導語：如何才能寫好一篇通貨膨脹的特征，這就需要搜集整理更多的資料和文獻，歡迎閱讀由公文云整理的十篇范文，供你借鑒。

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一、通貨膨脹的起因及貨幣政策的局限性

關于通貨膨脹的起因，人們總是習慣于從供給和需求兩個方面去分析。在供給相對穩(wěn)定的時候，如果需求突然擴張，供給來不及做出反應，市場上就會出現(xiàn)商品和勞務的供不應求，形成通貨膨脹；同樣，在需求相對穩(wěn)定的時候，如果供給因為成本上升等原因在原有的價格水平上不得不減少供應量，也會造成市場上商品和勞務的供不應求，形成通貨膨脹。要解決通貨膨脹問題，自然要從增加供給或壓縮需求的角度入手。由于財政政策有一個滯后效應，于是貨幣政策在短期內也就成了遏制通貨膨脹的最主要政策工具。然而從國內外的長期實踐看，該理論已經存在明顯的缺陷：

第一、在需求存在結構性不足的情況下，緊縮的貨幣政策可能帶來較大的副作用。緊縮的貨幣政策針對的只能是經濟過熱、需求總體過旺。如果市場需求總體穩(wěn)定，甚至部分需求偏冷，此時再實施緊縮的貨幣政策，很有可能使生產萎縮，經濟衰退。

第二，在穩(wěn)定價格的前提條件下增加市場供給需要有相應的且穩(wěn)定的生產要素供給，然而這一條件通常很難滿足。在IS―LM模型中，在所謂的“凱恩斯區(qū)間”里，理論上確實存在供給增加而價格不變的情況，但它早已被證明是一種特例，是一國經濟處于大蕭條階段或者一國經濟剛剛起步因而在各方面都存在大量閑置資源的情況下才有的一種特殊現(xiàn)象。

第三，由于價格慣性和價格剛性，遏制通貨膨脹的政策不是使市場價格回落到原有水平，而是停留在次高水平上不再繼續(xù)上漲。由任何一種生產要素價格上升引發(fā)的商品和勞務價格上漲都意味著新一輪的社會財富重新分配。在價格慣性和價格剛性的作用下，商品和勞務價格的聯(lián)動效應會非常明顯，此時對付通貨膨脹的有效對策根本不是收緊銀根，而是適當增加流通領域的貨幣供給量。

由此可見，傳統(tǒng)貨幣緊縮政策的實施有著嚴格的限制條件，只有滿足了這些限制條件，貨幣政策才能達到預期的效果。

二、地租推動型是中國目前通貨膨脹的基本特征

地租增加對通貨膨脹的推動作用來自于地租參與社會產品分配的特殊性。這種特殊性主要反映在以下幾個方面：

第一，地租的存在以土地所有權取得純粹的經濟形式為前提。換句話說，作為勞動條件的土地必須與土地所有權、土地所有者完全分離，土地對土地所有者來說只代表一定的貨幣稅，土地與其他生產要素一樣參與資源的最優(yōu)配置，完全不會受到土地的行政和隸屬關系的影響。而所有這一切又都是生產力水平發(fā)展到一定高度、商品經濟相當發(fā)達的必然結果。

第二，地租是一個由外生因素決定的經濟變量。正如馬克思所指出的，地租的量完全不是由地租的獲得者決定的，而是由它沒有參與、與他無關的社會勞動的發(fā)展決定的。地租的存在與否與土地所有者無關，它是社會勞動發(fā)展的產物，是一個客觀的經濟現(xiàn)實。這一結論，無論是對級差地租、絕對地租，還是對壟斷地租、租金，都是適用的。

第三，地租會隨著市場對土地產出物需求的增加而增加。地租的組成雖然比較復雜，但就真正的農業(yè)地租來說，會隨著土地產品市場的擴大，也就是隨著非農業(yè)人口的增加：隨著他們對食物和原料的需要和需求的增加而發(fā)展起來。因此，地租不僅是一個客觀存在，它還是一個不斷變化的量。土地產品市場越大，地租增長得越快，地租總量也越大。

第四，投在土地上的資本利息數(shù)量越來越大，并以地租的形式表現(xiàn)出來。當然，土地的投資收益從經濟學上來說，無論這個部分或那個部分都不形成地租；但實際上它們都形成土地所有者的收入，是他的壟斷權在經濟上的實現(xiàn)，和真正的地租完全一樣。這部分地租也同樣構成土地產品價格的一部分，并且土地投資越多，土壤改良效果越明顯，這部分地租所占比重越大。

如果以M1表示第一年土地產品的價值總額，m1表示

顯然，劣等地的投入使用，帶來土地產品價值量的增加不僅包括劣等地產品的生產價格，還包括劣等地的絕對地租年口，所有相對優(yōu)等地的級差地租的增量。如果要確保土地產品單位價值所體現(xiàn)的貨幣數(shù)量的穩(wěn)定，投放的貨幣數(shù)量不僅要滿足實現(xiàn)劣等地產品生產價格的需要，還要滿足實現(xiàn)劣等地的絕對地租和所有相對優(yōu)等地的級差地租增量的需要。這本身就意味著單位土地產品價格的上揚。這一規(guī)則既適用于農產品也適用于礦產品。

從這個角度看，盡管中國通貨膨脹率迭創(chuàng)新高，已經達到了近幾年少見的水平，但地租仍然存在著進一步上漲的動力：

1　改革開放30年來，我國生產力發(fā)展水平取得質的飛躍，生產市場化程度大大提高，商品經濟已經比較發(fā)達，尤其是分田到戶和取消農業(yè)稅，為地租的產生，為地租、農產品價格和農產品需求的聯(lián)動提供了前提條件。

2　我國產業(yè)結構的高度化，從資源和勞動密集型產業(yè)向資本密集型產業(yè)迅速轉變，拉大了農業(yè)與非農產業(yè)的資本有機構成差距，為絕對地租提供了極大的提升空間。

3　我國城鎮(zhèn)化水平的迅速提升，特別是農業(yè)人口大量向城市集聚，為農產品提供了廣闊的市場，大量原來不適宜耕種的土地得到了開發(fā)，農產品的級差地租進一步增加。

4　隨著近幾年國家、地方政府和農民加大對土地的資本投入，農業(yè)勞動生產力大大提高，地租中的租金含量也隨之大大提升，這又進一步推高了農產品的價格。

5　伴隨著農村勞動力大量流向城市，農村的剩余勞動力大大減少，農村勞動力價格日益市場化。近年來城鎮(zhèn)勞動力價格的大幅提升也帶動了農村勞動力價格的大幅提升，這成為中國農產品價格上升的一個重要因素。

