的貴州省金融流動性增速替代變量。上述指標的水平值序列均存在季節性變動因素，在實際的計量回歸分析前，本文對所有宏觀經濟數據水平值序列的對數形式進行CensusX12季節性調整。增長率序列均為同比形式，不必再進行季節性調整。為了方便說明，在下面分析中，我們使用ΔCPI表示CPI同比增長率（通貨膨脹率），其他含有差分符號Δ的變量與此類同。3.平穩性檢驗。在分析通貨膨脹、金融流動性和經濟增長的短期動態機制和長期協整關系之前，分別對各變量水平序列（2006年1季度~2013年1季度）和增長率序列（2007年1季度~2013年1季度）進行平穩性檢驗，檢驗過程中的滯后期數確定采用AIC準則。檢驗結果表明，水平變量序列RGDP、CPI、GDPIP、FS、CREDIT均為非平穩序列，其一階差分序列ΔRGDP、ΔCPI、ΔGDPIP、ΔFS、ΔCREDIT均是平穩序列。
（二）短期互動機制通貨膨脹、經濟增長率和金融流動性間的短期動態機制使用VAR模型（式4）。首先，確定VAR模型的滯后階數；然后在VAR模型基礎上對模型變量進行格蘭杰因果檢驗。1.滯后階數的確定。根據時序分析理論，動態時序模型要獲得準確有效的統計推斷，最重要的是在保證滿足模型殘差無序列相關性的條件下選擇盡量簡單的模型（張成思，2012）。因此，本文在模型滯后階數的選擇上，采用如下判斷方法：在給定最大滯后階數為5的條件下，首先利用最小AIC準則確定最優滯后階數，然后檢驗對應滯后階數的模型殘差的序列相關性。若無顯著序列相關，則該滯后階數為最優；若存在序列相關，則從5階以下依次檢驗對應模型的序列相關性，在沒有序列相關性的組內選擇AIC最小值對應的滯后階數。根據VAR模型估計結果（表2），可知滯后階數為5時，VAR模型的AIC和SIC最小；根據VAR模型殘差序列相關性的LM檢驗結果（表3），可知滯后階數為5時，模型殘差無序列相關。因此，VAR模型的最優滯后階數為5階。2.格蘭杰因果檢驗。在滯后階數為5的VAR模型基礎上進行格蘭杰因果檢驗，考察本文核心變量的短期互動機制。首先檢驗基本模型中經濟增長率、通貨膨脹率與社會融資規模增長率之間的格蘭杰因果關系。表4中報告了實際經濟增長（ΔRGDP）、CPI通貨膨脹率（ΔCPI）與社會融資規模增長率（ΔFS）之間的因果關系：通貨膨脹率與社會融資規模增長率均非實際經濟增長率的格蘭杰原因；實際經濟增長率非通貨膨脹率的格蘭杰原因，社會融資規模增長率是通貨膨脹率的格蘭杰原因；通貨膨脹率和實際經濟增長率均是社會融資規模增長率的格蘭杰原因。綜合上述檢驗結果，可以發現貴州省實際經濟增長、CPI通貨膨脹率與社會融資規模增長率間具有如下的短期互動特征：第一，實際經濟增長對社會融資規模增長具有短期驅動效應，但社會融資規模增長對實際經濟增長不具有短期驅動效應；第二，實際經濟增長和CPI通貨膨脹率之間沒有顯著的短期驅動效應；第三，CPI通貨膨脹率對社會融資規模增長具有顯著的短期驅動效應，社會融資規模增長對CPI通貨膨脹率也具有短期驅動效應。也就是說，社會融資規模具有明顯的內生性特征，其變動既受實際經濟增長的影響，又受通貨膨脹率的影響；社會融資規模又具有短期中性特征，即在短期內社會融資規模的變動對實際經濟增長不產生顯著影響，僅對通貨膨脹產生顯著影響。3.穩健性檢驗。為了驗證上述結論的穩健性，本文構建了兩個替代模型進行穩健性檢驗。表5報告了兩個穩健性檢驗對應的格蘭杰因果關系檢驗結果。其中，模型A是將基本VAR模型中的CPI通貨膨脹率用GDP平減指數通貨膨脹率代替，模型B是將基本VAR模型中的社會融資規模增長率用金融機構貸款余額增長率代替。穩健性檢驗模型A的結果支持基礎VAR模型的“內生性”和“短期中性”結論：社會融資規模具有明顯的內生性特征和短期中性特征。穩健性檢驗模型B的結果支持基礎VAR模型的“內生性”結論，但不支持“短期中性”結論：用金融機構貸款余額增長替代社會融資規模增長時，發現信貸擴張既是實際經濟增長的格蘭杰結果，又是通貨膨脹的格蘭杰結果；但是，信貸擴張同時也是實際經濟增長的格蘭杰原因，即信貸具有非中性特征。
