他的经验研究采用了经济增长方程,考虑了净资本存量和劳动力增量等生产投入要素。在增长率的回归方程中,资本和劳动投入等变量的系数是正的,但通货膨胀率的系数却是负的,它对增长率具有负的边际作用,通货膨胀有碍于经济增长。Barro(1996)的类似研究具有一定的规范性,他认为保持低通货膨胀不仅有利于提高增长率,而且“低通货膨胀和高增长”的组合具有更高的社会福利水平和资源配置效率。为此,他在回归方程中引入了经济增长的收敛趋势和人力资本的作用,使其具有内生经济增长的特征。Barro认为通货膨胀率增加10%,将使增长率降低0.2-0.3%,也使投资率(投资在GDP中所占比例)降低0.4-0.6%。需要注意,这只是通货膨胀的“短期成本”,如果从30年后的长期效果看是使增长率降低4-7%,因此应该避免高通货膨胀在经济增长过程中的长期存在。另一种观点否认或者不支持“低通货膨胀是快速经济增长的一个重要条件”。例如Stanners(1996)通过对于不同国家截面数据的研究发现,一些通货膨胀率较低的国家并没有实现超出自然率水平的快速经济增长。20世纪90年代,以日本经济为代表的一些国家出现了低通货膨胀下的经济持续萧条,这更促使人们开始怀疑低通货膨胀水平带来的增长效应。Krugman(1999)对日本经济萧条进行了长期研究,开出了一系列促使日本经济脱离货币政策“陷阱”的主张,但是目前来看却无一奏效。他认为根本原因就是货币政策的扩张性力度不够,因而日本低通货膨胀或者通货紧缩现象没有得到彻底缓解。
由此看来,将经济从通货紧缩转向通货膨胀,有时竟然比将经济从通货膨胀转为通货紧缩更为艰难。它带给人们的启示是:低通货膨胀并非有助于经济增长。如果研究我国经济增长率和通货膨胀率之间的影响关系问题,那么不仅需要采用新的研究方法,而且也要对结论给出新的解释。我们注意到,以往的研究方法存在一定的缺欠或者不够严谨的地方。首先,通过比较不同国家在截面数据上的平均表现,不能反映具体国家不同经济发展阶段所带来的影响,要想获得增长率与通货膨胀率之间的动态关系,必须对同一国家进行纵向数据的影响关系研究。这要求目标国家的样本当中实际经济和名义经济在不同阶段具有不同的形态。考虑到我国无论是增长率还是通货膨胀率都曾经出现过多种态势的变化,因此我国可以作为具有单一国家纵向样本数据的实例。其次,以往的研究仅注重增长率和通货膨胀率水平值之间的相互影响,这相当于研究处于较高水平时增长率和通货膨胀率之间的“静态影响”。我们将比较增长率和通货膨胀率增量之间的影响,以及两者波动性之间的影响,以获得动态相关性的认识,并检验两者之间增量的“动态”互动性。
二、通货膨胀率与经济增长率相关性模型及其检验
我们利用变量gt和πt表示月度(同比)实际GDP增长率和月度通货膨胀率;利用变量Tgt和Tπt表示序列当中的趋势成分。由于增长率和通货膨胀率当中显然不存在确定性的线性趋势成分,因此我们采用H-P滤波方法(HodrickandPrescott,1980)脱离时间序列当中的趋势成分。定义增长率和通货膨胀率序列当中的波动成分为:Cgt=gt-Tgt,Cπt=πt-Tπt。图1和图2给出了月度经济增长率和通货膨胀率的时间路径,样本范围为1990年1月至2001年12月,数据来源于《中国人民银行统计季报》。从图1和图2中的趋势成分可以看出,增长率和通货膨胀率具有类似的波动模式,而且波动的峰和谷是基本对应的。从图中的波动成分来看,出现了明显的波动聚类现象(在某个时间段内呈现密集性),这是条件异方差现象的体现。我们发现通货膨胀率中的波动成分出现了稳定的持续性,这说明通货膨胀率波动的方向比较稳定,体现了一定程度的价格粘性或者价格变化的单向性。由于经济变量之间的影响可能是水平值之间的关系,也有可能是波动成分之间或趋势成分之间的关系,因此在下面的经验检验当中,我们将分别处理这三种形式。下面我们使用三种不同的模型对增长率和通货膨胀率之间的关系进行检验。首先,我们使用水平值成分、波动成分和趋势成分之间的Granger影响关系检验;然后,我们使用二元变量之间的协整关系和误差修正模型,判断两者之间的短期相关性和长期均衡关系;最后,利用条件异方差模型(ARCH模型)来判断两者之间的“波动溢出效应”(volatilityspillovereffect)和波动性传导的非对称性等。
(一)经济增长率与通货膨胀率之间的Granger影响关系检验
首先描述增长率与通货膨胀率之间的动态相关性。目前一些研究认为,即使两者之间存在相关性,那么这些相关性在超前或者滞后上可能出现非对称性,即超前和滞后通货膨胀率同当期增长率之间的相关程度存在明显不同(KimandThomas,2000)。这种非对称性可能反映出价格调整在前,数量调整在后,名义经济对于实际经济的正向影响较强,对名义经济的反馈影响较弱等特征。我们计算两者之间的动态相关系数:ρ(j)=[cov(gt,πt+j)]/[σ(gt)σ(πt+j)](1)j=0,±1,±2,…,±p其中cov(gt,πt+j)是两个变量之间的协方差,σ(gt)和σ(πt+j)分别表示各自变量的标准差。j>0时表示当期增长率gt与滞后j期通货膨胀率πt+j之间的相关性;j<0时表示当期增长率gt与超前j期通货膨胀率πt+j之间的相关性;通过计算样本协方差和样本标准差,可以得到图3和图4所示的动态相关系数轨迹。纵轴表示增长率与通货膨胀率之间的相关系数,横轴表示相关性超前或者滞后的时间长度(选取12个月的范围)。可以看出,增长率与通货膨胀率之间所有时滞长度内的相关系数都是正的,并且相关系数都在0.5以上,说明两者之间的相关性在一年的范围内都是比较稳定的;在12个月的期限内,这种相关性轨迹呈现出一种凸型变化模式,超前1至2个月,通货膨胀率与当期增长率的相关性最强,达到0.67左右,这说明增长率对通货膨胀率产生反应的最大可能是在1至2个月之间,产出反应是比较灵敏的,这可能是由于价格上升造成的“名义增值”直接累积到“实际增值”中,短期内“名义扩张”直接带动“实际扩张”。从图3中我们也观察到动态相关性当中出现了一定程度的非对称性,超前通货膨胀率与增长率之间的相关性强于滞后通货膨胀率与增长率之间的相关性。这种非对称性导致了后面Granger因果检验当中通货膨胀率对于增长率影响关系的单向性。
类似地,我们可以分析增长率和通货膨胀率当中趋势成分和波动成分之间的动态相关性。如果分析增量之间的动态相关性,那么将得到更为深刻的启示。上述水平值之间的相关性是对两者之间影响关系“事后”状态的“静态”推断,是实际经济和名义经济经过“加速”或者“减速”后状态比较,而我们更为关注其间的互动过程和连带作用。图4给出了两者波动成分之间的动态相关性。首先,此时非对称性更为突出,尤其是超前影响的变化更为明显,而滞后影响变得极不稳定,甚至出现了方向上的更迭;其次,此时的相关程度远远低于水平值之间的相关程度,其中超前8个月的通货膨胀率冲击,对于当期的增长率波动影响最大,最大相关性达到0.32左右。这说明通货膨胀率周期同增长率周期并不同步,具有大约半年左右的时差,这意味着刺激或者诱导的价格膨胀,其产出的增长效果最大可能在半年以后体现出来。增长率波动成分同滞后通货膨胀率波动成分之间的滞后相关性非常微弱,意味着增长率的正向冲击对于价格波动没有显著影响,这也是价格粘性或者调整缓慢的体现。我们需要在简化式VAR模型中检验增长率与通货膨胀率之间的Granger影响(Mills,1999)。例如描述增长率gt与通货膨胀率πt的VAR模型的简化式为:gt=α10+∑pi=1α1t-igt-i+∑pi=1β1t-iπt-i+ε1t(2)πt=α20+∑pi=1α2t-igt-i+∑pi=1β2t-iπt-i+ε2t(3)其中,εt是具有白噪声性质的误差项。
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。例如,可以检验原假设:β1t-i=0,i=1,…,p,如果检验的F统计量拒绝原假设,则认为通货膨胀率对经济增长率具有显著的Granger影响,这时前期的通货膨胀率水平(趋势或者波动成分)具有解释增长率水平(趋势或者波动成分)的能力;如果F统计量未能拒绝原假设,则说明πt对gt没有显著的Granger影响,这时前期通货膨胀率与现期增长率之间的相关性较弱,体现出价格波动和实际产出变化的两分性。类似地,可以通过检验假设:α2t-i=0,i=1,…,p,来判断增长率对于通货膨胀率的反馈作用。如果gt对于πt具有显著的Granger影响,则说明增长率的变化将导致通货膨胀率的反应,这是实际经济规模需要名义经济规模支持的体现,此时名义经济与实际经济之间的关联性较强。根据动态相关性,选择半年时滞(p=6)进行增长率和通货膨胀率水平、趋势和波动成分之间的双向Granger影响关系检验,得到表1的检验结果(Granger影响简称为G影响)。检验结果表明,通货膨胀率的任何成分都对GDP增长率中的相应成分具有显著Granger影响,这说明价格水平变化具有解释实际产出变化的能力。这从逻辑关系上说明,目前我国经济增长速度出现的下滑,同出现的轻微通货紧缩有密切关系;在反向影响关系上,出现了增长率的趋势成分对于通货膨胀率趋势成分的显著Granger影响,这是产出趋势成分对于价格趋势成分的促进作用。
(二)经济增长率与通货膨胀率之间的协整关系检验与误差修正模型
为了判断增长率与通货膨胀率之间可能存在的协整关系和误差修正关系,需要先判断增长率和通货膨胀率序列的单整阶数,为此采用单位根检验。表2给出了单位根检验的ADF统计量和PP统计量(Mills,1999)。在1%的显著性水平下,ADF统计量均无法拒绝存在单位根的原假设(增长率的PP统计量检验除外)。我们仅采用ADF统计量的检验结果。进一步对增长率和通货膨胀率的差分序列进行单位根检验,在1%的显著水平下,检验发现它们的差分序列已是平稳过程(检验结果略)。因此,可以推断增长率和通货膨胀率序列都是1阶单整过程。假设二维随机向量为Xt=(gt,πt)′,它的p阶自回归模型为:Xt=A0+∑pi=1AiXt-i+εt(4)t=p+1,…,T其中εt是序列无关的残差序列,T是样本容量。为了简单起见,下述分析忽略了外生变量的影响。此时可以将上述模型表示为:ΔXt=A0+∏Xt-1+∑p-1i=1ΓiΔXt-i+εt(5)∏=∑pi=1Ai-I,Γi=-∑pj=i+1A如果矩阵是降秩的,即0<rank(∏)=r<2,这时存在列向量α和β,使得∏=αβ′,称其中的β为协整向量,可以将其标准化(取第一个分量为1)。以协整向量作为组合系数,可以使得β′Xt是平稳序列,也即所寻求的协整组合。经济时间序列的协整组合一般具有明显的经济含义,它表示这些经济变量的趋势成分之间存在长期影响关系,这种长期影响关系经常表示经济变量之间的长期均衡关系。在5%的显著性水平下,似然比统计量34.4大于对应的临界值15.4,因此检验拒绝“不存在任何协整关系”的原假设。
继续比较第2大特征根可知,增长率与通货膨胀率之间仅存在一个显著的协整关系。估计标准化协整向量为(1.000,-1.321),则协整关系的估计方程为:gt-1.321πt-0.101=u1t(6)其中u1t为平稳序列,它表示协整关系当中的动态偏差,常数项表示增长率与通货膨胀率之间的尺度差异。协整关系表明,增长率gt和通货膨胀率πt之间存在长期均衡关系,并且具有显著的正相关性,这不仅同图1和图2体现的基本特征相符,也同Granger影响关系检验的结果基本一致。利用协整关系方程,可以获得样本数据区间内协整误差的动态轨迹,并分析增长率和通货膨胀率短期偏离均衡关系的模式和时域。协整误差的动态轨迹由图5给出。从图5所示的协整路径图中可以清楚地看出,经济增长率和通货膨胀率之间的协整关系在1992年末至1996年底出现了比较急剧的调整过程。这个期间的实际经济波动和名义经济波动均显著地偏离其均衡状态,是我国经济发展相当活跃的时期。当1996年经济实现“软着陆”以后,无论是实际产出变化还是价格水平变化,都体现出调整之后的显著稳定性,这是经济运行接近自然率水平的表现,此时实际经济和名义经济波动都呈现一定的惰性,并蔓延和持续下来。利用协整组合变量,可以得到下述描述短期调整的ECM模型:ΔXt=A0+αβ′Xt-1+∑p-1i=1ΓiΔXt-i+BZt+εt(7)其中系数向量α表示误差调整过程的收敛速度。
如果误差调整系数的绝对值小于1,则意味着短期波动将向长期均衡收敛。具体估计增长率与通货膨胀率之间的误差修正模型(协整方程当中常数项估计接近于零,且统计上不显著,因此忽略。括号内数字表示t统计量,*号表示在5%的水平上显著,下同)为:Δgt=-0.574ut-1(-7.58)*+0.311Δgt-1(3.86)*+0.288Δgt-2(3.52)*-0.248Δπt-1(-0.30)-0.359Δπt-2(-0.44)(8)Δπt=-0.003ut-1(0.43)+0.005Δgt-1(0.55)-0.004Δgt-2(-0.42)-0.306Δπt-1(3.55)*+0.156Δπt-2(1.81)*(9)其中ut-1表示上个时期的误差修正项。误差修正模型结果与Granger影响关系检验和协整关系检验的结果基本一致。首先,在增长率的调整过程中,协整误差(与均衡水平的偏离)起到了显著修正作用。由于修正系数是负的,因此修正过程中增长率将产生震荡收敛趋势,并收敛到同经济发展阶段有关的自然率水平上;同时,增长率序列中仍然存在自身的回归调整,前期增长率和通货膨胀率差分(短期波动成分)对于当期调整也起到了显著作用。其次,通货膨胀率的短期修正模式与增长率的调整过程存在两点显著不同。一是通货膨胀率的调整并没有对协整偏离产生显著反应,这意味着实际经济规模与整体价格水平之间的差异无法直接促使价格水平加速或者减速变化,需要货币和利率等中介工具作用;二是价格调整主要依赖自回归过程,前期增长率的短期波动对于通货膨胀率调整没有显著影响,这是名义经济与实际经济两分,价格对于产出单向影响的体现。利用ECM模型可以求解出稳态均衡水平之间的关系。如果稳态通货膨胀率增加1个百分点,则诱导稳态增长率增加1.32个百分点,增长率增加1个百分点,则带动通货膨胀率上升0.76个百分点。虽然这些数量关系同Alexander(1997)等人的结论大相径庭,但对于判断我国经济增长和价格水平的长波趋势具有重要参考价值。
(三)经济增长率与通货膨胀率之间的波动溢出效应分析
即使一个时间序列是平稳(无条件方差为常数)的,它的条件方差也可能出现随着时间发展而变异现象,这就是Engle(1982)首先发现的条件异方差模型(简称为ARCH模型)。下面我们采用ARCH模型及其推广形式(称为GARCH模型)来描述增长率和通货膨胀率当中的波动性及其相互影响。