6　現(xiàn)代化農業(yè)是集約型農業(yè)，既需要勞動的密集投入，也需要資本的密集投入。農產品價格中屬于不變資本的部分越來越大，絕對量越來越多，這是農產品價格不斷上揚的另一個重要原因。

如果說，中國在改革開放、融入世界市場經濟的過程中，外部過剩的土地生產能力在相當程度上緩解了中國農礦產品價格上漲的壓力的話，那么最近幾年壘球農礦產品的價格暴漲已經標志著外部世界土地過剩生產能力的耗竭，并終于在2006年年中開始全面推動中國國內的價格上揚。

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【關鍵詞】居民消費價格指數(shù) 通貨膨脹 通貨膨脹波動性 SV模型

一、引言

通貨膨脹是經濟運行狀況的主要指示器，是宏觀經濟分析和決策、價格總水平監(jiān)測和調控以及國民經濟核算的重要指標。這一指標不僅影響著政府制定貨幣、財政、消費、價格、工資、社會保障等政策，同時也與居民日常生活密切相關。從微觀層面的角度來看，不同經濟主體對通貨膨脹率的預期及其基于預期所采取的經濟行為會對不同行業(yè)的供給與需求產生不同的沖擊；從宏觀層面的角度來看，穩(wěn)定的物價水平和宏觀經濟環(huán)境不僅有利于投資和經濟增長，也有利于社會的和諧統(tǒng)一發(fā)展。通貨膨脹制造了經濟的不穩(wěn)定性和不確定性，其影響無處不在。

盡管通貨膨脹對經濟的影響已成為共識，但通貨膨脹與其不確定性之間的關系，學術界未形成一致的看法。Firedman（1977）認為較高的通貨膨脹會導致更大的通貨膨脹不確定性。國內外很多研究支持Firedman的觀點。如Karahan（2012）對土耳其的CPI數(shù)據分析表明，通貨膨脹導致了通貨膨脹不確定性。另一方面，Cukierman和Meltezer（1986）認為通貨膨脹不確定性導致通貨膨脹及較低的長期經濟增長。Balcilar等（2011）利用GARCH模型對G3國家通貨膨脹及通貨膨脹不確定性的研究表明，兩者之間有相互的積極作用，分別支持了Friedman和Cukierman-Meltzer的觀點。

對通貨膨脹不確定性的大量研究都是利用ARCH類模型來進行的，然而在這些設定中，通貨膨脹不確定性是在給定的時間下預先設定的。然而，隨機波動（Stochastic Volatility，SV）模型允許研究者能夠在動態(tài)框架下評價通貨膨脹不確定性的新息將對通貨膨脹本身的影響。Berument等（2011）在動態(tài)框架下利用SVM模型也對土耳其的通貨膨脹和通貨膨脹不確定性之間的聯(lián)系進行了研究。實證結果表明通貨膨脹對于通貨膨脹波動的反應是正相關的和統(tǒng)計顯著的，更高的通貨膨脹不確定性導致更高的通貨膨脹，反過來并不成立。

近年隨著全球經濟波動，我國通貨膨脹問題成為公眾和政府部門關注的焦點。本文從通貨膨脹與其波動性關系出發(fā)，利用SV模型計算分析通貨膨脹與其波動性之間的因果關系，并得出結論。

二、理論模型

隨機波動模型是研究金融時間序列波動性的計量經濟模型，基本SV模型形式如下：

yt=εtexp（θt/2），εt～i.i.d.N（0，1） （1）

θt=μ+φ1θt-1-μ+ηt，ηt～i.i.d.N0，σ2，t=1，2，…，n，（2）

其中，yt表示時刻t的觀測變量，為標準化對數(shù)形式。Gt為獨立同分布的白噪聲。θt表示波動的擾動水平，以對數(shù)形式表示。μ和φ1表示波動方程的自回歸參數(shù)，其中，φ1為持續(xù)性參數(shù)，反應了當前波動對未來波動的影響。ηt表示波動的擾動水平，相互獨立，并服從均值為0，方差的正態(tài)分布，并且，Nt與Gt相互獨立。

在標準SV模型基礎上，為刻畫波動與預期觀測值的相關關系，在均值方程中引入波動項作為均值回復的一個影響因素，因此得到SVM（Stochastic Volatility in Mean）模型，形式如下：

yt=dexp（θt）+εt（θt/2），εt～i.i.d.N（0，1）， （3）

θt=μ+ψ（θt-1-μ）+ηt，ηt～i.i.d.N（0，τ-1） （4）

記τ=1/σ2，

其中，dexp（θt）表示風險補償，d為測量均值波動效應的回歸系數(shù)，即風險溢出系數(shù)，表示波動對預期觀測變量的影響。

SV類模型的貝葉斯計算需在馬爾科夫鏈蒙特卡羅（Markov Chain Monte Carlo）方法（簡稱為MCMC方法）的框架下實現(xiàn)。在此框架下，后驗分布采用Gibbs抽樣方法進行估計。Gibbs抽樣算法如下：

1.給定參數(shù)的初始值：θ1（0），θ2（0），…，θp（0）

2.對t=0，1，2，…，進行如下迭代

a）從分布π（θ1|θ2t，…，θpt，x）中產生θ1（t+1）；

b）從分布π（θ2|θ1t+1，θ3t，…，θpt，x）中產生θ2（t+1）；

……

c）從分布π（θp|θ1t+1，θ2（t+1），…，θp-1t，x）中產生θp（t+1）；

由此產生馬爾科夫鏈θ（0），θ（1），…，θ（t），…

利用MCMC方法估計模型前，設定參數(shù)的先驗分布為：在波動方程（4）中，令μ服從均值為0，方差為10的正態(tài)分布；令ψ服從參數(shù)a=20，b=1.5的beta分布，令τ=1/σ2服從形狀參數(shù)為2.5，尺度參數(shù)為0.025的gamma分布。

三、實證分析

（一）通貨膨脹的基本統(tǒng)計特征分析

通貨膨脹水平采用居民消費價格指數(shù)（CPI）的對數(shù)一階差分形式來表示，CPI樣本取自1994年1月到2013年4月共232個月度數(shù)據，從國家統(tǒng)計局網站獲得。模型的計算使用WinBUGS軟件。

圖1、圖2分別顯示CPI與通貨膨脹序列的時間走勢。由圖1可知，我國物價水平在過去20年中，有四次較明顯的峰值，分別為1994年底，2004年中期，2007年底，2011年。對比通貨膨脹水平的時間趨勢圖可知，通貨膨脹波動呈現(xiàn)聚集性特征，這種變化體現(xiàn)出通貨膨脹率的異方差特征。