（三）長期均衡機制長期均衡機制即變量間的長期均衡關系。所謂長期均衡關系，是指從長期來看，變量之間存在一個穩定的一一抵換關系，當在短期內各變量間的聯系出現偏離均衡狀態的現象，這種偏離所形成的時間序列也是平穩的，并且從長期看正負偏離的程度彼此抵消（張成思，2012）。本文對物價、實際經濟產出以及融資規模的水平值（社會融資規模和金融機構信貸規模的自然對數形式）進行Johansen協整檢驗，考察三者間是否存在長期均衡關系。此外，本文通過長期均衡機制分析，同時獲得了基于誤差修正模型的各個變量增長率形式的互動機制，并可以進行與短期均衡機制類似的格蘭杰因果關系檢驗。1.協整檢驗。根據表6的Johansen協整檢驗結果，變量lnRGDP、lnCPI和lnFS拒絕了不存在協整關系的原假設，不能拒絕存在至多1個協整關系的原假設，表明物價、實際經濟產出以及社會融資規模之間存在一個長期均衡關系；同理，物價、實際經濟產出以及金融機構信貸規模之間也存在一個長期均衡關系。協整檢驗可以驗證物價、實際經濟產出以及社會融資規模間是否存在協整關系以及協整關系的個數，但協整關系的具體特征（即物價、實際經濟產出以及社會融資規模間的長期均衡機制）需要通過誤差修正模型進行考察。2.誤差修正和格蘭杰因果檢驗。通過設立和估計誤差修正模型，可得到協整向量和調整系數。前者刻畫系統內變量之間的長期均衡關系，后者反映出現偏離均衡狀態后協整系統的修正特征和修正幅度。因此，誤差修正模型體現的是一種動態修正機制。Engle和Granger將協整與誤差修正模型結合起來，建立了向量誤差修正模型（VEC）。其中ecmt-1=β′yt-1，是誤差修正項，β為協整向量，反映變量之間長期均衡關系；系數矩陣α反映變量之間的均衡關系偏離長期均衡狀態時，將其調整到均衡狀態的調整速度。A為調整系數矩陣。表7報告了向量誤差修正模型估計結果，包括協整向量β和調整系數矩陣α的估計值。但與社會融資規模呈反向變動。金融機構信貸規模與社會融資規模對實際經濟產出的相關關系完全相反，本文認為其原因在于采用的社會融資規模數據是流量，金融機構信貸規模是總量指標，而融資規模作為一種金融資本生產要素影響經濟增長則是以存量形式產生作用的。進一步分析貴州省物價水平、實際經濟產出和金融流動性間的長期均衡關系到底是因果關系還是僅僅為統計上的相關關系，需要在協整模型基礎上進行格蘭杰因果關系檢驗。表8報告了協整關系約束下的格蘭杰因果關系檢驗結果。在協整關系約束下的格蘭杰因果關系檢驗結果與前文基于基礎VAR模型的格蘭杰檢驗因果關系結果基本吻合。社會融資規模增長和金融機構貸款余額增長均具有內生性，社會融資規模增長由實際經濟增長和通貨膨脹水平內生決定，金融機構貸款余額增長由通貨膨脹水平內生決定。社會融資規模是中性的，不是實際經濟增長的格蘭杰原因；金融機構貸款余額增長是非中性的，是實際經濟增長的格蘭杰原因。
三、結論
關鍵詞:通貨膨脹;貨幣政策;對策
一、當前我國通貨膨脹的表現