1.描述通货膨胀率πi的GARCH(p,q)模型由两部分组成。第一部分是数据生成过程(均值过程):πt=α+∑mi=1θiπt-i+εt+∑nj=1ηjεt-j(10)上面假设通货膨胀率πt服从ARMA(m,n)过程。其中残差序列是条件异方差过程,表示通货膨胀率的波动具有聚类性和持续性(如图2所示)。在已知信息集It-1={πs,εs;s≤t-1}的条件下,假设绝对残差序列的条件分布为正态概率分布,但具有随时间变化(简称时变)的条件方差:εtIt-1～N(0,h21),t=1,2,…,T(11)GARCH(p,q)模型的第二部分由条件异方差过程组成(方差方程),假设条件异方差序列满足:h2t=β+∑qt=1iε2t-i+∑pj=1ψjh2t-j(12)β>0;i>0,i=1,…,p;ψj>0,j=1,…,q这说明条件方差不仅依赖过去的条件方差(GARCH项),而且依赖模型过去绝对残差的平方(ARCH项)。由于GARCH模型的条件方差依赖过去已经实现了的波动程度和已经变更的信息,因此它能够用于描述一些平稳性和波动性混合的数据生成过程。利用信息准则和拟合优度检验(Mills,1999),选择增长率的均值过程为AR(1),然后建立并估计GARCH(1,1)模型如下(仅给出方差方程,均值方程略):h2gt=1.69×10-5(0.56)+0.521ε2gt-1(6.98)*+0.758h2gt-1(22.5)(13)类似地,选择ARMA(2,1)过程描述通货膨胀率的均值过程,并估计通货膨胀率序列的GARCH(1,1)模型:h2πt=4.45×10-6(2.32)*+0.123ε2πt-1(2.09)*+0.892h2πt-1(15.8)*(14)从方差方程估计的显著性上看,上述模型的估计效果较好,表明增长率和通货膨胀率序列中存在条件异方差现象。注意到上述方程中表示条件异方差影响的GARCH项影响更为显著,这说明无论是经济增长率还是通货膨胀率的波动性都具有显著的条件依赖性。条件异方差曲线由图6和7所示。图6表示的条件方差轨迹同预期基本一致,1994-1997年条件方差波动最为显著,此时无论是实际经济还是名义经济都比较活跃,出现代表性的经济“双高”态势;在图7表示的条件方差轨迹中,第一轮波动聚类区间对应着1992经济回升到1996年经济“软着陆”,这个期间出现了一个典型的价格波动过程。第二轮波动聚类区间对应2001年至今,这轮波动性是由通货紧缩预期导致的。因为条件方差度量的是均方离差,无法识别向上波动和向下波动,因此第二轮波动聚类很可能表示紧缩波动,对此形成的加剧通货紧缩迹象应给予足够重视。
2.进一步可以判断波动性对于序列绝对水平的影响。例如,我们将试图判断是否随着增长率波动程度的加大,增长率的绝对水平也随之增加。为此在均值方程引入条件标准差,构造GARCH-M模型:gt=α+λhgt+∑mi=1θiggt-i+εgt+∑nj=1ηjεgt-j(15)如果上述方程中当期条件标准差的调整系数λ>0,则意味着存在对波动性的“风险奖励”,即经济增长的风险(波动性)增加将导致增长率的绝对水平提高;否则,如果当期条件标准差的调整系数λ<0,则意味着存在增长风险带来的“风险惩罚”。在存在“风险奖励”或者“风险惩罚”时,还可以进一步计算出为了保持确定性增长而愿意放弃的增长水平(风险溢价)等。估计增长率和通货膨胀率序列的GARCH-M模型结果为(均值过程和方差过程的阶数不变):gt=0.028(2.47)*+0.297hgt(2.12)*+0.648gt-1(7.28)*(16)πt=-0.006(1.60)+0.711hπt(1.49)+0.942πt-1(50.1)*(17)上述估计结果表明,增长率序列存在显著“风险奖励”,这表明适度的增长波动性对于维持较高增长水平具有促进作用,同时也说明增长型经济周期具有一定程度的内生波动属性。通货膨胀率序列中虽然存在正的“风险奖励”,但是并不显著,这是由于价格紧缩阶段的稳定性导致的。
3.增长率和通货膨胀率中的波动成分之间可能存在波动性的互动影响或者“溢出影响”,例如从通货膨胀率波动向增长率波动性的短期“溢出效应”可以通过下述模型表示出来:hgt=β+∑qi=1iε2gt-i+∑pj=1φjhgt-j+∑rl=1ζlε2πt-l(18)ε2πt-l表示前期出现在通货膨胀率中的冲击或者扰动,如果这些扰动项的系数显著为正,说明存在通货膨胀率向增长率的溢出效应。类似地,可以度量从增长率向通货膨胀率的波动“溢出效应”。具体估计“溢出效应”模型为:hgt=1.69×10-5(>10)*+0.521ε2gt-1(>10)*+0.758hgt-1(>10)*+2.54×10-14ε2πt-1(4.96)*(19)hπt=6.79×10-6(5.42)*+0.09ε2πt-1(26.9)*+0.80hπt-1(52.4)*+8.01×10-6ε2gt-1(0.42)(20)上述结果表明存在通货膨胀率对于增长率的“溢出效应”,即价格波动性将导致产出波动性,这是价格机制的实际体现。与此相反,增长率波动性却对价格波动性没有显著“溢出效应”,即使产出出现波动,价格水平却存在一定程度的粘性。这说明出现需求冲击时,市场的主要反应是进行数量调整,而没有进行明显的价格调整,这种现象可能是卖方市场的基本特征。
4.可以利用非对称性的GARCH模型检验通货膨胀率对于增长率中正向冲击和反向冲击的不同反应,判断价格调整过程中存在的非对称性。价格波动的“杠杆效应”可以通过阈值(threshold)ARCH模型描述(称为TGARCH模型)。例如,描述通货膨胀率的TGARCH模型的方差方程为:hπt=β+∑qi=1iε2πt-i+∑pj=1φjhπt-j+ωDπtε2πt-1(21)其中变量Dt是表示绝对残差变化方向的哑变量,当εgt-1<0时,Dgt=1;当εgt-1≥0时,Dgt=0。在TGARCH模型中,如果系数ω<0并且显著,则波动性对正向冲击的反应大于对反向冲击的反应,从而体现波动程度的非对称性。TGARCH模型的具体估计结果为:hgt=8.29×10-5(2.04)*+0.803ε2gt-1(5.40)*+0.714hgt-1(22.5)*-0.629Dgtε2gt-1(-2.41)*(22)hπt=4.58×10-6(2.24)*+0.454ε2πt-1(2.17)*+0.874hπt-1(13.3)*-0.311Dπtε2πt-1(-3.21)(23)检验结果表明Dt的系数为负且显著,因此增长率和通货膨胀率的波动性中均存在一定程度的非对称性,这说明增长率和通货膨胀率中出现的反向冲击降低了市场波动程度,而正向冲击加剧了市场波动程度。非对称性程度可以通过图8和9体现出来。当增长率出现幅度为0.5的正向和反向冲击时,增长率波动性的变化分别为0.005和0.003,显然正向冲击的作用更强一些;通货膨胀率波动性中存在的非对称性程度要比增长率稍强一些,这是由于价格调整中存在向下粘性所致。TGARCH模型所揭示的非对称性具有重要的市场机制和政策操作方面的启示。无论是增长率还是通货膨胀率,一旦出现了正向冲击,由此导致的“示范效应”和“追涨效应”将是非常明显的,这些都同正向冲击带来的利润预期增加和投资扩张等行为有密切关系。
三、经济增长率与通货膨胀率相关性的经验检验结论和经济政策启示
上面我们使用了多种计量方法对增长率和通货膨胀率之间的影响关系进行了检验,并且得到了许多重要的结论。需要说明的是,这些统计关系上的结论尚缺乏具有行为基础的经济模型支持,这也是目前增长率和通货膨胀率关系研究的主要缺欠。准确和深刻地揭示两者之间的本质关系,还需要通过实际经济和名义经济之间的数量转换关系和国民经济核算体系,通过各种理性或者渐近理性(利润最大化和效用最大化等)约束下的资源配置过程来进行。由于目前尚无一个得到公认的模型体系,我们只能结合上述检验结果,讨论两者之间关系的一些典型特征,并分析相应的经济政策启示。
第一,毋庸置疑的是,在大量的经验检验中,我们发现我国经济运行存在增长率和通货膨胀率(水平、趋势和波动成分)之间显著的正相关关系,并且比较稳定。这样的统计结论支持“适度通货膨胀有助于经济保持快速增长”的理论命题。我们通过两者各种成分之间的Granger影响关系检验,不仅发现通货膨胀率对于增长率具有一定程度的促进作用,而且发现了增长率对于通货膨胀率的趋势具有反馈作用。这说明适度通货膨胀对于保持经济增长是有利的,但快速经济增长会对通货膨胀产生反馈作用,即“快速经济增长会导致跟进的通货膨胀”。因此,增长率与通货膨胀率之间的关系,就像是在走钢丝,艰难和复杂的影响关系将给制定经济政策及其操作带来了困难,同时也为制定和调整经济政策带来了深刻启示。
基金项目：国家社会科学基金资助项目(08CJY002)；教育部人文社会科学研究项目(07JC790055)；上海市教育发展基金会晨光计划项目(2007CG71)；上海市教委高水平特色发展项目“金融信用知识创新体系”资助。作者简介：贾德奎(1978－)，男，宁夏同心人，管理学博士，上海立信会计学院中国立信风险管理研究院副教授，主要从事货币理论与政策研究。
中图分类号：F123.9 文献标识码：A 文章编号：i006-1096(2009)04-0021-03 收稿日期：2009-05-04
通货膨胀压力IP(Inflation Pressure)是指未来某个给定时期的价格总水平相比较上一期的可能上升程度。通货膨胀压力测度即通过数量方法对物价总水平的变动趋势进行度量，其主要目的在于帮助货币当局准确把握宏观经济形势，并进而提高货币政策的决策效率及调控效果。近年来，世界上越来越多的国家采用了通货膨胀目标制的货币政策调控框架，这要求货币当局有准确判断未来通货膨胀发展趋势的能力。正基于此，对通货膨胀压力的研究成为学者们所关注的一个重要理论问题。
一、相关文献述评
在已有文献中，有学者运用产出缺口同价格变化率之间的关系来估计通货膨胀压力，也有学者运用货币流通速度与其趋势值之间的偏移率来测算通货膨胀压力。除此之外，20世纪90年代以来在国际上得到广泛应用的P－Star模型，也是测度通货膨胀压力的一种较好的尝试。
基于货币流通速度偏移率的通货膨胀压力测度，假定当经济增长过程中的货币需求量出现变化时，货币供给的增长速度能与经济增长所需要的货币需求增长速度保持一致，在此条件下，价格总水平将保持不变，此时的货币流通速度可定义为均衡货币流通速度。根据费雪的现金交易方程式YP＝MV可以得出，当实际货币流通速度与均衡货币流通速度出现偏离时，价格水平将存在着调整压力。其中，如果实际货币流通速度低于均衡流通速度，则意味着未来价格水平存在着向上的调整压力，即可能会发生通货膨胀。余根钱(1993)利用上述通货膨胀压力测度方法，对改革开放以来我国历年(1979～1992)的通货膨胀压力进行测算。结果表明，基于货币流通速度偏移率而建立的方程是一种预测物价总水平的理想模型。Miquel Faig和Bel6n Jerez(2005)利用美国的经济数据(1892～2003)，通过研究货币流通速度偏移状况来间接度量通货膨胀压力，并最终得出公众持有货币的动机变化会改变货币流通速度并引致通货膨胀。Lars RisbJerg(2006)利用货币流通速度偏移率对丹麦的通货膨胀压力进行测度，并通过考察通货膨胀压力的周期性变化，来验证货币量增长、通货膨胀与经济周期之间的内在联系。
基于产出缺口的通货膨胀压力测度，其理论基础为菲利普斯曲线所描述的价格水平与经济增长率之间的正相关关系。正是利用实际GDP增长率对其潜在值(或均衡值)的偏离来间接度量经济中的通货膨胀压力。新西兰储备银行从上世纪90年代以来，就以产出缺口作为经济中通货膨胀压力的重要衡量指标，并进而为货币当局的政策决策和操作提供依据。Stefan Gerlach等(2006)利用不同方法对中国i982年~2003年间的产出缺口进行估计，并研究了产出缺口与通货膨胀之间的关系。结果发现，当考虑了价格管制放松、贸易自由化及汇率制度改革等不可观测变量后，产出缺口变化能够较好地解释中国多年以来的通货膨胀变动趋势。国内许多学者也进行了类似研究。刘树成(1997)通过研究改革开放前后中国的“产出－物价”菲利普斯曲线发现，我国随着市场经济体制的完善，市场机制开始发挥作用，经济增长率与物价上涨率之间呈现出基本菲利普斯曲线所表明的同向变动关系。范从来(2000)通过研究中国的“产出－物价”菲利普斯曲线的形状，发现中国的经济增长率和价格水平之间存在着基本的菲利普斯曲线所表明的同向变动关系，并据此提出反通货紧缩应该成为货币政策的一个重要目标。石柱鲜、黄红梅、石庆华(2004)通过对中国产出缺口与通货膨胀率关系的分析，表明中国的产出缺口与通货膨胀率具有显著的正相关关系，并且这种相关关系比较稳定。刘金全、金春雨、郑挺国(2006)以菲利普斯曲线和“奥肯定律”为理论依据，通过采用具有区制转移的状态空间模型，对经济增长率和通货膨胀率之间的关系进行经验分析。研究发现，中国的经济增长率与通货膨胀率之间并不存在短期菲利普斯曲线所描述的直接关系，但存在着长期菲利普斯曲线下经济增长波动性与通货膨胀波动性之间的紧密联系。
基于货币需求理论中的费雪现金交易方程式，美联储的Hallman Jeffrey等三位研究人员(1989)提出了一种估计通货膨胀压力的模型，即所谓的P－Star模型。国内外许多学者利用P－Star模型对相应国家或地区的通货膨胀压力进行实证研究，得出的结论表明该模型能够应用于大多数经济体的通货膨胀压力测度。Peter Hoeller和Pierre Poret(1991)通过实证研究以评估P－Star模型的有效性。结果表明，P－Star模型在解释过去的通货膨胀变化轨迹时，要比单一依赖产出缺口的模型更为出色；不仅如此，在对样本中大多数国家的研究中发现，在长期通货膨胀压力的预测方面，P―Star模型也优于基于金融市场变量的其他模型。但令人遗憾的是，在预测短期通货膨胀压力方面，P-Star模型表现出相应的不足。其主要原因在于，P-Star模型既无法有效识别出事先的货币流通速度和潜在产出水平的暂时性冲击因素，也无法识别出类似的永久性冲击因素。杨运杰、张永军(2007)估计了P－Star模型的经验方程，并且研究表明运用P-Star方程来估算通货膨胀压力的变化，可以为国家价格总水平的调控提供参考。
在许多标准模型中，产出缺口是解释通货膨胀的主要变量，而在P－Star模型中，货币流通速度对均衡趋势的偏离也是决定通货膨胀水平的重要因素。P-Star模型基于传统的古典货币数量论，即就长期而言，价格水平取决于货币供应量。P-Star模型的货币政策含义在于货币当局在短期或长期内影响货币供应量的能力。
不同的通货膨胀压力测度方法既可以互为补充，又能够彼此验证，因此各具借鉴意义。但在具体研究中，测度方法
的选择应该基于现实的经济特征。基于此，考虑到中国过去所经历的通货膨胀上涨的主要引致原因，即主要表现为经济增长过快下的需求驱动特征，下面将利用菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系式，通过估计产出缺口，以对中国宏观经济中的通货膨胀压力进行测度。
二、产出缺口估计及模型建立
利用菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系对通货膨胀压力进行测度，首先需要准确地估计产出缺口，然后通过建立产出缺口和通货膨胀之间的回归方程式进行计量分析，最后对通货膨胀压力进行测度。
(一)产出缺口估计
在已有的学术文献中，从理论上估算产出缺口的方法有结构性方法与非结构性方法两大类。结构性方法的代表是生产函数方法，但通过生产函数法估算潜在产出时必须使用失业率、企业开工率、固定资产使用率等指标，而在中国没有企业开工率、固定资产使用率的正式统计，对失业率的统计只有城市登记失业率一项，该指标对农村失业及城市中下岗等情况没有进行统计，因此在中国直接使用生产函数法计算潜在产出有比较大的困难。