圖1 我國CPI的時間走勢圖

圖2 我國通貨膨脹率Nt的時間走勢圖

CPI和通貨膨脹率的描述統(tǒng)計如表1所示。由表可知，兩者都呈現(xiàn)出右偏、尖峰的分布形態(tài)。J-B統(tǒng)計量的檢驗結果也證實了對于正態(tài)分布的偏離程度，p值接近0，表明至少可在99%的置信水平下拒絕零假設，即序列不服從正態(tài)分布。

表1 描述統(tǒng)計量

注：J-B統(tǒng)計量括號內的數(shù)字為顯著性水平。

對通貨膨脹率進行ADF和PP兩種方法進行單位根檢驗，結果如表2所示。在1%顯著性水平下，拒絕通貨膨脹數(shù)據有一個單位根的假設，時間序列數(shù)據是平穩(wěn)的。

表2 序列的單位根檢驗結果

注：檢驗統(tǒng)計量括號內的數(shù)字是以SIC準則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)。

（二）SV模型擬合分析

考慮到通貨膨脹水平與通貨膨脹不確定性的相關關系具有時變特征，建立SVM模型。在Gibbs抽樣中，迭代次數(shù)設為50000，為保證參數(shù)估計的收斂性，將每個參數(shù)的前4000次迭代燃燒掉。圖3為模型參數(shù)的后驗分布核密度估計圖，由圖可知，d的后驗分布具有對稱性μ，φ，τ，的后驗分布具有偏態(tài)特征。

（a）d的后驗密度

（b）的后驗密度

（c）的后驗密度

（d）的后驗密度

圖3 SVM模型參數(shù)的后驗分布核密度估計圖

利用MCMC方法抽樣得到的樣本進行進一步分析，可得模型參數(shù)的估計值及相應的分位區(qū)間估計，如表3所示，給出了通貨膨脹率的SVM模型參數(shù)的均值、標準差、MC誤差、2.5%和97.5%等主要分位數(shù)的貝葉斯估計值。

表3 SVM模型參數(shù)的后驗估計值

由表可知，各參數(shù)的MC誤差均遠小于標準差，波動方程的自回歸參數(shù)的后驗均值為0.9249，可見通貨膨脹的不確定性具有較強的持續(xù)性特征。均值波動效應的回歸系數(shù)d的后驗均值為-0.08， d值大小表示波動變動一個單位對預期觀測值的影響程度，說明通貨膨脹的不確定性對通貨膨脹水平的影響很小。

四、結論

本文根據通貨膨脹特征，利用均值隨機波動模型，對通貨膨脹波動性，即不確定性與通貨膨脹自身的關系進行初步探究。盡管利用SV模型對我國通貨膨脹數(shù)據的分析極少，但模型本身能從數(shù)量上給出通貨膨脹不確定性與通貨膨脹之間相互影響關系以指引，即通貨膨脹的不確定性對通貨膨脹水平的影響微小。從反面證明，我國的通貨膨脹水平并非支持Cukierman-Meltezer假說。

從宏觀經濟角度來看，由于實行宏觀調控，中央銀行即中國人民銀行，代表政府調控力量，不會因公眾的預期而放任通貨膨脹指數(shù)增長。為保持經濟平穩(wěn)運行，央行及各級政府會通過行政手段干預物價指數(shù)，從而達到影響通貨膨脹率的目的。

對于政策運用來說，通貨膨脹的波動性對通貨膨脹不存在顯著因果關系，其原因可能是我國投資者對于利率不敏感所導致，因此，應結合我國國情，制定相應的貨幣政策和財政政策。對于政策目標而言，人們對未來預期的不確定性會導致通貨膨脹的波動，但這種波動不會顯著對未來的通貨膨脹產生顯著影響，因此，我國宏觀調控下宏觀經濟政策具有經濟穩(wěn)定調節(jié)器的作用，應充分重視，從而保證我國經濟長期平穩(wěn)運行。

參考文獻

[1]Friedman，M.Nobel Lecture：Inflation and Unemployment.Journal of Political Economics，1977，85：451～472.

[2]Ball，L.Why dos High Inflation Raise Inflation Uncertainty？Journal of Monetary Economics，1992，29：371～378

[3]Robin Grier，Kevin B.Grier.On the real effects of inflation and inflation uncertainty in Mexico. Journal of Development Economics，Volume 80，Issue 2，August 2006，478～500.

[4]Cukierman，A.and Meltzer，A.A Theory of Ambiguity，Credibility and Inflation under Discretion and Asymmetric Information.Econometrica，1986，54：1099～1128.

[5]Mehmet Balcilar.On the nonlinear causality between inflation and inflation uncertainty in the G3 countries Journal of Applied Economics.Vol XIV，No.2 （November 2011），269～296.

[6]？魻zcan Karahan.The relationship between inflation and inflation uncertainty：evidence from the Turkish economy.Procedia Economics and Finance 2012，1：219～228.

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關鍵詞：通貨膨脹；通貨膨脹慣性；貨幣政策

中圖分類號：F74

文獻標識碼：A

doi：10.19311/ki.16723198.2017.01.012

1引言

1.1通膨脹慣性研究的意義

維持物價穩(wěn)定對經濟和社會的穩(wěn)定發(fā)展具有重要的意義，因此始終是宏觀經濟研究的熱點。通過分析發(fā)達國家歷史上的通貨膨脹，可以發(fā)現(xiàn)大多都曾經歷過惡性通貨膨脹，同時為此付出過沉重的代價。在當前全球經濟一體化的歷史背景下，通貨膨脹問題變得更加復雜。

1.2中國通貨膨脹慣性的研究背景及新變化

通貨膨脹率最高值出現(xiàn)在2008年2月，達到了87%。雖然通貨膨脹得到了有效控制，但通貨膨脹的動態(tài)變化出現(xiàn)了一些新的特征：一是通貨膨脹率整體雖然不高，但是物價總水平運行并不穩(wěn)定，而是表現(xiàn)出在通貨緊縮和通貨膨脹之間的來回頻繁轉換。為了穩(wěn)定該段時期總的物價水平，央行的貨幣政策操作日益頻繁。二是通貨膨脹率的波動幅度逐步增大。根據宏觀經濟學的理論，隨著中國貨幣政策操作的不斷完善，貨幣政策的有效性應該是逐步增強的。

2通貨膨脹形成理論

目前人們在通貨膨脹產生的原因方面達成共識的包括三類：一是需求拉上型通貨膨脹；二是成本推進型通貨膨脹；三是結構性通貨膨脹。

2.1需求拉動型通貨膨脹

需求拉動式通貨膨脹是指總需求超過總供給所引起的一般價格水平的持續(xù)顯著的上漲。如圖1所示，橫軸Y表示總產量（國民收入），縱軸P表示一般價格水平，AD為總需求曲線，AS為總供給曲線。