對于通貨膨脹程度的度量,主要有GDP平減指數(又稱縮減指數)、消費物價指數(ConsumerPriceIndex,簡稱CPI)、工業品出廠價格（PPI）等指標。我國較多地采用CPI來衡量通脹水平。CPI，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，通常作為觀察通貨膨脹水平的重要指標。如果消費者物價指數升幅過大，表明通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。
二、當前我國通貨膨脹出現的原因
關于通貨膨脹的成因,西方經濟學家認為主要有四種類型:需求拉上型、成本推動型、混合推動型和結構性通貨膨脹。另外,在開放的經濟環境中,通貨膨脹的國際間傳遞也是一國(地區)出現通貨膨脹的重要原因。
(一)糧食、豬肉、能源等商品價格上漲過快,產生成本推動的通貨膨脹,本輪價格上漲的直接原因是由于糧食、豬肉、能源等商品價格大幅上漲。這些商品既與居民的生活密切相關,又是工業生產的上游產品,當其價格上漲積累到一定程度時,必然會傳導到下游產品。由于這些產品的產業關聯度強,其價格上漲會導致諸多產品價格(包括工資)的上漲。
(二)國際經濟因素的影響
由于去年美國次貸風暴爆發，造成全球流動性緊縮，美國為了挽救其金融機構及經濟增長，向市場大量注資，同時連續多次減息，造成美元貶值，全球流動性泛濫，食品石油等大宗商品價格不但創歷史新高，直接導致了全球性的通貨膨脹。
(三)經濟快速增長,固定投資過熱
一季度，全國規模以上工業增加值同比增長16.4%（3月份增長17.8%），比上年同期回落1.9個百分點。分企業類型看，國有及國有控股企業增加值增長12.9%；集體企業增長11.6%；股份制企業增長18.9%；外商及港澳臺投資企業增長14.3%。分輕重工業看，重工業增長17.3%，輕工業增長14.7%。分產品看，發電量和原煤產量分別增長14.0%和14.6%；粗鋼和鋼材產量分別增長8.6%和12.2%；汽車增長15.8%，其中轎車增長14.7%。工業產銷銜接狀況良好。一季度，工業產品銷售率為97.7%，比上年同期提高0.5個百分點。三、政策建議
經濟學中存在所謂“有多少目標就應該有多少手段”的說法,即在面臨多重目標的情況下,為實現目標,必須使用多重政策手段,而且要掌握好“度”。鑒于我國既要防止通脹,又要預防經濟通脹轉入通縮的雙重目標,以及當前通貨膨脹是由諸多因素所導致的現實,筆者認為緩和當前通脹局面應采取“一攬子”措施,贊同實施從緊的貨幣政策與穩健的財政政策配合的“組合拳”出擊。
（1）控制貨幣供應量。由于通貨膨脹形成的直接原因是貨幣供應過多，因此，治理通貨膨脹的一個最基本的對策就是控制貨幣供應量，使之與貨幣需求量相適應，穩定幣值以穩定物價。而要控制貨幣供應量，必須實行適度從緊的貨幣政策，控制貨幣投放，保持適度的信貸規模，由中央銀行運用各種貨幣政策工具靈活有效地調控貨幣信用總量，將貨幣供應量控制在與客觀需求量相適應的水平上。國際收支順差導致我國基礎貨幣供給增加,減少貿易順差自然成為解決貨幣供給過度的強有力手段,也即要控制出口,擴大進口,并適時適度地促進人民幣升值。
（2）調節和控制社會總需求。治理通貨膨脹僅僅控制貨幣供應量是不夠的，還必須根據各次通貨膨脹的深層原因對癥下藥。對于需求拉上型通貨膨脹，調節和控制社會總需求是關鍵。各國對于社會總需求的調節和控制，主要是通過制定和實施正確的財政政策和貨幣政策來實現。在財政政策方面，主要是大力壓縮財政支出，努力增加財政收入，堅持收支平衡，不搞赤字財政。在貨幣政策方面，主要采取緊縮信貸，控制貨幣投放，減少貨幣供應總量的措施。采用財政政策和貨幣政策相配合，綜合治理通貨膨脹，兩條很重要的途徑是：控制固定資產投資規模和控制消費過快增長，以此來實現控制社會總需求的目的。