非结构性方法也称为统计方法，是直接根据实际产出估计潜在产出，不需要其他统计指标，其中最具代表性的是HP滤波方法。即如果Y是包含趋势成分和波动成分的经济时间序列，Y是其中含有的趋势成分，Y：是其中含有的波动成分，则利用liP滤波可以将经济变量序列中长期增长趋势和短期经济波动成分T分离出来。下面采用HP滤波法估算潜在产出时，因使用的是年度数据，故采用了OECD的建议，取r=25。估算结果如下表所示。
(二)模型建立
基于菲利普斯曲线所描述的产出与通货膨胀之间的关系，可建立下述计量模型。
上式中为时期的通货膨胀率，Gap，为时期的产出缺口，真为扰动项。上式的经济学含义为，当期的通货膨胀水平受过去的通货膨胀水平及产出缺口的影响，即产出缺口是影响通货膨胀水平的重要因素。其中，在正的产出缺口下，通货膨胀有上升的压力；在负的产出缺口下，通货膨胀则有下降的压力。下面将利用中国的宏观经济数据。通过上述模型，对中国近期的通货膨胀压力进行测度。
三、实证及结果分析
计量分析所用的CPI及产出缺口数据均为年度数据。CPI数据来源为GCER中国经济研究服务中心的宏观经济数据库，产出缺口采用上面利用HP滤波方法的估计值。方程中的CPI和产出缺口分别取一阶滞后项，最后使用最小二乘法(OLS)进行回归分析，结果如下表所示，
从回归结果看，各变量系数的‘统计量都比较显著，DW值为1.32，为67.1％，调整后的及R为62％，计量结果比较理想。
根据上述回归方程，参考张晓晶(2008)关于稳态通货膨胀率的解释，可以计算出不同稳态通货膨胀率水平下的GDP增长率。如果仍然假定社会可承受的通货膨胀率水平在5％以下，则相对应的GDP增长率为9.41％；并且从下表可以看出，通货膨胀率为0时，GDP增长率为7.39％。由此根据下表可以得出，稳态通货膨胀率上升1个百分点与GDP增速提高0.4个百分点是相对应的；并且可以看出，中国如果出现9％以上的GDP增长率，则经济将面临较大的通货膨胀压力。
四、简要结论
一、引言
在当前我国CPI一直高企的背景下，研究通货膨胀的成因具有重要的指导意义。自1978年改革开放以来，我国在1980年、1984－1985年、1987－1989年、1993－1995年以及2007－2008年发生了比较严重的通货膨胀，在不同的经济背景下，这几次通货膨胀有着不同的含义。对这几次大的通货膨胀进行总结，它们的相同点主要有：第一，通货膨胀与经济高速增长并存；第二，历次通货膨胀都伴随着农产品价格较大幅度的上升；第三，固定资产投资规模过猛，金融环境不稳定等。它们的不同点在于：第一，政策强度不同，虽然每次通货膨胀发生时，都采取紧缩的货币政策，但是执行力度有较大的差异，这不仅取决与政策制定者对降低通货膨胀的决心，也与金融环境的敏感度有关，随着我国金融制度的完善，金融业对政策的反映也越来越敏感，保证金融业的稳定成为政策制定者考虑的重点；第二，成因不同，例如1987－1989年的通货膨胀与1984－1985年紧缩政策没有被彻底执行有关；第三，环境、形势有很大差异，当前我国的通货膨胀是在人民币升值、其他大部分国家普遍通胀、次贷危机、原油和粮食价格高涨等环境下发生的，这在之前几次通胀中是没有的，这给我们治理通货膨胀提出了更高的要求。
二、文献回顾
（一）通货膨胀与货币供给
经典通货膨胀理论依据通货膨胀的原因将其分区为需求拉动型通货膨胀、成本推动型通货膨胀以及结构性通货膨胀。而现代通货膨胀理论又将中央银行过度的货币供给和预期因素作为通货膨胀发生上涨的重要因素。在通货膨胀的成因方面，国内外学者对此做了大量的理论和实证研究，在货币供给方面，不同学者之间的结论有很大的差异，Friedman(1968)认为，货币政策存在时滞效果。此后，新古典宏观经济学发展了一系列“政策无效”的命题，并指出积极的货币政策经常是反生产的，它会将经济推离其均衡位置，特别是当货币当局的政策意图或立场已为社会公众所知时，货币政策就难以减少产出与失业的波动而只会增加通货膨胀的不确定性。李力、杨柳（2006）通过对1996至2005年我国通货膨胀以及宏观环境变化的分析，建立通货膨胀率的ARMAX模型，分析中央银行货币供应量、固定资产投资以及能源价格和通货膨胀之间的关系认为，货币供应量的变化较难解释我国通货膨胀率的变化；中国人民大学经济学院联合课题组(2004)通过对通货膨胀和投资、产出、过度货币供给等宏观经济变量进行一系列的计量分析后认为，通货膨胀率上升也并不是中央银行扩大货币供给的结果。以上学者和机构的研究结论认为货币供应量的变化较难解释我国我国通货膨胀率的变化。
（二）通货膨胀与汇率
通货膨胀和汇率之间的关系，理论上说，在其他因素给定条件下，如果一国存在经常项目和资本项目顺差，而又不愿让货币升值，就会因流动性过剩导致通货膨胀上升，进而导致实际汇率升值，并最终回复国际收支平衡。
中国社科院世界经济与政治研究所所长余永定（2007）认为，汇率只是一种价格，它反映国际收支平衡状况。在自由浮动和固定汇率下，汇率都无法成为宏观经济政策工具。目前，我国实行的是有管理的浮动，汇率可以人为调整。此时汇率政策主要是一种贸易政策工具，汇率变动主要取决于贸易政策目标，而不是抑制通货膨胀的需要。在经济过热时期，政府不应靠汇率升值来抑制由经济过热所导致的通货膨胀。正确的政策反应，应是采取紧缩性财政、货币政策。在抑制通货膨胀和维持汇率稳定这两个目标中，前者更加重要。
汇率变化对国内价格传导效应的大小亦是一个重要问题。过去20年间，出现了大批讨论汇率传导效应的经济文献，传统文献的重点是微观经济因素，如市场力量的作用、国际市场上的价格歧视等。泰勒则于2000年提出了一种新视角。他认为，货币政策也会影响传导效应的大小，因为货币政策会影响到通货膨胀预期。梁红，乔红（2007）运用1992年―2007年1季度的季度数据，对中国的汇率传导效应进行了估算。假设其他条件不变，那么如果人民币的名义有效汇率升值1 O％，在1年内将导致以消费价格衡量的通胀率下降1.2个百分点，而2年和3年内的通胀率累计降幅将分别为1．5和1.6个百分点。
三、实证检验
（一）数据收集及处理（1999－2008）
本文使用的数据包括MO、M1、M2及人民币对美元汇率，居民消费价格总指数。其中，数据MO、M1、M2及人民币对美元汇率来源于中国人民银行统计数据（pbc.省略），来衡量货币供给和汇率变动；数据居民消费价格总指数来源于数据库wind资讯，用来衡量通货膨胀的变动。本文对MO、M1、M2进行处理，在介绍处理思路之前，有必要对MO、M1、M2进行简短的阐述。我国对货币层次的划分是：
M0=流通中现金；
M1（狭义货币）＝M0+企业活期存款+机关团体部队存款+农村存款+个人持有的信用卡类存款；
M2（广义货币）＝M1+城乡居民储蓄存款+企业存款中具有定期性质的存款+信托类存款+其他存款。
本文对数据进行处理基于以下几点考虑，第一，从以上我国对货币层次的划分依据来看，简单的使用MO、M1、M2来进行回归可能会出现多重共线性问题，影响回归的准确度；第二，居民消费价格总指数是用同比增长率来衡量的，是一个相对数，而MO、M1、M2和汇率是绝对数，有必要对其进行处理。本文的处理方法是：（1）将M0、M1转化为同比增长率；（2）在第一次回归中用居民消费价格总指数对M0, M1与M0的差（M1M0）, M2与M1的差(M2M1)，汇率取对数进行回归以克服多重共线性问题。这在之前的研究是没有体现的，是本文的创新点之一。
（二）模型设定与分析
相关度检验与分析――基于时间序列模型最小二乘法
模型①：
其中，cindex表示居民消费价格总指数同比增长率，M0表示MO的同比增长率，M1M0表示M1与M0差的同比增长率，M2M1表示M2与M1差的同比增长率，erate表示人民币对美元汇率（RMB/$），T表示回归模型为时间序列模型，为回归误差。采用1999－2008的月度数据，对上述时间序列模型采用两阶段最小二乘法进行回归，回归结果如下：
Cindex＝1.338616+0.051662 M0 +0.076796 M1M0 - 0.188895 M2M1
(0.186587) (0.037649)(0.037462) (0.050709)
－0.124611 log(erate) + 0.000396 T
(0.080780)(0.000115)
R2=0.608769, S.E.=0.014727, D.W.=0.288926, F=25.20775
分析回归结果可以的出以下结论：（1）对MO进行t检验发现，在10％的显著性水平下，不能拒绝零假设，MO同比增长率对通货膨胀没有显著的影响，即社会上流通现金的同比增长率对通货膨胀没有显著影响，因此在下文的实证回归中，本文将MO从模型中删除，不予考虑；（2）在10％的显著性水平下，汇率对通货膨胀也没有直接的影响。（3）M1M0的系数为正，这是本文的新发现。M1M0表示M1减去MO的差，即企业活期存款、机关团体部队存款、农村存款、个人持有的信用卡类存款等活期或短期存款之和，其回归系数为正，而且在10％的显著性水平下显著拒绝零假设，说明该类存款每增加1％，居民消费价格总指数会增加0.076％，因此，该类存款的增加不利于降低通货膨胀，相反，该类存款增加会增加通货膨胀的程度，这与通常的直觉是不同的。
通过对模型①的分析，接下来对模型①进行修正，得到模型②，与模型①不同在于：（1）模型②不包括M0,因为M0在10％，甚至15％的显著性水平下都不显著，但包括erate,因为erate在15％的显著性水平下是显著的，为了更加准确的检验人民币升值对通货膨胀的影响，本文对汇率进行了进一步的检验；（2）模型②，将M1的同比增长率放进回归模型，同时将M1M0从模型中移除，重点考察M1对通货膨胀的影响，这样以来多重共线的程度会大大的降低。
至此，本文对不同层次的货币对通货膨胀的影响做了初步的探讨，结合现实的政策建议，例如储蓄保值计划（GID）等，本文将在第五部分政策建议中予以讨论。学者王少平（1996）运用granger检验，验证了M1的同比增长率与通货膨胀的因果关系，但是其使用的数据过少，本文在数据采集方面更为充分，准确度方面有较大提高。另外，本文进一步验证了准货币（M2与M1的差）与通货膨胀的因果关系，这是本文的又一创新。
（三）实证小结
通过上述两个阶段的实证检验与分析，在10％的显著性水平下，可以得到如下结论：
（1）M0和汇率的同比增长率对通货膨胀没有显著的影响，在相关性方面，人民币的升值与通货膨胀负相关。
（2）准货币（M2与M1的差）的同比增长率与通货膨胀显著负相关，经因果检验后，准货币增长率下降是通货膨胀上升的结果而非原因。
（3）M1同比增长率上升是通货膨胀上升的原因，通货膨胀上升进而导致准货币同比增长率的下降，此时M2的减少转换为M1的增加，进而又刺激通货膨胀的上升，形成一种恶性循环。
四、政策分析
本文重点探讨在治理通货膨胀时，有关货币政策及汇率政策方面的政策。结合上述第四部分的实证研究，具体论证政策的合理性，在此基础上，给出本文关于治理通货膨胀的一些观点。
（一）GID计划
结合本文研究，通货膨胀的上升将导致准货币增长率的下降，换句话说，就是通货膨胀的上升会使准货币同比减少，即城乡居民储蓄存款、企业存款中具有定期性质的存款、信托类存款和其他存款等定期类存款减少。适当的实行储蓄保值（GID）计划，不仅有利与抑制通货膨胀上升对准货币的影响，而且能够通过阻止准货币的下降，进而防止M1的同比增长，从而对抑制了通货膨胀的继续上升。至于GID计划是否昂贵的问题，本文认为GID计划并非针对所有的存款，其所占财政收入的比重不会很高，是可行的。
（二）紧缩政策
以上讨论的GID计划是以间接的方式来治理通货膨胀的，最为直接的方式来治理通货膨胀是通过紧缩的货币政策和财政政策。结合研究结论，M1同比增长率的上升是通货膨胀产生的原因，因此如何通过通货紧缩的方式来治理通货膨胀应成为政策考虑的重点。在引言部分，中国人民银行行长周小川的报告，证实了这一点，我国的货币政策更加关注如何反对通货膨胀，这将是治理通货通货膨胀最重要的工具；财政部于5月26日起发行280亿记账式国债这一点同样显示出在治理通货膨胀方面我国的政策取向。
（三）汇率政策
在第四部分的分析中，本文通过实证分析，检验了汇率对通货膨胀的影响，虽然人民币升值有利于降低通货膨胀，但是汇率的系数不显著，说明在治理通胀方面，汇率政策不应成为考虑的重点，这与余永定学者的观点不谋而合：在治理通货膨胀方面汇率政策不是抑制通货膨胀的需要，政府不应靠汇率升值来抑制由经济过热所导致的通货膨胀。
参考文献：
关于通货膨胀概念，在经济学文献中大多定义为：
通货膨胀是指流通中货币量超过实际需要量所引起的货币贬值、物价上涨的经济现象。其理由是，通货膨胀概念的定义必须体现因与果关系的有机统一，通货膨胀的起因在货币供给过多，结果则表现在物价上涨，没有物价上涨的货币供给过多不属于通货膨胀，没有货币供给过多的物价上涨也不属于通货膨胀。
我们认为，这一定义欠科学。这是因为：
第一，货币贬值是一个具有多种意义解释的概念，用于概念定义之中明显失当。在经济学文献中，货币贬值含有三种意义解释。其一，货币贬值是指单位货币的购买力下降。众所周知，单位货币的购买力下降与物价上涨属于同义语。若上述关于通货膨胀定义的“货币贬值”系指这一种意义解释，则与其后边的“物价上涨”相重复，在定义中语词重复使用显失规范性。其二，货币贬值是指本国货币对外汇价的下降。例如，原来100美元合375元人民币，今天100美元合823元人民币，这说明，人民币贬值了。如果上述关于通货膨胀定义中的“货币贬值”系指本国货币对外汇价的下降，那么，货币供给过多会否引起本国货币对外汇价的下降呢？从历史上看，在金本位货币制度时期一个国家货币供给过多（即单位货币所代表的金属货币量降低），由该国货币对外汇价必将下降。但是，自1973年实行浮动汇率以来，货币汇价如同商品价格一样，受供求关系的制约，汇价的升降，受供求关系的影响，而影响货币供求关系的因素很多。显然，在浮动汇率制度下，本国货币供给过多对本国货币对外汇价下降的作用很微小。因此，通货膨胀定义中的“货币贬值”系指本国货币对外汇价的下降的意义解释，也是不适宜的。其三，货币贬值是指单位货币所代表的金币价值量下降。若属此解，则适宜。但是，从概念的定义法则来讲，“货币贬值”这样一个在经济学上具有多种意义解释的语词用于其他概念（如通货膨胀）的定义之中，则失去了科学合理性，犯了定义用语歧义的逻辑错误。
第二，定义所反映的概念本体意义不正确。即使将上述关于通货膨胀概念定义中的货币贬值一语删去，即定义变为“流通中货币量超过实际需要量所引起的物价上涨的经济现象”，据此定义去推论，则有通货膨胀是属于物价上涨的一种类型，其概念本体所反映的意义是商品价格，而非流通中的货币。然而，通货膨胀作为一种货币经济现象，其概念本体所反映的意义是流通中的货币增大（这里并非数量增多），至于流通货币增大有否引起物价上涨，那是流通货币增大的后果，而不是流通货币增大本身。可见，误将“物价上涨”作为通货膨胀的概念，导致了定义难以反映通货膨胀概念的本体意义。