2.2成本推動型通貨膨脹

成本推進的過程用圖形可以表示如下，如圖2所示，假設經濟起始于總需求曲線AD與總供給曲線AS1的交點A點，對應的價格為P1，產出為Y1，這時經濟處于充分就業(yè)。

2.3結構性通貨膨脹

除了需求拉上型和成本推進型通貨膨脹以外，由于結構性因素的變動，也會出現(xiàn)一般價格水平的持續(xù)上漲，他們將這種價格水平的上漲稱為結構性通貨膨脹。經濟結構因素的變動包括需求結構的變動、各部門勞動生產率差異的變動、各部門開放程度的差異等。

3通脹慣性的研究方法

3.1通脹慣性的基本特征

根據弗赫爾（Fuhrer）的結論之一是，通貨膨脹慣性與通貨膨脹率之間存在正相關，即通貨膨脹水平越高，通貨膨脹慣性越大，反之則越小，這一結論隱含著，不同時期，或不同特征的通脹或緊縮，對應的通脹慣性不同，通貨膨脹的慣性隨著經濟人對貨幣政策變化的適應性而改變。而對于通脹慣性的形成原因，理論界普遍的共識是：工資或價格的剛性及通脹預期的變化是造成通脹慣性的主要因素，它包括工資或價格契約中存在的剛性以及緩慢的市場預期調整等。我國學術界和央行對我國的通貨膨脹慣性也做出了相應的研究。易綱（1995）較早地對中國的供求與通貨膨脹問題做出了研究，雖然他討論了中國通貨膨脹的成因，并注意到了貨幣政策的滯后性，但并沒有應用通脹慣性的概念，也沒有對通脹慣性的成因進行闡述。在國內最早研究通脹慣性的是戴園晨（1998），其對我國通貨膨脹慣性產生的原因進行了簡要的定性分析，得出的結論也與國外專家所得出的結論相似。

3.2通脹慣性的測度模型

通脹慣性的研究通常采用自回歸模型，又稱AR模型。用AR模型的滯后項系數(shù)和來度量通貨膨脹慣性，其一般形式可表示為：

πt=a0+a（L）πt-1+μt

CIRF=∞i=0πt+iμt=

11-a（1）

我們可以看到，a（1）的值越高，越接近于1，則累積脈沖反應函數(shù)的值越高，通脹率受到沖擊后的累進效應越強，即通脹率波動后返回均值的時間就越長。因此，AR模型中滯后項系數(shù)的算術和一般被用來衡量通脹慣性水平。

4通貨膨脹慣性的實證分析

居民消費價格指數(shù)（CPI），商品零售價格指數(shù)（RPI）、工業(yè)品出廠價格指數(shù)（PPI）、GDP平減指數(shù)等都可以用來衡量通貨膨脹。一般來說，GDP平減指數(shù)是最為合理的通貨膨脹衡量指標，這是因為它涵蓋了整個社會所有的產品的價格變動信息。但由于目前我國的月度GDP平減指數(shù)無法取得，所以這里用月度CPI、RPI和PPI數(shù)據，對中國的通脹情況進行衡量。選取數(shù)據時間范圍為2000年1月至2015年3月。

從圖3中可以看出，2000年至2011年中下旬，CPI與RPI的波動情況非常相似，RPI略小一些；而PPI的波動明顯大于前兩者。三個通脹指標在2004年中旬和2007年年末分別出現(xiàn)了一個十分明顯的峰值。而由于國際金融危機的爆發(fā)，在2008年第一季度末，三個指標都有所下降。

進一步分析，我們可以將這十五年來的通脹指標的變化大致劃分為四個階段：

第一階段：2000年1月至2003年4月。

這一階段通脹指數(shù)都比較平緩，都在（-05%，05%）的區(qū)間內低位運行，而且RPI基本上都是負值。由于90年代末亞洲金融危機爆發(fā)的影響，我國在90年代末受到亞洲金融危機的影響，一度出現(xiàn)了物價持續(xù)下跌的情況，經濟較為低迷。為了刺激經濟增長，政府從1999年起開始實施積極的財政政策和貨幣政策，以拉動內需。從2003年開始，由于政府一系列有效政策出現(xiàn)效果，經濟形勢發(fā)生好轉。

第二階段：2003年5月至2006年8月。

2001年末我國成功加入世界貿易組織，對外開放全面加速，商品的貿易流量和對外貿易盈余急劇增大，在資本流出逐年擴大的情況下，資本流入更是空前增長，外資在國內全面開花，中國經濟的國際化水平明顯提高。在經濟全球化的推動下，國內的工業(yè)化、城鎮(zhèn)化得以實現(xiàn)加速。但這一階段也為以后產業(yè)轉型的困難埋下伏筆，由于盲目的引進外資，擠占了民族企業(yè)的空間，國內產業(yè)升級停滯。房地產的急速發(fā)展，對外出口的大規(guī)模增長，龐大的外匯儲備和越來越充裕的財政收入掩蓋了我國產業(yè)過于低端、經濟增長過于粗放且難以持續(xù)的弊端。

第三階段：2006年9月至2009年7月。

這一時期的通脹情況可以用大起大落來形容。由于加快增長的愿望十分強烈，加之前一段時期擴張性政策的滯后效應，中國再次出現(xiàn)了投資增長過快，物價增長過快的老問題。這一時期物價的上漲主要表現(xiàn)為糧食和房地產價格的上漲。2007年豬肉價格的瘋長讓人印象深刻。同時，這一時期中國股市也迎來了創(chuàng)市以來最強勁的牛市，大量國際熱錢的涌入使得流動性過剩，反映在物價上就是物價急劇上漲。

第四階段：2009年8月至2012年1月。

為了擺脫金融危機的影響，實現(xiàn)國民經濟持續(xù)增長，2008年政府出臺了一系列促進經濟增長的政策，以拉動內需，增加投資。尤其是4萬億計劃令人矚目。同時央行實施寬松的貨幣政策以刺激經濟復蘇。從2009年末開始，經濟出現(xiàn)回暖，反映在通脹率上，從2009年11月開始，CPI、RPI、PPI由負轉正，并且一路開始緩慢增長。同時在國際方面，美聯(lián)儲的兩次量化寬松政策的實施和歐洲一系列的刺激經濟政策，使得世界范圍內的流動性增加，這些都影響到中國的貨幣市場。人民幣的快速升值也導致外國資本的大量流入。