（3）增加商品的有效供給，調整經濟結構。治理通貨膨脹必須從兩個方面同時人手：一方面控制總需求；另一方面增加總供給。二者不可偏廢。若一味控制總需求而不著力于增加總供給，將影響經濟增長，只能在低水平上實現均衡，最終可能因加大了治理通貨膨脹的代價而前功盡棄。因此，在控制需求的同時，還必須增加商品的有效供給。一般來說，增加有效供給的主要手段是降低成本，減少消耗，提高經濟效益，提高投人產出的比例，同時，調整產業和產品結構，支持短缺商品的生產。
（4）加強金融特別是特定經濟部門的監管
在經濟全球化的大背景下，經濟的不穩定性因素在全球就有很強的傳染性。雖然在目前的金融自由化大趨勢下，各國提倡金融以及經濟自由化，但是由于我國正處于經濟轉型的關鍵階段，經濟中不穩定性因素多而復雜，并且我國剛剛徹底的實現金融業的對外開放，因此，我國在當前的經濟形勢下，在取消一些不合理的金融、經濟管制的同時，也應該通過不斷完善的法律以及通過體制的不斷完善加強監管，最重要的是做好目前分業監管體制下各金融監管部門之間的協調，避免金融監管真空以及重疊區域，從而避免由于金融的不穩定性推動貨幣進而經濟尤其是通貨膨脹問題的出現。
優化金融資源配置，創新理財產品，加強銀行流動性管理。促進銀行資產結構多元化，優化信貸投向結構；加強對房地產開發貸款和個人住房抵押貸款的信貸管理，嚴格控制房地產投資貸款需求；進一步引導資金向醫療、教育、社會保障等方面流動；加快銀行資產證券化；推動商業銀行采取主動的流動性管理措施；建立規模適當的多層次流動性儲備，實現流動性與效益性相協調；進行積極負債管理，減輕流動性過剩的壓力。
部分學者倡導通過人民幣快速升值來“釜底抽薪”,減少國際游資流入,雖然有利于降低生產資料進口成本,阻斷國際通脹因素的輸入,但由于人民幣匯率很可能存在“棘輪”效應,短期內不可能恢復到原來較低的水平,當人民幣升值帶來出口劇減之后,如果宏觀經濟出現不景氣甚至衰退的局面,那么政策當局很可能陷入進退維谷的境地。值得注意的是,盡管資本項目的增加會導致商業銀行的流動性過剩,但是只要這些資金不進入流通環節,就不會加劇通貨膨脹程度。因此,如何化解因國際資本流入而出現的流動性過剩及其伴隨的信貸擴張就成為貨幣當局直接面對的問題。從目前情況看,由于金融機構人民幣存款準備金率和存貸款基準利率經過屢次上調,考慮到國際利差因素,已經沒有太大的自由操作空間,如果央行進一步強化執行銀行信用控制的政策,這與流動性過剩因素結合在一起,將進一步壓縮商業銀行的盈利空間,從而加劇商業銀行與中央銀行博弈的目標沖突,構成了反通脹政策力度選擇與執行效果的強擾動因素。
總之,中國目前的經濟環境和社會環境,包括就業、經濟增長、人民幣匯率升值預期、商業銀行改革、資本市場改革等,以及貨幣政策尺度的當前位置,約束了反通脹政策力度的選擇范圍。由于宏觀經濟政策存在多種目標,而這些目標之間并非完全一致,目前的其他經濟政策目標牽制著為實現反通脹目標而采取的行動。中國整體的宏觀調控應當全面考慮各種經濟政策目標的成本和收益,在綜合排序的基礎上權衡利弊。由于通貨膨脹會導致生產和流通領域的紊亂,并產生巨大的再分配效應,其中利益受損最嚴重的是中低收入階層。因此,應堅持反通脹的目標。貨幣當局需要在充分考慮這些牽制力量的基礎上,統籌兼顧,妥善決定反通脹政策措施的力度,精確制導。
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