第三，忽视了货币供给过多在导致物价上涨表现上的时滞性和模糊性。首先，引起物价上涨的因素是多种多样的。如果物价没有引起上涨，无论货币供给量超过实际需要量的程度如何严重，也不是通货膨胀，那么，就有以下推论，货币供给严重过多但在价格管制下物价没有引起上涨，也就不是通货膨胀。这与国内外公认的隐蔽性通货膨胀岂不矛盾？所谓隐蔽性通货膨胀，并不是说不存在通货膨胀，而是承认存在通货膨胀，将其作为通货膨胀的一种存在形式，它只不过是货币供给过多在即期没有引起物价上涨而已。其次，如果将通货膨胀定义为“货币供给量超过实际需要量所引起的物价上涨的经济现象”，那么，度量通货膨胀严重程度，就应该度量因货币供给过多所引起的物价上涨的程度。但是，在多种因素对物价上涨共同发生作用的条件下，每一因素在其中所起的作用份额是较难划分的。再次，货币供给过多对物价上涨的作用具有显著的“时滞性”。如前所述，货币供给过多对物价上涨的作用部分在当期表现出来，部分在以后时期表现出来。根据有关资料表明，货币供给过多对物价上涨的“时滞”作用一般为1-2年。[1]然而，人们所考察的是否出现通货膨胀现象却都是以年为单位的。这样，如果将通货膨胀定义为货币供给量超过实际需要量所引起的物价上涨的经济现象，就会陷入两难选择之困境。从而，在具体实践运作中，使人们感到无所适从。
那么，应该如何对通货膨胀概念加以定义呢？笔者认为，通货膨胀概念应该定义为：在信用货币（包括纸币和电子货币）流通条件下，一定时期内（通常为1年）市场上流通的货币量超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量而使单位货币所代表的金币价值量下降的货币经济现象。这一定义，包含以下5层意思：
其一，通货膨胀以流通中单位货币所代表的金币价值量为反映载体。这就是说，通货膨胀要通过流通中单位货币所代表的金币价值量程度来反映，只有流通中单位货币所代表的金币价值量下降，才有可能（但不必定）产生通货膨胀；如果流通中单位货币所代表的金币价值量没有下降，则必定没有产生通货膨胀。
其二，通货膨胀是信用货币流通条件下市场上流通的货币量超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量时所出现的一种货币经济现象。这就是说，通货膨胀是一种货币经济现象，并且是一种在信用货币流通中所特有的货币经济现象，在金币流通（即不存在信用货币流通）条件下不会发生通货膨胀。同时，这一种货币经济现象，是在市场上流通的货币量超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量时才产生的。商品流通决定货币流通，市场上流通所需要的金币量是由商品价格总额（这里的商品价格=商品价值/货币价值）和同名货币的流通速度决定的，而同名货币的流通速度又是商品形态的变换速度的表现形式。信用货币是国家利用权力强制流通的货币名称或符号，其本身没有价值。单位信用货币所代表的金币价值量在其进入流通前就由国家强制规定。在信用货币进入流通领域后，单位信用货币实际所代表的金币价值量则随流通中的货币量、商品价格总额和同名货币流通速度的变动而发生变化。只有市场上流通的货币量超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量，才有可能发生通货膨胀；若市场上流通的货币量没有超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量，则没有发生通货膨胀。
其三，通货膨胀是市场上流通的货币量过多而使单位货币所代表的金币价值量下降的一种货币经济现象。在现实货币经济生活中，一方面，市场上流通的货币量、商品价格总额和同名货币流通速度都是在不断运动变化的，市场上流通的货币量与它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量之间的量比关系也在不断运动变化之中，流通中货币量既可能过多也可能偏少。另一方面，单位货币名义上所代表的金币价值量是由国家强制确定的，而单位货币实际上所代表的金币价值量既受国家强制调整比例（币制改革）影响，更受市场上流通的货币量与它所代表的商品和劳务流通所需要的金币量之间的量比关系影响。在市场上流通的货币量没有过多的情形下，因国家调整比例（币制改革）而使单位货币所代表的金币价值量下降，不是通货膨胀；只有市场上流通的货币量过多而使单位所代表的金币价值量下降，才是通货膨胀。
其四，通货膨胀是导致物价上涨的重要因素之一，但其本身并非物价上涨，也不必定引起物价上涨。在“市场上流通的货币量超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量”一语中，关键是“商品和劳务流通所需要的金币量”，正确把握其决定规律是深刻认识通货膨胀概念内涵的关键之关键。众所周知，商品和劳务流通所需要的金币量决定于待实现的商品和劳务价格总额、同名货币流通速度。在这里，“待实现”这三个字非常重要，它起到根本性的作用。以往人们将通货膨胀等同于物价上涨，其根本性原因则在于忽视了“待实现”。因此，“市场上流通的货币量超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量而使单位货币所代表的金币价值量下降”中的“单位货币所代表的金币价值量下降”，是相对于市场上流通的货币量与由“待实现的商品和劳务价格总额、同名货币流通速度”所决定的金币需要量的量比关系而言的，它并非市场上流通的货币量过多，从而使单位货币实际所代表的金币价值量下降（亦即货币价值下降）。因而，就会有力地推动着商品和劳务价格上涨（因为商品价格=商品价值/货币价值）。这一经济逻辑关系也可表述为：流通中货币量过多货币价值下降（单位货币所代表的金币价值量下降）=商品和劳务价格上涨。但是，引起商品和劳务价格变动的因素是多方面的，除了单位货币实际所代表的金币价值量变化外，还有商品价值变化、经济周期变化、原材料供求关系变化、工资水平变化、商品和劳务供求关系变化、价格政策变化、资源稀缺程度变化，等等。物价上涨是诸因素综合作用的结果，单位货币实际所代表的金币价值量下降必将会推动物价水平上涨，但并不必定引起物价上涨。
其五，通货膨胀是运动变化的。通货膨胀作为一种货币经济现象，具有产生、成长、衰退、消亡的运动阶段。在不同的阶段上，对物价上涨所起的作用力是不一样的。
笔者之所以将通货膨胀概念作出上述定义，是因为基于下面5条理由：
首先，它符合马克思的货币流通理论。马克思在提示纸币流通规律时指出：“纸币流通的特殊规律只能从纸币是金的代表这种关系中产生。这一规律简单说来就是：纸币的发行限于它象征地代表的金（或银）的实际流通数量。”这就是说，一个国家的纸币发行限度是能够流通的同名的金币量。值得注意的是，马克思在这里所讲的纸币发行，并非现行经济学文献中所讲的“货币发行是发行银行向流通界投放的货币数量超过从流通界回笼到发行库的货币数量”，而是为象征地代表能够流通的同名的金币总价值量而进行的纸币发行，其发行量既包括流通中纸币的增量，也包括原有的流通纸币量。将通货膨胀定义为“在信用货币流通条件下，一定时期内（通常为一年）市场上流通的货币量超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量而使单位货币所代表的金币价值量下降的货币经济现象”，是与上述马克思关于纸币流通规律理论总体上相吻合的。
其次，可以正确反映通货膨胀概念的本体意义。从词义上解释，通货膨胀中的通货为市场上流通的货币，膨胀为物体增大。因此，通货膨胀可以直解为市场上流通的货币增大。而同一个物体膨胀具有两大特征：一是同一物体的体积增大；二是同一物体的体积增大以后其内含物质的密度下降。只有同时具备这两大特征的物体增大才是物体膨胀。从这一意义上看，“市场上流通的货币量超过它象征地代表商品和劳务流通所需要的金币量”反映了通货（即市场上流通的货币）的“体积”相对增大，而“单位货币所代表的金币价值量下降”则反映了通货的“体积”相对增大后其内含“物质”的密度下降。显然，现在的定义，能够更正确地反映通货膨胀概念的本体意义。
那么，为什么会产生这样的一种货币政策框架呢？其根本原因在于上世纪90年代以后，以弗里德曼为代表的货币主义所主张的“货币中性论”在经济学界、经济政策界日益被认同，即货币从长期来看是中性的，货币供给的变动只会对物价水平有持久的影响，而对产出、就业等实际变量不会产生长久的影响。而一个高水平、易变的通货膨胀，将降低价格信号的准确性、扭曲资源的优化配置机制，从而阻碍经济的良好发展。因此，根据货币中性理论，货币政策的目标指向增加产出、提高就业是没有意义的，保持较低的、稳定的通货膨胀才是合理的，它有利于以促进经济的中长期良好发展。但是，货币从短期来看又不是中性的，货币政策的缓和对产出的提高、失业率的下降具有短期效果。所以，货币当局会不时地受到来自于政府、国会、产业界等各方面的压力，不得不违心地进行政策的缓和。那么，如何使中央银行能有效地抵御这些压力呢？这一客观需求促使了通货膨胀目标制的诞生。因为在这样的制度安排下，通货膨胀控制目标的明确公布，以及货币政策透明度的提高都将有助于中央银行独立性的强化，进而使中央银行能有效地抵御这些压力。
二、五个早期采用国的政策实践及评价
以下以90年代初期最早采用通货膨胀目标制的5个工业国(新西兰、加拿大、英国、瑞典、澳大利亚)为对象，简括地介绍并评价这5国通货膨胀目标制的政策实践。
(一)此五国政策实践的共同点
1.以CPI(或核心CPI)为通货膨胀的衡量指标，控制目标值为年率2%～3%。
2.在通货膨胀目标制采用后，中央银行的独立性得到了普遍提高(特别是新西兰和英国为此特意改正了各自的《中央银行法》)，它们在货币政策操作时拥有相当大的自。
3.政策运行中，同时注重对产出等的影响，即，各国采用的是一种“有弹性”“灵活”的制度框架，中央银行在维持中长期价格稳定的目标内，灵活地应对经济形势的变化，在经济面临冲击时对政策进行相应的短期调整、允许目标发生短期偏离。按照Svensson(1997)等人的观点，一种“灵活”的通货膨胀目标制的中心思想就是“锚住”通货膨胀预期、降低通货膨胀的波动，而且正是这种灵活性又可以同时稳定产出。
4.在实践中，它们十分注意政策的信息披露和政策的透明性。
5.在实际操作面上：①它们均建立了预测通胀的模型，而且利用通胀预测作为货币政策的中介目标。②在实践中，它们都利用短期利率作为主要操作指标，并依赖发达的金融市场来影响长期利率等变量的改变，进而影响总需求、物价等宏观经济变量。
(二)评价
首先，我们看一下通货膨胀目标制采用前、后通货膨胀率的变化，表1为这5国采用前10年以及采用后至2005年末的年平均通胀率以及其波动(用标准差反映)情况。可以看到，各国的通胀率在采用后大幅下降，同时，通货膨胀波动也急剧缩小。
当然，20世纪90年代是一个世界性通胀率由高到低的年代，许多非通货膨胀目标制的国家也有着相同的经历，因此似乎无法简单地就此判断上述5国通货膨胀目标制的采用与之后良好的通货膨胀表现之间的因果关系。
但是，上述5国中的英国、瑞典有着收益率与通胀率连动的国债市场，将它与一般的国债市场相比可以计算出预期通胀率。该2国的纪录显示，通货膨胀目标制采用后经过2～3年的过渡、这一货币政策的公信度为公众所认可后，预期通胀率开始下降、并且之后保持着稳定。这一事实表明，通货膨胀目标制对降低预期通胀率、治理通货膨胀以及之后的物价稳定具有有益的影响。
第二，对产出的影响。企业和个人在做出涉及未来的实业投资、金融投资的决策和规划时，必然预测未来的通货膨胀情况。经济理论和以往的经验显示，高通货膨胀往往伴随着较大的物价水平波动，它增加了相对价格和未来价格水平的不确定性，阻碍经济主体的投资规划和决策，从而对产出的稳定增长产生负影响。由于通货膨胀目标制对中长期的通货膨胀预期提供了一个比较清晰可靠的路径,减少了不确定性通胀的冲击和由此带来的成本，因此，它将为缩小产出的振荡幅度、促进经济的中长期良好发展提供一个良好的“平台”。虽然目前为止的实证分析对此尚没完全一致的结论，但表2显示：此5国采用通货膨胀目标制后，GDP成长速度加快的同时其波动(用标准差反映)明显缩小(新西兰除外)，表明通货膨胀目标制对缩小产出的振荡幅度、进而促进经济的中长期良好发展具有积极意义。
第三，货币政策的透明度与信誉度得到了提高。除定期出版《通货膨胀报告》(一般为季刊)外，中央银行还通过官方网页、行长等高级官员不定时的演讲、记者招待会、接受专访等方式(英国、瑞典两国，事后还公布货币政策委员会议的备忘录)，分析经济运行情况、讨论与通货膨胀关系密切的金融和经济变量、并预测通货膨胀的前景，等等。政策透明度的提高，一方面有利于增强公众对货币政策的信心，另一方面也有利于公众对中央银行货币政策的绩效进行评价和监督。
综上所述，以上的分析结果表明：通货膨胀目标制的实行对这5国经济具有积极影响。它有利于“锚住”通货膨胀预期、降低通货膨胀的变动率，而一个清晰可靠的通货膨胀预期路径将有助于减少企业和消费者进行投资、消费决策和规划时所面临的不确定性，有利于经济的长期发展。当然，90年代以来，几乎所有工业化国家的宏观经济表现都有改善，都呈现出了低通胀、增长稳定的态势，这是由多方面的因素造成的，但我们不能因此而否认通货膨胀目标制这一重要因素的贡献。
三、对我国的借鉴与启示
通过对中长期通货膨胀率“名义锚”的设定，通货膨胀目标制在引导公众、市场预期的简易性和大众化方面有着无可替代的作用，它将会使人们对未来的物价形成一种比较稳定的预期，从而简化经济主体的经济决策模型，并鼓励他们进行长期性的经济决策，这样有利于宏观经济的稳定和经济增长质量的提高。并且，实行通货膨胀目标制可以增强中央银行的责任感，提高货币政策的透明度，为衡量中央银行的业绩提供了一个相对严格的量化标准，从而也就有利于货币政策的制度化。因此，可以认为通货膨胀目标制是一种理想的制度安排。
但是，通货膨胀目标制并不是可以“放之四海”的灵丹妙药，其适用性要求一定的前提条件。货币政策的独立性、央行没有维持其他变量尤其是汇率目标的义务、较高的预测通胀率的能力、顺畅的货币政策传导机制是保证这一制度安排有效运转的基本前提条件。通观实行通货膨胀目标制的此5国，中央银行已经具备了真正意义上的独立性货币政策；并且它具有发达的金融市场和健全的银行体系，利率、汇率由市场决定，具备了良好的货币政策传导环境；同时它们皆建立了一个科学的通货膨胀预测模型。与其相比较，就我国目前的情况而言，现阶段通货膨胀目标制在我国尚缺乏可行性，这主要表现在以下几点：
(一)货币政策目标的不明确
《中国人民银行法》阐述我国目前货币政策目标是“保持货币币值的稳定并以此促进经济增长”，从字面上看是单一目标制，但在实际操作中，经济增长、汇率稳定都居于重要位置。而货币政策目标的不明确使得货币政策操作容易偏离价格稳定的目标。
(二)中央银行的独立性较弱
《中国人民银行法》规定“中国人民银行就年度货币供应量、利率、汇率和国务院规定的其他重要事项做出的决定，报国务院批准后实行”，由于政府与中央银行的政策目标并非完全一致，所以在两者的目标发生冲突时缺乏独立性的中央银行可能会屈从于政府从而无法完成既定的通货膨胀目标。
(三)货币政策的传导机制不畅
中国目前并不是一个成熟的市场经济体，金融体制仍旧处于政府计
划管理向市场转型的过程，利率、汇率尚未市场化，不能真实反映市场状况。利率作为货币政策的主要传导工具，在我国尚未实现市场化，货币需求和投资的利率弹性都非常小，利率的高低不能反映市场需求，货币政策的传导机制不畅。同时，由于我国目前汇率的形成处于向一个“合理的、灵活”的汇率形成机制的过渡阶段，中央银行的外汇干预必然引起基础货币的扩张或收缩，从而影响货币供应量、进而对价格水平产生不利影响。
(四)人民银行是否具备较强的预测通胀率的能力
一、引言