第五階段：2012年1月至2015年6月。

隨著一系列拉動內需經濟政策的實施，在實現(xiàn)經濟復蘇的同時也產生了許多不良的后果，產能過剩的問題十分嚴重。國際上歐洲債務危機以及希臘，冰島等國家的信用危機影響不斷擴散，為世界經濟形勢再一次蒙上了陰影。各項經濟指標明顯上升發(fā)力，同時政府也在積極進行產業(yè)調整，逐步摒棄之前過于粗放的發(fā)展模式，經濟發(fā)展由此進入新常態(tài)。

5貨幣政策啟示

根據我國通脹慣性的變化特征，結合最優(yōu)貨幣政策目標的含義，可對我國貨幣政策的制定給出一些啟示。我們將其歸納為以下幾個方面：

（1）央行必須具備改變利率及其他貨幣政策相關變量的權利，以使其能夠實現(xiàn)預定的政策目標。中國人民銀行經過長期發(fā)展，現(xiàn)在已經具備了獨立制定調控政策的能力。但是很多時候政策制定的出發(fā)點仍會受到政府及相關部門的影響，其獨立性有待進一步的加強。

（2）中央銀行應該實施通脹目標制。歐元區(qū)國家、美國和加拿大在實施通脹目標制以后，通脹慣性都顯著減小。這為我國央行貨幣政策的制定具有重要的借鑒作用。畢竟越小的通脹慣性意味著貨幣政策的滯后期越短，也就是調控的難度更小，效率更高。中央銀行應當公開宣布在以后一定時期內的一個明確的通貨膨脹目標，同時它還必須準確描述由于Q易條件、利率水平和間接稅等的變化而導致偏離通貨膨脹目標的環(huán)境。

（3）中央銀行需要對通貨膨脹進行目標預測，即央行必須對未來的通脹走勢有一個比較清晰的認識，在此基礎上進行穩(wěn)定產出和通脹的操作。在此，對通脹慣性的研究就具有十分重要的現(xiàn)實意義，當通脹慣性高，央行調控的側重點就在控制通脹的擾動因素上，并且要考慮高通脹慣性帶來的政策效果的高滯后性。

參考文獻

[1]張成思.中國通貨膨脹特征與貨幣啟示[J].經濟研究，2008，（2）.

[2]郭凱，艾洪德，鄭重.通脹慣性、混合菲利普斯曲線與中國通脹動態(tài)特征[J].國際金融研究，2013，（2）.

篇4

關鍵詞：通貨膨脹；預期通貨膨脹；非預期通貨膨脹；股票收益

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A 文章編號：1000-176X(2009)06-0067-05

一、理論與文獻回顧

1.費雪效應

早期，經濟學界普遍認為利率（無論是名義利率還是實際利率）與物價有著反方向的變動關系。直到20世紀30年代后，一些經濟學家對這一問題提出了質疑，英國經濟學家吉布森對英國1791―1928年期間的利率與物價進行了統(tǒng)計分析，發(fā)現(xiàn)二者呈高度的正相關關系，凱恩斯在其1930年出版的《貨幣論》中將這一矛盾的現(xiàn)象稱為“吉布森悖論”。

針對吉布森悖論，許多經濟學家提出各種不同的解釋，其中最有影響的就是費雪的理論。費雪認為［1］，如果人們具有“充分的遠見”，名義利率會隨著貨幣價值的變動作充分調整，實際利率則僅受實質因素影響，如資本生產率、時間偏好、風險偏好等，與通貨膨脹率無關，其值也極少變化，因此，預期的資產名義收益率應該與預期的通貨膨脹率呈同向變化，假設NSPt表示股票t時期的名義價格，NDt+j表示第t+j期的名義股息，Rt表示名義利率（即貼現(xiàn)率），這樣，名義股票價格可表示為：

一般可用公式表示為：

這表明，股票收益率與通貨膨脹率呈正相關關系。因為股票代表有形或者實際資產的所有權，通貨膨脹可以引起實際經濟增長，股票收益也應增加，所以，股票可以作為通貨膨脹的一種保值手段。近似地，可以認為名義股票收益等于實際收益率與預期通貨膨脹率之和。

2.相關文獻回顧

費雪效應提出之后，一些研究者開始嘗試進行實證研究，例如，Boudoukh和Richardson［2］利用美國和英國1802―1990年的5年期數(shù)據進行檢驗，發(fā)現(xiàn)實際、預期通貨膨脹率均與股票收益率呈正相關關系，表明費雪效應長期存在。Engsted和Tanggaard［3］利用美國1926―1997年的1年期和5年期數(shù)據，以及丹麥1922―1996年的1年期和5年期數(shù)據進行了實證分析，發(fā)現(xiàn)丹麥股票市場5年期數(shù)據獲得的費雪效應要比1年期數(shù)據明顯，但美國股票市場卻得到相反結論。Anari和Kolari［4］，利用1953年1月到1998年12月的月度數(shù)據對6個國家進行了實證檢驗，結果發(fā)現(xiàn)了6個國家股票市場費雪效應成立并且顯著。

但是，多數(shù)研究卻發(fā)現(xiàn)，股票收益率與通貨膨脹表現(xiàn)出負相關關系，明顯有悖于費雪效應。Bodie［5］、Nelson［6］均證實，通貨膨脹率與（名義）股票收益率呈負相關關系。Fama和Schwert［7］利用美國1953―1971年的月度、季度、半年度數(shù)據研究發(fā)現(xiàn)，（名義）股票收益率與預期、非預期通脹率都表現(xiàn)為負相關關系。Gultekin［8］對26個國家股票收益的回歸分析中，18個國家通貨膨脹率的系數(shù)為負。對于新興市場國家或地區(qū)股市，如Lee［9］對香港、臺灣、韓國、新加坡的檢驗，以及Adrangi和Raffiee［10］對墨西哥和韓國的檢驗，也發(fā)現(xiàn)類似結果。針對費雪效應悖論，一些學者從不同角度給出了解釋，主要包括：風險溢價假說、稅收效應假說、貨幣幻覺假說、假說、波動性假說、名義契約假說、反向因果關系假說等。

中國股票市場起步較晚，但也有一些研究者針對通貨膨脹與股票價格（/收益）之間的關系開展了一些實證研究。例如，靳云匯和于存高［11］通過回歸分析表明，股票價格與通貨膨脹呈反向關系。趙興球［12］用1993年1月至1998年3月的數(shù)據研究了名義收益與通貨膨脹、名義產出之間的關系，證實中國股票收益與通貨膨脹之間顯著負相關，而產出與股票收益呈正相關。劉金全和王風云［13］研究發(fā)現(xiàn)，高通貨膨脹引起高通貨膨脹波動性，降低了股票實際收益率，通貨膨脹波動率與股票實際收益率之間為負相關關系。剛猛、陳金賢［14］通過使用1995年1月至2002年10月期間的數(shù)據證明了當貨幣供給表現(xiàn)為非順周期特性時，股票收益與通貨膨脹呈明顯負相關關系。潘方卉［15］對我國股票收益率與通貨膨脹率之間的關系進行了研究，發(fā)現(xiàn)費雪效應在我國不成立?？偟恼f來，針對中國股票市場開展的研究，特別是早期的文獻，所選取的樣本期一般較短，不同文獻之間研究結論也不太一致。

二、實證研究

1.樣本與數(shù)據

本文以全國商品零售價格總指數(shù)（月度同比指數(shù)）計算通貨膨脹率，數(shù)據取自歷年統(tǒng)計年鑒，計算公式如下：

2.初步分析

相關分析表明，在整個樣本期內，通貨膨脹率與上證綜合指數(shù)收益率、深證成份指數(shù)收益率之間表現(xiàn)為弱的負相關關系，相關系數(shù)分別為-0.04和-0.07。Granger 因果檢驗通過研究變量之間的引導關系，能反映不同變量之間相互作用的方向，確定通貨膨脹對股票收益的預測效力。Granger 因果檢驗滯后階數(shù)依據AIC和SC信息準則確定，結果表明，樣本序列間不存在Granger意義上的引導關系。

3.回歸分析

在實證研究中，一般采用下面的方程來檢驗費雪效應：

r=α+β*it+e（12）

其中，r代表股票名義收益率，it代表通貨膨脹率，α和β是待估參數(shù)。從回歸分析結果來看（如表1所示），上證綜合指數(shù)月度收益率的回歸方程中，通貨膨脹率的系數(shù)估計值為-0.0893，在10%的水平下都不顯著；深證成份指數(shù)月度收益率的回歸方程中，通貨膨脹率的系數(shù)估計值為-0.1285，同樣，在10%的水平下都不顯著。由此可見，中國股票市場中股票收益與通貨膨脹之間呈現(xiàn)統(tǒng)計上不顯著的負相關關系，沒有發(fā)現(xiàn)支持費雪效應的證據。

中括號內數(shù)字表示標準差；小括號內數(shù)字表示t統(tǒng)計量，以下同。

4.脈沖響應與方差分析

脈沖響應與方差分析在研究變量間的沖擊傳導效應時具有互補性，可以揭示VAR系統(tǒng)中各變量間的相互作用關系。對于VAR模型來說，若在第1期給某個序列施加一單位的脈沖，VAR系統(tǒng)中各變量將在隨后各期做出反應，圖1是前12期的單期反應圖。從滬市來看，若通貨膨脹率受到單位標準差沖擊，上證綜合指數(shù)收益率將在第2期做出正向反應，隨后各期反應逐漸減小，到第5期以后，反應變成負的，并在第7期之后穩(wěn)定下來，但并未表現(xiàn)出收斂于0的特征。從深市來看，通貨膨脹率沖擊對股價產生負向影響，各單期反應均較弱，呈放大特征，第5期后基本穩(wěn)定下來，但并未收斂。 可見，通貨膨脹對滬深兩市的影響不太一樣，滬市反應強于深市。

圖1 股票收益對通貨膨脹率單位標準差沖擊的脈沖響應

表2給出了樣本序列預測誤差的方差分解結果。根據算法要求，第一步預測誤差全部來自該方程的信息，即由序列自身解釋的方差份額為100%。在后續(xù)預測期中，預測誤差將受VAR系統(tǒng)所有變量的信息影響，但總的來說，變量自身所解釋的方差份額占絕對主導，從相對方差貢獻率RVCji（s）指標來看，上證綜合指數(shù)收益達98%以上，而深證成份指數(shù)收益達99%以上。對于滬市來看，從第4期后方差分解結果基本穩(wěn)定，之后的數(shù)值維持大致相同水平，特別是在第10期后完全趨于穩(wěn)定。這一結果與脈沖響應分析結果非常一致，在上海證券市場中，信息對股價的影響一般持續(xù)3期左右，而在第10期后則基本完全被市場消化。對于深市而言，通貨膨脹率信息對股票收益的影響呈逐步放大特征，這與脈沖響應分析結果也是一致的。

5.預期通脹與非預期通脹對股票收益影響

正如Fama和Schwert［7］所指出的，預期通貨膨脹與非預期通貨膨脹可能對股價產生不同影響。為此，本文試圖將通貨膨脹分解為預期與非預期通貨膨脹兩部分。經比較，AR模型能夠較為準確地刻畫通貨膨脹率的動態(tài)變化，估計結果如表3所示，根據AIC和SC準則，滯后期選擇為2，系數(shù)估計值均在1%的水平下顯著。

表4給出了預期、非預期通脹對股票收益影響的估計結果，考慮到滯后效應，模型中包括各變量滯后值，最優(yōu)模型的選擇依據AIC和SC準則評判。主要有以下特征：第一，在樣本期內，預期通脹、非預期通脹及相應的滯后值對股票收益的影響在統(tǒng)計上均不顯著。第二，從滬市來看，預期通脹對股票收益具有正向影響，而滯后一期的預期通脹對股票收益產生負向影響。由此可見，股市能夠規(guī)避預期的通脹風險，但滬市對當期預期通脹可能存在一定程度的過度反應現(xiàn)象，隨后將做出修正；相反，非預期通脹及其滯后值對股票收益產生負向作用，即股市無法規(guī)避非預期通脹。第三，從深市來看，預期通脹的系數(shù)估計值為負，而其滯后值的系數(shù)為正，這一點與滬市恰恰相反；非預期通脹的系數(shù)估計值為正，這表明深圳股市投資者可以通過買股票規(guī)避非預期的通脹風險。第四，過去股票收益在不同程度上有助于預測當前收益，對于上證綜合指數(shù)收益率序列，收益率滯后一期的系數(shù)估計值為負，在10%的水平下顯著，而深證成份指數(shù)的回歸方程中滯后一期收益率的系數(shù)估計值為正，在1%的水平下顯著。

三、簡短的結論

本文選取上證綜合指數(shù)與深證成份指數(shù)月度收盤指數(shù)自建市至2008年7月的月收盤價為樣本，對中國股票市場中通貨膨脹與樣本指數(shù)收益率之間的關系進行了實證研究。分析表明，股票收益與通貨膨脹之間不存在Granger意義上的因果關系，樣本期內滬深股票收益與通貨膨脹之間表現(xiàn)為統(tǒng)計上不顯著的負相關關系，這一結果與多數(shù)文獻的研究結論一致，如Bodie［5］、Lee［9］、剛猛、陳金賢［14］、潘方卉［15］等。脈沖響應與方差分解分析均表明，通貨膨脹對滬深股票市場的影響并未表現(xiàn)出即時收斂性，通貨膨脹對滬深兩市的影響不太一樣，滬市反應強于深市。