通货膨胀是宏观经济学中一个非常重要的问题，它关系到一个国家的经济稳定、社会稳定以及人民生活福利水平。严重的通货膨胀不仅阻碍经济的发展，在某些国家甚至还引起了社会政治危机。自从1976年自由主义的代表人物Milton.Friedman在领取诺贝尔经济学奖的演说中提出：“较高的通货膨胀率将导致更大的通货膨胀不确定性以及通货膨胀不确定性导致资源配置效率低下”这一非正式观点以来，学术界涌现了大量针对通货膨胀不确定性的理论分析与实证研究。Ball（1992）从博弈论观点出发，研究认为较低的通货膨胀率意味着较低的通货膨胀不确定性，而较高的通货膨胀率意味着较高的通货膨胀不确定性（简称Friedman-Ball假说）。针对通货膨胀不确定性对通货膨胀的影响，一些学者采用货币政策方面的政治经济学模型进行了理论分析。例如：Cukierman和Meltzer采用Baaro-Gordon模型，针对通货膨胀不确定性与通货膨胀的关系进行理论研究，这一理论模型假定，政策制定者厌恶通货膨胀，但是非常重视通过惊人的通货膨胀率来实现较高的就业率。[1]在该理论模型中，货币供给过程中存在随机因素，普通消费者并不知道政策制定者的目标函数，当通货膨胀不确定性增加时，政策制定者为了获得产出收益会采取扩张性的货币政策，从而导致更高的平均通货膨胀率，即通货膨胀不确定性对通货膨胀存在正面影响（简称Cukierman-Meltzer假说）。但是，Holland却基于货币当局偏好稳定的内在动机提出了完全不同的理论观点，认为当存在通货膨胀不确定性时，如果较高的通货膨胀不确定性损害了经济增长，那么货币当局将会有积极性采取紧缩性货币政策，进而降低通货膨胀水平，[2]因此，通货膨胀不确定性对通货膨胀有负面影响（简称Holland假说）。
我国目前对通货膨胀不确定性问题的研究仍然停留在一个粗浅的阶段，尚未形成比较系统的研究。李拉亚（1995）提出黏性预期理论，指出黏性预期对通货膨胀不仅有推波助澜的作用，而且还会阻碍通货膨胀的治理，他应用卢卡斯滤波分析了这种不确定性与通货膨胀预期的关系，指出中国信息不完备较不发达国家更为严重，经济行为主体形成正确预期的能力更弱，通货膨胀的变动具有更多的不确定性。叶阿忠和李子奈（2000）从实证上说明了我国通货膨胀存在GARCH现象，并建立了一个GARCH（1，1）模型，将估计的GARRH（1，1）模型与回归模型比较，得出通货膨胀的GARCH（1，1）模型优于回归模型的结论。赵留彦等（2005）基于马尔可夫域变模型（Markov regimes switching model），将通货膨胀不确定性细分为未来通货膨胀冲击的不确定性和未来通货膨胀均值在不同域之间转变的不确定性，考察了中国改革开放以来通货膨胀不确定性与通货膨胀水平的关系，研究结果表明，通货膨胀水平较高时段这两类不确定性都会增大，[3]也就是，通货膨胀水平较高时通货膨胀率围绕该水平值波动更剧烈，同时该水平值的本身也更加不稳定。
近年来，受次贷危机和要素价格波动的影响，使得全球许多国家面临着通货膨胀的威胁，通货膨胀产生社会福利损失，而通货膨胀不确定性导致市场价格预期变化，降低全球经济活动的效率。中国经济体制改革以来，平均年通货膨胀率不到10%，较之其他发展中国家、独联体诸国和东欧国家，通货膨胀率不算高，但中国改革开放以来的通货膨胀率变化很大，既经历过年通货膨胀率达到20%以上的严重通货膨胀，也经历过轻微的通货紧缩，通货膨胀动态路径转换频繁，不确定性程度很强，对经济的危害并不低。当前我国决策层已把管理通胀预期与保增长、调结构一同纳入宏观调控范围的背景下，如何对通货膨胀不确定性进行量化与评估，如何降低通胀预期的不确定性，避免其向不利于宏观经济稳定运行的方向发展，对于中国宏观政策研究具有重要的理论意义和现实意义。
二、通胀不确定性测度的技术路线
本文将对通货膨胀进行预测时产生的偏差的发散性定义为通货膨胀预期不确定性，简称为通货膨胀不确定性，也可理解为经济人通货膨胀预期值的离散程度。目前大致有四种测度方法在实证研究中得到了应用：
（一）以通货膨胀观测值的方差或标准差作为不确定性的测度
早期的实证研究往往简单地将通货膨胀观测值的方差或标准差作为不确定性的衡量方式。但是这种不确定性测度方式无法区分波动率中的可预测部分和不可预测部分，因为经济行为主体即使能用可得信息预测到部分波动率，预测到的部分也会在方差中反映出来。实际上，只有不可预测的波动率才是不确定性的有效衡量方式，因此通货膨胀方差或标准差不是通货膨胀不确定性的有效衡量方式。
（二）以通货膨胀预测调查的预测方差或标准差作为不确定性的测度
这种衡量方式主要用来研究美国的通货膨胀不确定性，但是这种不确定性的衡量方式会受到个人预测者诸多主观因素的影响，并不可避免地会碰到预测者是否具有代表性的问题。同时该方法还存在另一个缺点：有可能所有受访者对未来都极不确定，但他们却给出了对通货膨胀相同的估计，使得预测结果的标准差很低。
（三）利用GARCH（广义自回归条件异方差）模型族测度不确定性
在给定的经济结构下，GARCH族模型能明确估计通货膨胀在不可预测冲击下时变的条件方差，而且条件方差是事前的方差而不是像移动标准差那样的事后方差，能够更好地反映通货膨胀不确定性这一概念原本的定义，因此它比前面两种衡量方式更能准确地测度不确定性，也逐渐取代前面两种方式成为目前测度通货膨胀不确定性的标准模型。
（四）其他测度方式
除了上述三种测度方法外，计量模型中的各种创新也被不断地应用于通货膨胀不确定性的测度。为了能够体现宏观经济中控制通货膨胀变化的内在“体制”的演变以及货币政策体制的转换，很多研究在GARCH模型的均值方程和方差方程中引入了“马尔可夫转换机制（Markov regime switching）”和“时变参数（Time-varying Parameters）”。但是这种测度方式也并非十全十美，因为它必须以计量模型能很好地拟合通货膨胀演变路径为基础，否则以计量经济模型产生的条件方差作为不确定性测度方式会产生很大的偏差，甚至得出不同的结论。
考虑到通货膨胀观测值的方差和基于调查的预期通货膨胀方差都不是理想的通货膨胀不确定性测度方式，各种不断应用于通货膨胀不确定性测度的创新计量模型还有待理论和实践层面的进一步检验，而GARCH模型族的条件方差反映了变量非预期冲击的变动，能较好反映不确定性，是目前测度通货膨胀不确定性的标准模型，所以作者遵循“中规中矩”的学术要求，在实证研究中采用了该类模型来进行中国通货膨胀不确定性的测度分析。
三、中国月度数据的计量分析
（一）样本数据说明
目前国内对通货膨胀率的衡量主要用消费者价格指数（CPI）和商品零售物价指数（RPI），由于商品零售价格指数的计算剔除了第三产业的变化，而剔除了服务价格的商品零售价格指数不足以反映一般价格水平的变化，另一方面，消费者价格指数包含了服务因素，从而能够全面反映中国物价变化的程度，并可以反映商品经过流通环节形成的最终价格。此外，考虑到消费者物价指数和GDP平减指数的可获取性和可靠性，本文选取消费者价格指数同比变化的百分比作为衡量通货膨胀率的指标。样本区间为1983年1月至2011年6月，共342个样本，数据来源于中经网经济统计数据库和中国统计局官方网站（）。
图1 中国通货膨胀率（左图）及其一阶差分序列（右图）（1983.1-2011.6）
从图1来看，中国通货膨胀动态过程的数据表明，改革开放以来，中国经济经历多次通胀、紧缩以及两者的相互转换，通货膨胀过程在不同阶段的行为特征差别明显，其动态经历了高涨——温和膨胀——紧缩——再度温和膨胀的过程。从1983年1月至2011年6月期间，中国经济运行中曾出现了六次显著的通货膨胀，通货膨胀率分别在1985年底、1989年初、1994年底、2004年底以及2008年初达到峰值，目前正在经历第六次通货膨胀过程，2011年6月CPI同比上涨6.4%，创下35个月以来新高。其中1989年底以及1994年底形成了两次较为严重的高通货膨胀态势。此外中国经济自1996年成功实现“软着陆”以后，曾出现了轻微的通货紧缩情形，而价格紧缩态势直到2003年下半年才有所缓解，随后通货膨胀率变化又逐渐出现了攀升势头。自步入2007年下半年以来，随着世界范围内石油价格的剧烈波动和美国次贷危机影响的急剧扩散，最终出现了全球性金融危机的爆发，而受本轮金融危机的冲击和影响，中国的通货膨胀率也随之相应呈现出相对剧烈的波动态势。2010年下半年，美国第二次启用量化宽松货币政策（QE2），带来全球的流动性泛滥，中国作为新兴经济体国家首当其冲，面临着美国持续量化宽松带来的通胀和资本流入难题，自2010年7月份以来，中国价格总水平逐月攀升，在很大程度上影响了经济的健康、持续发展。
表1 中国通货膨胀率序列的描述性统计量
图1（右图）是1983年1月至2011年6月中国通货膨胀率的一阶差分序列，可以从该图时间路径中直观地观察到在整个样本期间，中国通货膨胀的波动性很大。表1给出了描述性统计量。偏度统计量和峰度统计量结果说明，中国通货膨胀率序列具有明显的“尖峰厚尾”分布特征，同时Jarque-Bera统计量的结果说明，中国通货膨胀序列及其平方序列具有显著的序列相关性特征，而LM检验统计量则进一步证明中国通货膨胀率具有显著的ARCH效应。因此，本文基于GARCH（1，1）模型对中国通货膨胀序列的不确性进行分析与测度是可靠且必要的。
（二）测度模型的构建
本文使用GARCH模型的条件标准差来衡量通货膨胀不确定性。GARCH模型的思想如下：对于平稳的时间序列πi，建立ARMA（M，N）模型：
则称（a）、（b）与（c）为ARMA（M，N）-GARCH（p，q）模型，这里（a）与（b）也成为均值方程，（c）成为条件方差方程，从（c）式可以看出某一特定时期的随机误差的方程σ■■不仅取决于以前的误差，还取决于早期的方差（GARCH项）。
经过不断建模试验，最终建立了ARIMA（12，1，0）-GARCH（1，1）-M模型。表2是使用EViews6.0软件构建中国通货膨胀不确定性的最终测度模型，图2是利用该模型进行样本内静态预测后所描绘的历史值和预测值折线，最终测度模型的各项参数良好，模型整体预测精度很高。同时对测度模型的残差序列进行了LM检验，不能拒绝“残差中不存在条件异方差”的原假设，表明测度模型的残差中不存在条件异方差，于是完全可以使用测度模型残差的条件方差与条件标准差来反映通货膨胀的不确定性。
图3和图4分别是通货膨胀与其条件方差及根据指数平滑方法计算的条件方差的趋势成分、通货膨胀与其条件标准差及根据指数平滑方法计算的条件标准差的趋势成分。从图3和图4中可以看到：首先1983年1月至2011年6月中国通货膨胀不确定性的趋势成分表现出持续下降的特点，其次1999年之前出现过三次较高的通货膨胀，而同期较高的通货膨胀不确定性也多次出现，而1999年之后出现过两次轻度的通货膨胀，较高的通货膨胀不确定性也只出现两次，最近的一次较高通货膨胀不确定性出现在2009年。直观上通货膨胀与通货膨胀不确定性有正的相关性，但仍需要做出严格的统计学意义上的检验。
（三）通货膨胀与通货膨胀不确定的关系检验
1.广义脉冲响应分析。为进一步研究通货膨胀和通货膨胀不确定之间的影响，本文利用广义脉冲响应函数（GIRFs）具体分析通货膨胀率和通货膨胀率条件方差、条件标准差的动态响应。与传统脉冲响应函数相比，广义脉冲响应函数具有两个优势，首先它允许多变量模型中的复合相关性，其次它可应用于非线性多变量模型中，因为它不考虑冲击的范围、符号和历史。图5和图6给出了具体的脉冲响应轨迹图，图中横坐标表示冲击作用的滞后期间（月度），纵坐标表示冲击响应程度（百分数），实线表示脉冲响应函数，虚线表示正负两倍标准差的置信带。
由图5可知，对于本期1%的通货膨胀率条件方差（左图）、条件标准差（右图）的增长冲击，通货膨胀率当期迅速响应，并分别在第9期达到最大值14.44%、第10期达到最大值7.91%，之后几期分别有所下降，但并没有趋于收敛，而是分别保持在10%、7%的一种发散水平。由图6可以看出，对于本期1%的通货膨胀率增长冲击，通货膨胀率条件方差（左图）从第2期开始迅速响应，并于第3期达到2.13%的峰值，然后逐期下降，第5期开始演变为负向水平，第25期迫近于0值水平，最终趋于收敛。而对于本期1%的通货膨胀率增长冲击，通货膨胀率条件标准差（右图）在第2期达到-3.33%的最低值，然后逐期上升，第8期达到最大值2.43%以后期下降，第16期迫近于0值水平，最终趋于收敛。总体上讲，通货膨胀对通货膨胀不确定性的冲击响应趋于发散，而通货膨胀不确定性对通货膨胀的冲击响应趋于收敛。
2.Granger因果关系检验。本文分别对通货膨胀率与其条件方差、通货膨胀率与其条件标准差进行Granger因果关系检验，为确保检验的有效性，滞后阶数分别选取1至5。从表3的检验结果来看，对应原假设“通货膨胀率不是引起通货膨胀率条件方差变化的格兰杰原因”，概率值在1至5阶的情况下全部小于0.05，因此可以得出在Granger意义上，通货膨胀率的变化在5个月之内将引起通货膨胀率条件方差的变化；对应原假设“通货膨胀率的条件方差不是通货膨胀率变化的格兰杰原因”，概率值在1至5阶的情况下全部大于0.10，说明在Granger意义上通货膨胀不确定性不引起通货膨胀率的变化。对于通货膨胀率与通货膨胀率条件标准差的检验也得到大致相同的结论，唯一区别的滞后期是4个月而不是5个月。Granger检验的结果表明较高的通货膨胀率在4-5个月的短期内引起较高的通货膨胀不确定性，验证了Friedman-Ball的观点而不支持Cukieman-Meltzer的观点。
四、结论与政策建议
本文基于中国1983年1月至2011年6月的CPI月度数据，通过构建测度通货膨胀不确定性的ARIMA-GARCH-M模型，并在此基础上检验了通货膨胀不确定性与通货膨胀水平的关系。由此产生的主要结论及政策建议有：
第一，中国的数据实证支持了Freidman-Ball假设，即通货膨胀是通货膨胀不确定性的原因，而不支持Cukierman-Meltzer假说，也不支持Holland假说。实证研究发现，中国的通货膨胀与通货膨胀不确定性之间呈现显著的动态单向的正相关关系，即在中国较高的通货膨胀率引发通货膨胀不确定性，且具有明显的非对称性。这意味着货币当局在通货膨胀水平较高时，应比处于低通货膨胀水平时更加注意通货膨胀水平对通货膨胀不确定性的影响效果，在面对通货膨胀时应比面对通货紧缩时更加注重引导公众的预期。
第二，在现实的通货膨胀环境下，控制人们对通货膨胀预期的不确定性是至关重要的。当通货膨胀处于高位时，根据常识判断，政府都会采取措施将过高的通货膨胀率降低下来，但经济行为人很难判断政府控制通货膨胀措施的有效性和力度大小，结果造成通货膨胀预期的不确定性增强。因此在当通货膨胀率尚处于低位时，政府和社会各界就应给予关注，防止其向高位发展，这是政策制定者最明智的反通货膨胀政策选择。
第三，宏观调控政策应保持平稳性和连续性。稳定的经济政策能够降低公众和政府间的信息不对称程度，避免政策反复引起预期的偏差，减少通货膨胀不确定性对微观行为的影响。同时扩大政策透明度稳定市场供求，较高的政策透明度和较强的政策连续性，有助于消费者获取更多的信息，稳定通货膨胀预期，降低对居民消费的影响。
参考文献
[1]Cukierman，A. and A. Meltzer. A Theory of Ambiguity，Credibility，and Inflation under Discretion and Asymmetric Information [J]. Econometric，1986，（54）：1099-1128.