通過將通貨膨脹分解為預期與非預期通貨膨脹研究發(fā)現(xiàn)，從滬市來看，預期通脹對股票收益具有正向影響，非預期通脹及其滯后值對股票收益產生負向作用。從深市來看，預期通脹的系數(shù)估計值為負，但投資者可能通過買入股票規(guī)避非預期通脹風險。

總的說來，通貨膨脹與中國股票市場的價格走勢表現(xiàn)為負向關系，但在統(tǒng)計并不顯著，且通貨膨脹對滬深股市的影響存在較為明顯的差異特征，這表明，盡管滬深兩市市場基本制度架構相似，但市場運行模式存在一定的差異性。

參考文獻：

［1］ 費雪.利息理論［M］.陳彪如譯，上海：上海人民出版社, 1999.112-135.

［2］ Boudoukh,J.,Richardson,M.Whitelaw,R.Industry Returns and the Fisher Effect［J］.Journal of Finance, 1993,49(5):1595-1615.

［3］ Engsted,T.Tanggaard,C.The Relation between Asset Returns and Inflation at Short and Long Horizons［J］.Journal of International Financial Markets,Institutions and Money, 2000,12(2):101-118.

［4］ Anari,A.,Kolari,J.Stock Prices and Inflation［J］.Journal of Financial Research,2001,26(4):587-602.

［5］ Bodie,mon Stocks as a Hedge Against Inflation［J］.Journal of Finance,1975，31（2）:459-470.

［6］ Nelson,C.Inflation and Rates of Return on Common Stocks［J］.Journal of Finance, 1976,(2):471-483.

［7］ Fama,E.,Schwert,G.Asset Returns and Inflation［J］.Journal of Financial Economics, 1977,5 (2):115-46.

［8］ Gultekin, N.B.Stock Market Returns and Inflation:Evidence from Other Countries［J］.Journal of Finance, 1983, 38（1）:4965.

［9］ Lee,B-S.A Test of the Proxy-Effect Hypothesis: Evidence from the Pacific Basin Countries［J］.Quarterly Journal of Business Economics, 1998,37(3):40-52.

［10］ Adrangi,B.,Raffiee,K.Inflation,Output,and Stock Prices:Evidence from Two Major Emerging Markets［J］.Journal of Economics and Finance,1999,（23）(3):266-78.

［11］ 靳云匯，于存高.中國股票市場與國民經濟關系的實證研究［J］.金融研究，1998,（3）:140-147.

［12］ 趙興球.通漲、產出與股票價格關系實證研究［J］.統(tǒng)計研究,1999，（增刊）:264-265.

［13］ 劉金全，王風云.資產收益率與通貨膨脹率關聯(lián)性的實證分析［J］.財經研究,2004,（11）:123-128.

［14］ 剛猛，陳金賢.中國股票收益、通貨膨脹與貨幣部門的角色分析［J］.西安交通大學學報（社會科學版）,2004，24（1）：30-34.

［15］ 潘方卉.我國股票收益率與通貨膨脹率之間的關系研究［D］.吉林大學碩士學位論文,2007.6-13.

［16］ 陳新平.治理通貨膨脹：貨幣政策的制約因素及成因分析［J］.云南財經大學學報，2008，（5）：61-65.

［17］ 郭建軍，對中國股票市場費雪效應及相關假說的實證檢驗［D］.上海財經大學碩士學位論文，2005.9-15.

［18］ 黎春，羅健梅，楊志兵.通貨膨脹的測度以及與股票市場相關關系的分析［J］.財經理論與實踐，2001，（12）：144-146.

篇5

關鍵詞：利率期限結構；通貨膨脹率；股票市值；動態(tài)Nelson-Siegel模型

中圖分類號：F832.5 文獻標識碼：A 文章編號：1674-2265（2017）01-0003-08

一、引言

2016年6月15日，中國人民銀行官網了國債等債券收益率曲線，旨在提升國內外市場主體對國債收益率曲線的關注和認可，完善國債收益率曲線的基準性，推動人民幣國際化進程。債券收益率曲線也稱為利率期限結構，表示不存在違約風險時零息債券到期時間與到期收益率的關系。從微觀層面看，利率期限結構是金融市場基準利率曲線，反映市場資金供需成本，引導資源的配置，成為資產定價、金融產品設計、保值和風險管理的基礎；從宏觀層面看，收益率曲線是基于對未來預期而定，其中蘊含了反映市場參與者對經濟運行狀況的預期和貨幣當局宏觀調控目標等有效信息，宏觀經濟和金融市場的波動會對收益率曲線產生影響。中國宏觀調控從數(shù)量型轉向價格型的過程中，貨幣政策傳導機制主要通過銀行體系和債券市場傳導（馬駿等，2016）。在債券市場中，貨幣政策和其他宏觀變量通過改變收益率曲線形狀（水平、斜率和曲率），改變當前融資成本或是影響市場對經濟的預期，進而影響實體經濟。在中國貨幣政策轉型的背景下，分析宏觀經濟和金融市場對利率期限結構的影響效果，可以有的放矢地進行改革，提高貨幣政策傳導的有效性。

通貨膨脹水平是觀測宏觀經濟運行狀況的重要指標，也是與債券市場聯(lián)系極為緊密的變量。在利率市場化經濟中，貨幣當局基于其通貨膨脹、產出水平等指標，調整利率水平，進而實現(xiàn)其經濟目標。股票市場和債券市場是中國金融市場非常重要的組成部分，它們之間存在著相互替代、相互影響的關系，股票市值則直觀地反映了股票市場價值。在當前經濟形勢較復雜、貨幣政策轉型、政策措施需協(xié)調配合的情況下，央行需要更多的前瞻性信息來優(yōu)化貨幣政策的調控措施，我們希望通過對中國數(shù)據的實證研究回答通貨膨脹水平、股票市值對中國國債利率期限結構的影響。本文結構安排如下：第二部分討論通貨膨脹水平、股票市場與國債利率期限結構關聯(lián)性的理論文獻；第三部分采用Nelson-Siegel參數(shù)模型估計中國利率期限結構，并分析其特征；第四部分和第五部分實證分析通貨膨脹水平、股票市值對國債利率期限結構的影響及利率期限結構對通貨膨脹水平的預測效果；第六部分是結論性評述。