[2]Holland，S. Inflation and Uncertainty：Tests for Temporal Ordering[J]. Journal of Money，Credit，and Banking，1995，（27）：827-837.
一 新凯恩斯主义的理论解释
新凯恩斯主义分析框架的主要特征是存在非自愿失业、短期内货币政策的非中性和价格与工资的刚性。其中，货币扰动是经济总量波动的关键因素，其核心观点由三部分构成：（1）长期来看，通货膨胀与失业之间达不到平衡，货币供给增长率增加只能导致通货膨胀率的同比例增加。并且，自然均衡失业率不受货币政策影响，而由实际因素决定。（2）总需求的变化导致短期波动。在短期内，工资和价格没有足够弹性以使市场出清，通货膨胀与失业之间可能存在一种平衡关系。此时，实际货币政策将致力于稳定总需求，以求最小化的真实产出与通货膨胀的波动。（3）“IS-LM”模型仍是现代宏观经济学的核心内容。在该模型中，价格和工资（短期中）在很大程度上是预先确定的，并按菲利普斯曲线方程的逻辑而变化。在短期内，产出由总需求决定，而由IS曲线描述的总需求又直接对财政政策做出反应。因为IS曲线的利率敏感性，如果它决定利率水平，则货币政策将控制总需求。
在实际经济运行中，单个价格的调整不是连续的，而是缓慢的、间断的。这从宏观上将导致总体水平上的产出波动和宏观经济的无效率。因为，在遇到名义冲击时，单个价格调整将导致滞后的总价格水平的调整。在过程中，实际的货币供给高于其初始值。在长期中，总价格水平将与货币供给的增加按一定比例进行调整，进而总需求、产出和相对价格都回到初始值。
综上分析，货币政策对产出和就业产生实际影响仅仅是因为价格在短期内缺乏弹性。在次背景下，借助于一个动态的一般均衡模型，新凯恩斯主义的分析框架可用作设计最优货币政策的基础。
二 新凯恩斯主义框架下的最优货币政策理论
最优货币政策的制定，主要包括三方面：目标的确立、传导机制的选择和应遵从的规则。最优的货币政策意味着在制定和执行一种货币政策时，必须考虑它将给社会福利带来什么影响。实际上依赖于一个假定，即政策制定者的目标是最大化代表性家庭的效用。该动态最优化问题的约束条件是给定的资源、制度和信息。中央银行的目标函数通常假定最优目标函数变量，包括特定的通货膨胀率和潜在的产出水平。一般情况下，通货膨胀的降低会伴随着临时的产出损失，因此当货币政策行动的边际收益等于边际成本时，该政策最优。
1．最优货币政策的目标确立
在产出与通货膨胀之间不存在长期平衡。较一致的看法是，在允许测量误差的情况下，0～2%之间的通货膨胀率可能是最优的。总体说来，通货膨胀目标概念是建立在三个规则之上，即中央银行集中于解决产出缺口；遵从泰勒规则；用“向前看”的方式行动（由于政策措施存在效果滞后）。
依据规则，中央银行必须把通货膨胀稳定在一个较低的水平上，同时缩小产出缺口。为此，它要使用所有可获得的与未来通货膨胀有关的知识与信息。由于通货膨胀措施具有滞后效应，中央银行又必须对通货膨胀的预测作出反应。如果当预测通货膨胀将上升时，在实际通货膨胀率开始上升之前，中央银行必须提高利率。货币政策反应的程度依赖于通货膨胀预测对利率变化的敏感性（Walsh，2001a；Mishkin and Schmidt-Hebbel，2000）。
Walsh提出了一个简单的通货膨胀目标模型。该模型描述了最优货币政策理论的方法和特征：第一，一个预期修正的菲利普斯曲线描述经济活动的供给方；第二，货币政策反映了中央银行关于通货膨胀与失业之间平衡的偏好，它描述经济活动的需求方。菲利普斯曲线可用下式来表示：
（1）
（1）式描述了产出缺口与通货膨胀率之间的线性关系。其中， 为通货膨胀率， 为预期的通货膨胀率，x＝（y－yo）/yo为产出缺口的百分比，v为通货膨胀冲击变量。从需求方面看，为分析通货膨胀目标，假定货币政策试图最小化产出对自然产出的偏离和通货膨胀率对目标通货膨胀率 的偏离。这种偏离程度越大，说明货币政策的效果越不理想，从而由产出波动和通货膨胀波动所带来的成本越大。同时假定，对中央银行来说，由通货膨胀率的变化所导致的边际成本与通货膨胀对目标通货膨胀率 的偏离程度成正比，根据边际成本等于边际收益的原则，有：
（π－πT） （2）
（2）式描述了产出缺口与通货膨胀率偏离其目标值之
间的关系，这与货币政策最小化产出变动和通货膨胀变动的成本相一致。如果考虑到下一期的货币政策，扰动项也会影响产出和总需求。于是上式就变为：
（π－πT）＋δ或 （3）
其中， 。（3）式描述了中央银行所采取的货币政策。 描述了通货膨胀变动与产出缺口波动之间的平衡关系。如果中央银行损失函数的产出目标权重增加，产出缺口变动就会降低，通货膨胀率会增加。若中央银行对产出目标赋予一个更高的权重，它将要承受通货膨胀的较大变动和产出的较小变动。
2．货币传导机制的选择
在日常货币政策中，中央银行的控制变量是短期利率。其利率设定在能使损失函数最小化的水平上。为达到此目标，中央银行必须有一整套关于货币传导机制的构想。
名义利率、产出与通货膨胀之间关系的确立是基于它们对总需求的影响。IS曲线把实际总需求定义为实际利率的减函数。于是，一个简单的IS曲线可写成：
（4）
其中，i为名义利率。实际利率的系数为负，反映了消费的跨期效应和投资效应，而总需求冲击 是无法预期的，因此不存在序列相关（其均值为零）。这样，所有可预期的或持续的需求变化都可用y表示。则长期均衡的实际利率可由下式给出：
（5）
（4）式两边同减去1，于是有： 。代入（5）式，可得：
（6）
显然，在缺乏需求冲击时，若当期的实际利率高于长期均衡的实际利率 ，则实际产出低于自然产出水平（x为负）。
3．货币政策规则的遵循
泰勒规则把政策工具即名义利率作为通货膨胀率和产出缺口的函数，即根据它们缺口的变化来调节短期利率。由于二者是外生变量，反应函数可用不同方法进行表示。例如：
（7）
其中， 为长期均衡的名义利率水平。
在（7）式中，预期通货膨胀率的系数大于1。若预期的通货膨胀率超过目标通货膨胀率，货币政策规定名义利率将对应（超过部分）比例地提高。结果实际利率也提高了，而实际利率的提高将导致产出的降低。根据以上规则，若估计的均衡利率变化，则名义利率必须相应地改变。同时针对明确的通货膨胀冲击，名义利率必须提高，以使产出缺口缩小。
三 思考与总结
新凯恩斯主义的最优货币政策观点揭示了中央银行的权力与职责以及实际货币政策的构成（1994），其具体含义如下：
1．必须追求通货膨胀目标预测，稳定产出和通货膨胀
中央银行必须被赋予具有改变利率和其他与货币政策相关的变量的权力，以使其能够实现预定的政策目标；中央银行必须有一个明确界定的包括维持价格稳定的权力；央银行应当公开宣布在以后一定期限（如3年）的一个明确的通货膨胀目标，而且还必须准确地描述由于贸易条件、利率水平和间接税的变化而导致偏离通货膨胀目标的环境。在这种背景下，中央银行的规则必须考虑短期菲利普斯曲线的平衡关系：价格稳定总比产出稳定更重要。
2．保持中央银行的相对独立性，保证货币政策的稳定实施
中央银行应具有相对的独立性，以保证货币政策能应对经济活动中的各种冲击，避免在短期内造成经济的巨大波动。政府虽然有权否决中央银行的货币政策决定，但不必经常给货币当局施加过多的压力，因为这样反而容易使货币政策变得更加不稳定。
3．中央银行必须明确行为责任，增加货币政策执行的透明度
中央银行应该就以下两种情况做出必要的解释和承担相应的责任。它应当根据其完成货币政策目标的情况承担责任。这意味着中央银行的行长应该在立法机关和公众面前说明在完成货币政策目标方面的所作所为。
参考文献
［1］钱小安.货币政策规则［M］.北京：商务印书馆，2002
我国的国民经济在市场经济体制不断地改革中得到快速的发展，通货膨胀已成为当今社会的亟待解决的重要问题之一。经济持续过热必然会引起商品成本增加，原料价格上涨、成本增加、物价大幅上涨等一系列连锁反应，这些都对商业企业的生存与发展提出了一个新的挑战。
一、通货膨胀的时代
通常来讲，通货膨胀是指因纸币发行量超过商品流通中的实际需要的货币量而引起的纸币贬值、实物价格上涨现象，即是一个价格持续上升，货币价值持续下降的过程。通货膨胀下，经济的增长率也会持续提高，通货膨胀率也不断地上升。实际上，经济理论和实践上认为，适度的通货膨胀对经济增长是有益处的，但持续的、过度的、明显的通货膨胀则会对经济的发展产生很多恶劣的影响。通常认为，通货膨胀率如果在3%~5%的范围内则是适度的，若超过5%就会带来更多的负面影响。这表明，货币资金在遇到通货膨胀的过程中会因为购买力降低而遭受损失。
通货膨胀下企业要承担银根紧缩带来的经济减缓，而且逐渐上升的利率也会使资金成本大幅提高。当前我国的通货膨胀即是货币量的通胀，又是产品与产品之间的价格调整和产品结构悄然变化造成的。通胀既表现为商品价格的普涨，也表现为商品与商品的价格有升有降，价格体系和有效需求都发生了变化。这些都是商业企业必须准备面临的情况。
二、通货膨胀下商业企业的成本计价和结转
在通货膨胀的条件下，企业的成本计价和结转出现严重失衡现象。这主要是由于流通中的货币贬值十分严重。这时，企业如果采用流通中的货币作为衡量自身产品和服务价格的基准，就会丧失其真实性，造成企业资产的账面价值与实际的货币衡量结果之间产生了较大的差异，企业的成本计价就会出现严重的失衡。
现阶段我国主要采取历史成本作为计量基础，要求每项记录均以原始凭证作为依据，这种方法的优点是能客观的记录实际发生的经济业务，但在货币价值变动剧烈，尤其是通货膨胀时期，这种方法不能保证客观性、实时性、有效性，这种计量方法使得在不同时期获得的相同资产所付出的资源相差很大，从而导致企业同一时期的数据不具有可比性。
在的一般核算中，成本是受物价影响最大的因素。因为成本的变动直接受现行市场上生产原材料价格、固定资产价格等因素的影响，通货膨胀要求增加人工成本、原材料成本以及其他各种成本，同时出于趋利因素的影响，企业会储备更多的原材料，无疑加剧了企业成本的上升。
受通货膨胀的影响，与存货之间的资产成本计算结转也会在一定程度上失去可比性，究其原因在于资产的市场账面价值已经背离现实。货币资产的期初和期末的资产性数据不具有可比性，同时非货币性资产的账面价值与实际价值有很大偏离，这些都导致企业的成本结转无法真实计量企业的成本与收益。
三、简述商业企业在通货膨胀下财务的应对措施
知识经济时代的商业化企业通常都将资本的运营作为自身发展的基础，怎么样运营资本自身的价值才能让企业的整体价值最大化成为当今企业经济需要解决的一个重要问题。在通货膨胀的情况下，企业应该如何通过成本计价和结转的有效方式减轻企业压力，笔者有以下建议:
（一）转移通胀压力
商业企业可以通过改善库存商品结构，提高产品质量，提高附加价值，以及搞好售后服务等方式，使商品的需求大幅增加。这样，可以将原材料上涨的价格加到商品品价格中，将通货膨胀的压力有效转移给社会。
（二）改进折旧方法
在制度允许的范围内，企业应该尽量缩短折旧期限，加速折旧的过程，从而达到遏制通货膨胀不利影响的目的。这是由于在通胀的状况下，折旧不受影响，晚些时候发生的折旧可以使一部分税收有所减少，这可以削弱由于通胀带来的不利影响，增加企业投资经营项目的净现值。
（三）在通货膨胀时，企业应保持净债务人身份
近年来，很多西方学者认为，当出现通货膨胀时，只要企业能保持净债务人的地位，就可以从中获利，这是因为在通货膨胀的情况下，由于货币购买力下降，企业若保持净债务人的身份，那么从货币性负债上获得的收益会超过从货币性资产上所遭受的损失，这样就可以得到购买力净收益。当然，这种情况是在利率低于所设想的通涨率时出现的。同时要防范商业企业负债率过高造成的财务风险。
（四）对实物性的资金管理采用超额储备法
这里所说的实物资金，主要是增加库存商品。增加库存商品可以保证商业企业的正常运转，经营更具弹性。利率上升的变动，货币性资金的持有量会相应减少，这时更多的购置实物性资产是一个很好的规避方法。因为在通胀的情况下，实物性资产价格的上涨速度将远远超出利率的上升速度。在这个时候，购买实物性资产，不仅可以起到保值、增值的作用，更可以抵御由于通胀带来的压力。增加库存商品应重点考虑产品的品种，规格，质量，价格，以适应市场的需求，防范产品供求和价格体系变化带来的风险。
以上介绍的这几种方法，在通货膨胀环境下可以有效减轻商业企业成本及结转所承担的巨大压力，为企业平稳的度过通货膨胀这一难关提供一些帮助。
［中图分类号］F822.5［文献标识码］B［文章编号］1002-2880(2011)03-0053-02
作者简介：郑雯雯(1985-)，女，河南省驻马店人，山西财经大学国贸学院研究生，研究方向：国际市场行情分析。一、引言
在宏观经济学中通货膨胀被定义为：当一个经济中的大多数商品和劳务的价格连续在一段时间普遍上涨时，就称这个经济经历着通货膨胀。宏观经济政策的目标是：充分就业、价格稳定、经济持续均衡增长和维持国际收支平衡，其中“价格稳定”目标就要求不能存在通货膨胀。
二、通货膨胀的原因
(一)货币需求拉动说
费雪曾以形式化的方式提出了著名的交易方程式:
MV=PT(1)
其中，M为流通中的货币总量，V为货币流通速度，P代表平均价格水平，T是商品的交易总量。
进一步，当(1)式只强调经济体中当期产出的交易时，交易方程式(1)就可以表述为:
MV=PY(2)
其中，Y为当期产出的数量。
将(2)式进行变换，可得：
m=π+y-v(3)
其中，m为货币供给增长率，π为通货膨胀率，y为经济增长率，v为货币流通速度增长率。
如果通货流通速度不变且收入处于其潜在水平上，可以得出，通货膨胀主要是货币供给增加的结果。
(二)混合通货膨胀说
如图1所示，经济初始时处于均衡点E处，在E点，达到充分就业状态，yf为均衡产量。当出现超额需求，总需求曲线从AD0移动到AD1，在出现超额需求后，价格上升到P1，从而引起工资提高，供给曲线上升到AS2。在更高的工资率下，人们有了更多的收入，从而有了更多的需求，总需求曲线移动到AD2，新的均衡引起了价格新的增长，从而引发新一轮的工资上涨。这样，工资的提高与价格的上涨形成了螺旋式的上升运动。
图1通货膨胀螺旋
三、政策调控
章茜在对我国通货膨胀诱因实证分析中采用CPI、GDP、M、FR四个变量进行回归，在一阶协整的基础上得到了回归结果，提出用以上几个变量观测国家通货膨胀的程度。
在没有出现通货膨胀(或通货紧缩)时，IS曲线与LM曲线的交点处可得到充分就业条件下的均衡收入和，此时达到调控的最佳状态。
2007年我国居民CPI上涨4.8%，涨幅比上年进步了3.3个百分点；2008年1季度CPI上涨高达8%，涨幅比上年同期高5.3个百分点，创11年来的新高。通胀的袭来给全社会民众都带来了福利的损失，实际收进的降低和自有资产的缩水，尤其是对中低收进者带来了最直接的痛苦感受。面对通胀，政府不仅要控制物价的上涨，还要制定适当的政策缓解通货膨胀对社会公众造成的福利损失。对通货膨胀福利本钱的正确计量是政策制定的一个主要依据，是一项极具现实意义的重大课题。
一、通货膨胀福利本钱研究述评
关于通货膨胀福利本钱的研究是货币经济学的一个重要内容，同时，它也是自20世纪70年代末以来宏观经济学的重要组成部分。但通货膨胀的本钱较为隐蔽，经济学家将其回纳为鞋跟本钱、菜单本钱、相对价格变动的加剧、税收负担的分歧意变动、混乱，以及任意的财富再分配等，这些本钱在理解上虽比较直观，但是在总量上如何衡量却是一个难于回答的题目。那么，究竟什么意义上的本钱才可以被称为通货膨胀的福利本钱?Sidrauski(1967)以为由于持有货币能够产生直接效用，而物价上涨会导致实际货币余额的下降，故通货膨胀必然会对个体造成福利损失，这种个体的福利损失就称之为通货膨胀的福利本钱。Sidrauski对通货膨胀福利本钱的定义意味着，无论通货膨胀是预期还是未预期的，只要存在通货膨胀就一定存在福利本钱。当然，关键题目是公道地度量通货膨胀的福利损失，从而对宏观经济政策的制定提供正确的依据。对于通货膨胀福利本钱的度量自Bailey(1956)进行了开创性研究至今，国内外学者从不同的视角对其展开了深进的理论探讨，回纳起来，主要包括以下几个方面：基于消费者剩余理论估算通货膨胀的福利本钱；基于Sidrauski模型的补偿变量法(CompensationVariableApproach)以及基于McCallum-GoodfriendFrame-work的估计方法。
1.基于消费者剩余理论估算通货膨胀的福利本钱。弗里德曼的最优货币数目法则以为，在一个货币经济中，为保证完全竞争的均衡达到资源配置的有效性，名义利率必须即是零，此时通货膨胀所造成的扭曲最小。因此，最优通货膨胀率是使得名义利率即是零时的通胀水平。当经济中通胀率高于最优通胀水平，即名义利率大于零时，货币均衡配置不再是一个帕累托最优配置，此时社会福利下降从而产生福利本钱。Bailey(1956)以为通货膨胀就像是对货币征税，货币征税(通货膨胀)的福利损失就是位于货币需求曲线下方，生产货币的社会本钱上方之间的面积。当生产货币的社会本钱为零时，通货膨胀的福利本钱就是逆货币需求曲线下方的面积，即名义利率从i减少到0时所能获得的“消费者剩余”，这一推论与Friedman的最优货币数目法则相符。
随后，很多学者在Bailey的基础上进行了深进研究，如Marty(1967)得出了在有产出增长和考虑货币流通速度的通货膨胀福利本钱计量结果。Barro(1972)以为通货膨胀进步了人们的交易本钱，人们会加快支付的频率，也会减少使用货币来进行交易。因此，他重建了货币需求曲线，重估了通货膨胀的福利本钱。Craig和Rocheteau(2005)先利用Bailey(1956)的方法，通过log-log型货币需求函数和semi-log型货币需求函数计量了在传统方法下的通货膨胀福利本钱，指出Bailey(1956)的方法实际上是一个假设掉外部性、一般均衡效应(generalequilibriumeffects)和分配效应(distributionaleffects)的局部均衡模型，它一个重要的隐含假设是实物资产的报酬率与通货膨胀无关。
消费者剩余方法固然为通货膨胀的福利本钱提供了一种简单、便捷的计算方法，并开了通货膨胀福利本钱研究的先河，但这一方法由于缺乏必要的微观基础，因而无法对个体在约束条件下的最优行为进行研究和分析，也无法对形成宏观的加总的个体进行推测和判定。与此同时，这一方法也受到一些学者的质疑。如一些学者以为即使通胀率为零，名义利率仍可能为正，这样持有实际货币余额仍然可能有正的机会本钱，无效率仍然存在。因此，以通货膨胀率为纵轴计算货币需求曲线下方位于零通胀率和另一通胀率之间面积的计算方法有可能低估实际的福利本钱。如Foster(1972)计算了完全预期为4%的通胀率相对于零通胀率的福利本钱小于产出的0.05%。Garfinkel(1989)得到4%的通胀率相对于零通胀率的福利本钱为国民收进的0.3%。这些估值远小于其他经济学家的估计。Laidler(1990)以为消费者剩余方法的条件条件是当名义利率改变时，货币需求曲线的位置不变，只是沿着货币需求曲线移动。这就需要假定实际余额的边际效用独立于其他商品的需求，而这一假设条件事实上限定了这种计算方法是一种局部均衡的方法。Gillman(1995)指出了这种错误的根源在于Bailey以为在稳定价格时的福利本钱就是为零，但是，这种以为的零福利本钱和真正的零福利本钱却有很大的不同，其差额有时竟可以高达50%。基于这一方法存在的缺陷，一般在对题目进行分析时，这一方法主要用来进行补充性说明。
2.基于Sidrauski模型的补偿变量法(CompensationVari-ableApproach)。这一方法在Sidrauski模型(1967)的基础上应用了福利经济学的补偿原则思想。Sidrauski模型将货币直接进进效用函数，由于这种内含货币效用函数方法答应我们根据一个符合经济人最优行为的货币需求模型来计算通货膨胀的本钱，从而使通货膨胀升高所引起的实际货币持有额下降直接表现为个人效用和福利的变化。福利经济学的补偿原则思想以为，市场价格的变动肯定会影响人们的福利状况，很可能使一些人受损，另一些人受益，多数情况下很难实现帕累托最优，此时关键是如何对受损者补偿，以实现社会福利的改进。在这一思想的指导下，补偿变量法以为通货膨胀的福利本钱就是在某一通货膨胀水平下，应补偿给家庭多少额外的收进才能使家庭在给定利率的均衡状态所获得的效用水平与名义利率即是零时的效用水平相等。这一方法考察了通胀给社会中每个人所带来的获益或损失，从而增加了必要的微观基础，为我们从个体效用函数出发，分析在预算约束和资源约束下计算通货膨胀的稳态福利本钱提供了一个方便好用的框架。因此，自20世纪90年代以来，该方法得到了普及。
Lucas(2000)用收进补偿的思想，以Sidrauski(1967)的一般均衡模型为框架，对通货膨胀的福利本钱给出了估计方程。Lucas定义在名义利率
i下的福利本钱w(i)是收进的百分比，即用使得家庭在名义利率为i和0时达到福利水平无差别的收进差额，估计通货膨胀的福利本钱。在实证方面，Lucas利用美国1900-1994年的数据，估计得到：对于美国经济，10%的通货膨胀率对于消费者的福利损失仅相当于消费者总消费水平的1.3%，即假如要保证在通货膨胀率10%和通货膨胀率为0时消费者的福利水平是一样的，那么必须增加消费者约1.3%的收进。
Jones、Asaftei和LianWang(2001)在Lucas(2000)研究的基础上，加进了货币总量理论(monetaryaggregationtheory)，从而建立了一个包含现金和利息的一般均衡模型，弥补了前人研究中将M1层次货币全部视为无息资产的缺陷。他们发现，由于个体持有现金(无息的)的份额与持有生息储蓄的份额相比是非常小的，并且在稳态下持有生息储蓄的份额是不随通货膨胀率的变化而变化的，因此，从这个一般均衡模型中计量得出的通货膨胀福利本钱比前人的研究结论小得多。
固然补偿变量法并没有说明为什么货币、尤其是没有实物资产支持的纸币会产生效用，但这一方法将货币直接进进效用函数，而且该模型具有的货币超级中性性质表面、效用函数的另一个变量——实际消费不随通货膨胀率变动而变动，从而使福利本钱计算得以简化。不过利用这种方法研究通货膨胀的福利损失时，在选择适当函数以及对模型中的参数进行赋值时，经常需要主观事先判定和利用经验来为参数设定不同的值，这势必会导致因参数赋值的不同而出现不同的测算结果。
3.基于McCallum-GoodfriendFrame-work估计通货膨胀的福利本钱。这种方法通过引进交易技术方程将货币给消费者带来的效用间接化。McCallum-Goodfriend(1987)建立了一个购买——时间(shopping-time)模型，这一模型假设时间和货币共同为购买消费品提供交易服务，并且时间和金钱在实现交易方面可以互相替换。交易服务技术决定了在既定的消费和货币持有水平下所必须花费在购买上的时间。购买时间模型从时间的角度来理解和度量通胀的福利本钱：在家庭持有货币数目一定的条件下，更高的通货膨胀率导致货币贬值，降低了家庭的实际购买力，家庭不得不花费更多的时间来获取同样数目的消费品，从而减少了劳动时间或休闲时间，因此，造成了福利损失。SimonsenandCysne(2001)研究了在购买-时间模型中包括有息资产的情形，并从理论上给出了福利本钱的上下界。Cysne(2004)研究了连续时间下的购物时间模型，并得到了福利本钱的解析表达式，他还从理论上讨论了引进家庭异质性的通货膨胀福利本钱。
除了上述三个比较代表性的方法外，经济学家还提出了其他一些计量方法。如Fischer(1981)将货币和其他资产同等看待，把货币看作是资源跨期转移的载体，建立了一个禀赋经济的OLG(overlap—generation)模型。LagosandWright(2005)首次利用货币寻介理论，估计了通货膨胀的福利本钱。Imrohoroglu(1992)刻画了在一个收进波动且没有保险经济环境里，经济个体为平滑自己的消费而持有货币的计量通货膨胀福利本钱模式。
二、对目前中国通货膨胀福利本钱研究的启迪
反观国内，当前对通货膨胀的研究仍主要集中在成因、对策等定性方面，而专门针对通货膨胀福利本钱的研究则很少，且大多是基于国外已有的研究，主要利用国外研究中已有的模型对中国的通货膨胀福利本钱进行估算。如欧俊和李花(2006)利用Bailey(1956)研究方法对中国通货膨胀福利本钱进行了估算；陈彦斌、马莉莉(2007)分别使用消费者剩余方法、MIU模型和CIA模型计算了中国通货膨胀的福利本钱；谢赤(2002)则在购买-时间模型下讨论了金融创新对通货膨胀福利本钱理论上的影响；陈利平(2003)在一个引进消费攀比的Shopping-Time模型中讨论了通货膨胀的福利本钱；龚六堂、邹恒甫和叶海云(2005)利用他们研究的框架，在Lucas模型基础上，应用Kruz(1968)和Zou的思想，把消费者的财富引进效用函数，给出了货币供给的改变对经济不确定影响的分析。
但题目是这种利用国外研究中已有的模型对中国通货膨胀福利本钱进行估算的方法存在较多的局限性，由于纵观通货膨胀福利本钱计量方法的发展，尽管不同经济学家的模型有所不同，但其基本思想是一致的，都是基于货币对于公众的有用性或者货币能提供给公众便利为出发点，进而考虑通货膨胀率的变化如何影响公众的货币持有，并引起公众效用的变化，从而对通货膨胀的福利本钱进行计量。由于公众效用本身的抽象性和现实情况的复杂性，已有的关于通货膨胀福利本钱的计量方法或多或少都存在一些不足之处。此外，国外既有的研究大多基于美国的经济背景，而中国的社会经济状况与美国有很多不同的特殊情况，在一定程度上也制约着中国通货膨胀福利本钱计量的正确性。
1.已有的研究所采用的模型大多是引进货币的效用函数模型框架，加上各种外部约束来推导货币需求，进而对通货膨胀的福利本钱进行计量。但从各种模型的计量结果来看，各种模型间不仅存在不小的差距，而且其结论也存在较大的差异。
2.已有的研究大都只限于在稳态下得出的比较结果，而当通货膨胀率剧烈波动或迅速上升(下降)时，实际的通货膨胀福利本钱会与稳态下的计量结果产生不同程度的差距。这使得已有模型的结果实在用性大打折扣。
3.很多模型都假设名义变量对真实变量不产生影响，即货币和通货膨胀是中性的。这与很多现存的研究结果相悖。尤其在中国，由于经济的市场化程度仍然不高，货币冲击对经济实体的影响与货币主义的条件假设不符，货币中性依然是一个长期争论的题目。
4.国外既有的研究大多基于美国的经济背景，而中国改革开放以后的经济发展走出了一条相对独特的中国式发展之路。如中国至今还存在明显的二元经济特征，城市和农村在使用活期存款时的便利性方面有很大不同、活期存款普遍是付息的，这意味着货币层次的选择上M0和M1都不正确。
5.已有的研究大都将名义利率作为通货膨胀福利本钱函数的自变量，从名义利率的角度来计量通货膨胀的福利本钱，其隐含假设为名义利率的水平和变化，可以反映出通货膨胀的水平和变化。但在中国，由于资本市场还不够成熟，利率市场化的机制尚未完全建立，利率水平的反应比发达国家相对更迟缓，也更具有粘性。因此，根据名义利率计算通货膨胀福利本钱有时无法反映中国的真实情况。
基于上述原因，我们在对中国的通货膨胀福利本钱进行研究时必须在把握主流分析的基础上，根据中国的现实约束条件，提出适合中国国情的通货膨胀福利本钱研究的理论框架和实证研究，只有这样才能对我国采用货币政策等宏观调控措施以来的各期通货膨胀福利本钱水平作出正确计量和评价，并对中国通货膨胀率的确定给出一个社会福利的考核标准。
参考文献：
Bailey，MartinJ.TheWelfareCostofInflationaryFi-
nance，JournalofPoliticalEconomy，1956，64(2)，93-110
中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1006－1428(2008)03－0010－05
一、导论
目前，通货膨胀问题成为当前决策层和学术界关注的焦点之一。政府对通货膨胀进行调控的力度和效果的不确定性以及潜在外生冲击的不确定性将引发微观经济主体难以判断未来的通货膨胀水平，也即存在通货膨胀不确定性。
通货膨胀不确定性将扭曲微观经济主体的跨期储蓄决策和投资决策，影响市场的预期相对价格水平，阻碍真实价格信息在市场间的传递，导致价格机制对经济资源配置效率的下降，从而可能降低经济的实际产出。一个普遍的观点认为：如果通货膨胀被很好地预期，那么通货膨胀产生的成本就较小；如果通货膨胀提高了通货膨胀不确定性，那么它的成本就相对较大。因此，通货膨胀不确定性被认为是联系通货膨胀和实际经济活动的中间环节，也即高通货膨胀产生的经济成本是由于微观经济主体对未来通货膨胀的不确定增加了，并据此调整自身的经济行为而引起的。鉴此，了解通货膨胀不确定性与通货膨胀水平、经济活动以及货币政策规则之间的关系对当前我国制定有效的反通货膨胀货币政策具有重要意义。
国外对该问题的研究已经相对成熟，存在大量的理论研究和实证研究。但国内对通货膨胀不确定性问题的研究尚不多见。本文将对国内外该领域的研究成果，从理论模型和实证研究两个方面进行较为全面的梳理与评价。
二、通货膨胀不确定性与通货膨胀
(一)理论分析
1、高通货膨胀导致高通货膨胀不确定性的理论分析。
Okun(1971)首先提出高通货膨胀导致高通货膨胀不确定性，并可能降低社会总产出的论断，Friedman(1977)在其诺贝尔经济学得奖演讲上再次对该论断进行了阐述，其后，Ball(1992)用一个非对称信息博弈模型理论化了Okun和Friedman的论断。Ball(1992)的博弈模型中包含两种类型的货币政策制定者：强货币政策制定者和弱货币政策制定者。公众知道强货币政策制定者愿意忍受实行反通货膨胀的成本，而弱货币政策制定者不愿意。当通货膨胀很低的时候，两种类型的政策制定者都将保持低通货膨胀，因此通货膨胀不确定性将很低；然而，如果一个非预期的冲击使得当前的通货膨胀提高的话，只有强货币政策制定者将进行反通货膨胀操作，由于假设两种类型的货币政策制定者以随机方式掌权，从而公众并不清楚何时反通货膨胀政策能被执行，因此高通货膨胀将增加通货膨胀不确定性。
Ball考虑货币政策体制不确定性对通货膨胀不确定性的影响。而Holland(1993)提供了通货膨胀和通货膨胀不确定性之间关系的另外一种解释，他考虑在给定一定货币数量变化下，经济参与者预期价格水平变化幅度不确定性的影响，其结果是高通货膨胀下，货币存量变化对总体价格影响的不确定性增加，从而通货膨胀不确定性增加。
2、高通货膨胀不确定性导致高通货膨胀的理论分析。
Cukierman和Melzter(1986)和Cukierman(1992)的模型隐含高通货膨胀不确定性可能导致未来更高通货膨胀水平的结论。该模型包含一个“机会主义”的货币政策制定者，它有一个多期的目标函数，这个目标函数反映货币政策制定者既有控制通货膨胀，也有通过创造不可预期的货币增长来刺激经济的双重目标，赋予这两个目标的权重是随机的。货币政策制定者知道公众如何预期货币增长和通货膨胀，它们通过比较刺激经济的收益和通货膨胀的成本来选择一个货币增长计划，使其目标函数最大化。Cukierman认为货币增长不确定性来源两个方面：一方面是货币政策操作的非精确性，另一方面是货币政策制定者目标函数的变化。当货币政策操作误差较高的时候，公众就必须得花更多的时间来辨别实际货币增长相对于预期的偏离是货币政策制定者的目标函数转变还是操作过程的误差所致，也即公众面临着推论的不确定性，他们对扩张性货币政策的抵消行为的负面效果会小于创造非预期的货币增长以刺激经济的正面效果。从而，货币政策制定者愿意以当期的经济增长换取下期的通货膨胀。因此，货币增长不确定性提高将导致最优平均货币增长的上升，进而引发下期更高的通货膨胀。
(二)实证研究
对通货膨胀与通货膨胀不确定性的实证研究要远远早于两者关系的理论研究，但实证研究碰到的一个主要问题是如何衡量通货膨胀不确定性，因为它无法直接观察，只能以某种替代变量来衡量。
1、以通货膨胀观测值的方差/标准差作为不确定性的衡量方式。
早期的实证研究往往简单的将通货膨胀观测值的方差或标准差作为不确定性的衡量方式。例如，Okun(1971)、Foster(1978)、Pagan，Hall和Trivedi(1983)。这些研究大部分支持通货膨胀与通货膨胀不确定性存在正相关关系，也即高通货膨胀水平往往伴随高通货膨胀不确定性。但是这种不确定性衡量方式无法区分波动率中的可预测部分和不可预测部分，因为经济参与者即使能用可得信息预测到部分波动率，预测到的部分也会在方差中反映出来。实际上，只有不可预测的波动率才是不确定性的有效衡量方式。因此，通货膨胀方差或标准差不是通货膨胀不确定性的有效衡量方式，它可能会夸大两者的相关程度。
2、以通货膨胀预测调查的预测方差/标准差作为不确定性的衡量方式。
这种衡量方式主要采用美国的Livingston或SRC调查中个人对未来通货膨胀的预期数据，因此也主要用于研究美国的通货膨胀不确定性。这种衡量方式也大都支持通货膨胀与通货膨胀不确定性有正向相关关系。但这种不确定性的衡量方式会受到个人预测者诸多主观因素影响，并不可避免地会碰到预测者是否具有代表性的问题(Zarnowitz和Lambros，1987)。
3、以计量经济模型的条件方差作为不确定性的衡量方式。
随着Engle(1982)的ARCH模型、Bollerslev(1986)的GARCH模型以及其后的一些非对称性GARCH类模型如AGARCH，TGARCH，EGARCH等和具有分形特征的长记忆模型的提出，条件方差就成为主要的通货膨胀不确定性衡量方式，这是因为GARCH模型能在给定经济结构下，明确估计通货膨胀在不可预测冲击下时变的条件方差，它比前面两种衡量方式更能反映不
确定性。
为了反映货币政策体制的转换和人们预期变化对不确定性的影响，研究者也在条件均值等式和条件方差等式中引入时变参数(time－varying parame－ter)或马尔柯夫体制转换(markov－switching)。
但这种衡量方式也并非十全十美，因为它必须以计量模型能很好的拟合通货膨胀演变路径为基础，否则以计量经济模型产生的条件方差作为不确定性衡量方式会产生很大的偏差，甚至得出不同的结论。例如，Allan和Marcel(1996)用加拿大CPI和核心通货膨胀率数据，采用一个简单的自回归模型和一个包含产出缺口、进口价格指数，石油冲击和间接税率等变量的约简菲利普斯曲线模型，发现在自回归模型中，通货膨胀和通货膨胀不确定之间存在一个显著的正相关关系，但在约简模型中，这种关系并不显著，说明两者之间关系存在模型依赖问题。
4、通货膨胀不确定性和通货膨胀的因果关系检验。
以上文献对通货膨胀不确定性和通货膨胀之间关系进行研究的估计方法一般有两种：一是两步法，即先用模型拟合得到条件异方差，而后将其作为因变量或自变量进行回归分析，得出反映两者关系的系数；另一种是最大似然估计法，即在条件均值等式加入滞后条件方差或在条件方差等式中加入滞后通货膨胀率，而后进行最大似然估计，得出反映两者关系的系数。实际上，这种估计结果反映的是两者之间的相关关系，而不是如Ball(1992)或Cukierman和Meizter(1986)的理论模型中所反映的因果关系。鉴于此，也有一部分文献对两者关系进行Ganger－causality检验。这些研究结论都支持高通货膨胀引发高通货膨胀不确定性的假说，但反过来，高通货膨胀不确定性导致高通货膨胀的假说的证据却不尽相同。
三、通货膨胀不确定性与实际经济活动
通货膨胀不确定性与产出之间关系是实证研究的另一个重点，例如，Hayford(2000)采用Livingstion调查数据，发现对未来失业率的不确定性与通货膨胀正相关，通货膨胀是失业率不确定性的Granger原因，通货膨胀不确定性或失业率不确定性都会暂时减缓实际GDP的增长；Jyh－Lin Wu et al(2003)采用一个带有马尔柯夫转换方差的时变系数模型(time varying parameter model)研究美国1957年到2000年的通货膨胀不确定性和实际GDP关系，将通货膨胀不确定性区分为回归系数变化引起的不确定性(由经济体制转化和人们对货币政策体制预期变化引起的)和扰动项异方差的不确定性(由不可预期的经济冲击引起的)，发现回归系数改变引起的通货膨胀不确定性对实际GDP有一个显著的影响，但是源于扰动项异方差性的不确定性的影响可以忽略不计。
除了产出之外，经济学家们还关心另一个主要的宏观经济变量失业率，因此，也存在研究通货膨胀不确定性与失业率之间关系的文献，例如，Steven和Jon(1997)采用时变参数ARCH模型检验通货膨胀不确定性和失业率之间的关系，发现通货膨胀不确定性和失业率之间存在一个显著的正向关系，但是这种关系会受到样本时段、样本产业和经济周期的影响。
另外，也有一些研究关注通货膨胀不确定性与其他经济活动的关系，例如，N．Apergis(1997)用ARCH模型拟合通货膨胀不确定性，并将其加入货币需求等式，发现这样的货币需求等式可用于解释1988年希腊货币体系的管制放松对通货膨胀不确定性的影响；Bryce Kanago(1998)的研究表明通货膨胀不确定性和合约持续期(contract duration)之间存在一个负相关关系。
这些研究成果从不同的角度将通货膨胀不确定性和实际经济活动联系起来，有利于货币当局大致衡量通货膨胀不确定性所造成的社会成本，并为各国的货币政策选择提供决策支持。例如，多数通货膨胀和通货膨胀不确定性之间关系的实证研究结果支持两者存在正向相关关系的结论，进一步，如果高通货膨胀不确定性会对实际经济活动，如产出，就业等产生较为严重的负面影响，那么这些研究成果的一个明显的政策含义就是货币当局应该以低通货膨胀而不是经济增长或充分就业为主要货币政策目标。
四、通货膨胀不确定性与通货膨胀目标制
从上面分析我们可以看出，由未来经济的随机冲击引起的通货膨胀不确定性是不可避免，但由公众与货币当局之间在货币政策上的信息不对称引起的通货膨胀不确定性原则上却可通过加强货币政策的透明度和提高货币当局信誉的措施加以规避。一些发达国家的货币当局在实践的过程中，逐渐形成一种高度透明的货币政策框架――通货膨胀目标制(inflation targeting)。一般认为通货膨胀目标制有三个基本的特征：第一，存在一个明确的通货膨胀目标值，它可以是一个目标点或是一个目标区间，通常以消费物价指数，或是剔除掉短期成分的消费物价指数来衡量。取得这个通货膨胀目标值或将通货膨胀控制在目标区间内是货币当局的主要货币政策目标，同时，货币当局不应该存在其他的名义锚，如汇率目标或货币增长目标；第二，存在一个通货膨胀预测目标(inflation－forecast targeting)的货币政策决定程序，也即货币当局设定某个货币政策工具，使得基于所有相关信息集合下对通货膨胀的预期与通货膨胀目标一致；第三，高度透明性(transparency)和义务性(accountability)，中央银行有责任取得目标通货膨胀，并提供透明的货币政策报告。
通货膨胀目标制下，货币当局对取得目标通货膨胀的义务性和货币政策的透明性降低了公众与货币当局之间的信息不对称，从而通货膨胀不确定性下降。但Bernanke et al(1999)却指出，在通货膨胀目标制中，公众仍然无法完全预期到货币当局的反通货膨胀措施，一个可能的结果是通货膨胀目标制国家的预期通货膨胀率下降，但通货膨胀预测误差却不一定下降。这种观点得到David R．Johnson(2002)的实证支持，他比较5个通货膨胀目标制国家和6个非通货膨胀目标制国家1984年－2002年的预期通货膨胀调查数据，采用面板数据拟合预期通货膨胀的动态行为，发现在5个通货膨胀目标制国家中，预期通货膨胀显著下降，但平均通货膨胀预测误差(通货膨胀不确定性)却没有显著小于非通货膨胀目标制国家。但A．Kontonikas(2004)用1972年到2002年英国的数据，采用对称、非对称和成分GARCH－M模型衡量通货膨胀不确定性，却发现通货膨胀目标制消除了通货膨胀持续性，减少了长期的通货膨胀不确定性。
五、文献评述
第一、关于不确定性的来源问题。从理论上讲，通
货膨胀不确定性的来源主要包括供给冲击，货币政策体制转换的冲击和对经济结构的不完全信息等。Ball(1992)理论模型的不确定性来源于类型不同的货币当局在面临通货膨胀时采取货币政策倾向的不同；Holland的模型加入经济参与者的预期因素，在对经济结构信息不完全的情况下，不同微观经济主体的不一致预期将导致不确定性的增加；Cukierman和Melzter模型的不确定来源于机会主义货币当局的货币政策选择，从而也可归结为货币政策体制转换的不确定性。显然，货币政策的可信性是通货膨胀不确定性的一个重要决定因素。由于供给冲击如石油价格的变化，经济结构的变化等因素不是货币当局能够控制的，相反货币当局的信誉却是可积累的，它能直接降低通货膨胀的不确定性，减少经济参与者的扭曲行为。因此，构建货币当局的政策信誉就显得至关重要。
实证研究中，大部分文献都支持通货彩胀和通货膨胀不确定性之间的相关关系，但通货膨胀不确定性是否引起产出和就业率下降的实证研究结果却不大一致。虽然相关关系与Ball或Cukierman和Melzter模型中的因果关系不同，但两者的正向相关关系在一定程度上说明了它们同向运动的趋势。实际上，Friedman－Ball的论断是以通货膨胀不确定性为中介，反映了高通货膨胀的社会成本问题。这种论断的实证研究必须首先检验高通货膨胀引发高通货膨胀不确定性，而后检验高通货膨胀不确定性引发实际产出或就业率下降，但国外多数文献仅仅只研究其中的一个步骤。而国内文献更多的是直接研究通货膨胀水平与实际经济活动的关系，如刘金全和谢卫东(2003)。
第二，关于不确定性的衡量问题。正如前文所说的，通货膨胀观测值的方差和基于调查的预期通货膨胀方差都不是理想的通货膨胀不确定性衡量方式。GARCH类条件方差反映了变量非预期冲击的变动，能较好反映不确定性，但它必须以模型表达式的正确为前提条件。因此，一些能更加贴切反映通货膨胀过程和不确定的方法逐渐被引用，如以菲利普斯曲线反映实际经济变量对通货膨胀的影响，或以时变参数模型反映经济参与者的学习过程和预期行为的变化，或以马尔柯夫体制转换反映结构变化等。但不可否认的是研究者很难采用统一的模型对不同国家的数据进行研究，因为各国的货币政策体制、经济结构和经济发展路径是不相同的。对中国而言，如何构建能够合理反映中国通货膨胀演化路径的计量经济模型，衡量其通货膨胀不确定性，进而探讨其与通货膨胀本身以及实际经济活动之间的关系就成为一个有待研究的问题。国外的这些研究成果就显得很有借鉴价值。
第三，关于通货膨胀目标制的问题。通货膨胀目标制是否成功的一个衡量标准是其能否有效降低通货膨胀的预测误差(通货膨胀不确定性)，但实证研究的结论却不一致。通货膨胀目标制仅有十来年的实践经验，多数实证研究都面临样本期限短，数据有限的问题，同时，不同的研究方法也会影响实证研究的结果，从而影响其参考价值。对中国而言，采取通货膨胀目标制是不现实的，主要原因在于中国已经隐含地存在汇率名义锚，通货膨胀目标和汇率目标往往会存在冲突。另外，中央银行的独立性较弱，货币政策工具有限等也会影响通货膨胀目标制的采用。但毋庸置疑的是通货膨胀目标制在要求货币当局强化货币政策透明度上的信念却是值得中国在操作反通货膨胀政策时进行借鉴。
六、当前中国通货膨胀的成因、影响和趋势