二、相關文獻述評

（一）利率期限結構理論研究

國內外對國債利率期限結構的研究重心逐漸由純預期理論（Fisher，1930；Keynes，1930；Hicks，1953）、市場分割理論（Culbertson，1957）和流動性升水理論（Hicks，1946）等為代表的傳統(tǒng)理論研究，轉向以對利率期限結構的數(shù)據擬合與預測為主的定量模型為代表的現(xiàn)代利率期限結構理論?，F(xiàn)代利率期限結構理論主要分為兩類：一類是基于金融學的無套利和市場均衡構建的仿射模型（Hull和White，1990；Vasicek，1977；Duffie和Kan，1996等）；另一類是基于數(shù)據的統(tǒng)計特征構建的統(tǒng)計參數(shù)模型（Nelson和Siegel，1987；Diebold和Li，2006等）。第一類模型主要是從微觀角度研究利率期限結構特征，忽略了宏觀經濟運行產生的影響，且在真實市場數(shù)據擬合和預測中效果欠佳，對樣本數(shù)據的依賴性較強，因此這種方法存在爭議（Duffee，2002）。第二類參數(shù)模型中Nelson-Siegel模型雖是從統(tǒng)計意義上建模，但是模型具有較強的經濟學含義（Christensen等，2007），通過對收益率曲線降維，分解出水平因子、斜率因子和曲率因子，有效地刻畫利率期限結構對宏觀經濟變量變化的預期及其自身的內生周期性特征（賀暢達，2012；丁志國和徐德財?shù)龋?014）。目前Nelson-Siegel模型已被世界上大多數(shù)中央銀行，如美國、英國、意大利、比利時等運用于對國債利率期限結構的估計（BIS，2005），同時在金融實踐中也得到了廣泛運用。水平因子和長期利率高度相關，斜率因子與長短期利差走勢也表現(xiàn)出一致性，水平因子比斜率因子和曲率因子波動幅度小，且偏離均值的程度也較?。―iebold和Li，2006；何曉群和王彥飛，2014）。一些實證檢驗結果顯示，Nelson-Siegel模型同時適用于中國國債利率期限結構動態(tài)特征的擬合與預測（余文龍和王安興，2010；趙晶和張洋等，2014）。

（二）通貨膨脹水平與利率期限結構的關系

利率期限結構為測度和判斷宏觀經濟決策及其效果提供了重要信息，同時也為預測經濟周期和通貨膨脹水平提供了有效參考。Fisher方程中將名義利率分解為實際利率和預期通貨膨脹率，證明了通貨膨脹與利率期限結構的相關性。有關利率期限結構與通貨膨脹率的相互關系研究主要集中在兩方面：一方面是研究利率期限結構對通貨膨脹的預測能力，另一方面是研究通貨膨脹率對收益率曲線的影響效果。Estella和Mishkin（1997）通過對歐美收益率曲線的研究，發(fā)現(xiàn)收益率曲線對真實經濟活動及通貨膨脹率有顯著的預測能力。Blundell等（1990）對六個OECD國家實證研究發(fā)現(xiàn)，短端的利率期限結構對通貨膨脹有一定的預測能力。李宏瑾、鐘正生、李曉嘉（2010）發(fā)現(xiàn)中國短期利率結構包含了未來通貨膨脹變動的信息，可判斷未來通貨膨脹的走勢。張旭和文忠橋（2014）以Nelson-Siegel模型估計的國債市場利率期限結構因子序列為研究樣本，發(fā)現(xiàn)實體經濟和物價因素是造成利率期限結構變化的主要原因。石柱鮮等（2008）研究1996―2006年數(shù)據發(fā)現(xiàn)通貨膨脹沖擊對不同期限利差產生正向影響。Burre（2010）建立新凱恩斯模型，研究結果顯示通貨膨脹波動率對收益率曲線的因子產生沖擊。

（三）股票市場與利率期限結構的關系

在有效的金融市場中，投Y者會根據分散風險的投資原則進行組合投資，研究股票市場與利率期限結構的關系不僅能為管理者配置資產提供參考，同時也為金融監(jiān)管提供有價值的信息。Ilmanen（2003）研究美國債券和股票收益率的相關關系時發(fā)現(xiàn)，二者在不同時期的相關性不同，在20世紀30年代前期和50年代末期二者呈現(xiàn)出負相關。負相關表明投資者從債券市場的上升中獲利彌補股票市場的虧損。Campbell等（2013）對美國名義債券收益率和股票收益的關系進行研究，發(fā)現(xiàn)在1960―1965年期間，股票收益率和債券收益率正相關，在2000―2009年，股票收益率和債券收益率負相關。曾志堅和江洲（2007）通過VAR模型發(fā)現(xiàn)中國股票和債券市場收益率存在長期影響。王茵田和文志瑛（2010）通過實證分析發(fā)現(xiàn)，中國股票市場和債券市場流動性之間存在一定的因果關系。鄭振龍和陳志英（2011）基于A股綜合市場收益率和中信全債指數(shù)收益率數(shù)據，利用DCC模型分析中國股票市場和債券市場收益率的動態(tài)相關性，發(fā)現(xiàn)股票和債券的相關系數(shù)是時變的，且大部分時期呈現(xiàn)正相關。汪軍紅（2006）發(fā)現(xiàn)股票市場成交量對債券市場的截距有顯著的正效應影響，表明中國股票市場和債券市場存在較強的替代關系。

通過梳理相關文獻發(fā)現(xiàn)，目前國內學者主要是通過研究宏觀經濟變量對國債利率期限結構的影響，且囿于選擇的樣本區(qū)間和技術處理手段不同，宏觀經濟變量對國債利率期限結構的影響結論也有所差別。雖然一些學者對股票和債券收益率的相關性進行探討，但結論莫衷一是。鮮有學者考慮股票市值等金融市場因素是否會引起利率期限結構的變化。因此，本文選取通貨膨脹率和股票市值作為影響利率期限結構的因素進行考察，研究其是否會對國債利率期限結構產生影響。

三、國債利率期限結構特征分析

Nelson和Siegel（1987）利用參數(shù)化擬合技術對利率期限結構進行估計，得到遠期利率的經驗方程，并將其視為由一個常數(shù)項加上一個Laguerre函數(shù)，根據即期利率同遠期利率之間的關系積分得到：

[y（τ）t=β1t+β2t1-exp（-λtτ）λtτ+β3t1-exp（-λtτ）λtτ-exp（-λtτ）]

模型中[y（τ）t]為[t]時刻期限為[τ]的即期收益率，[λt]、[β1t]、[β2t]、[β3t]為利率期限結構模型的4個參數(shù)，具有明確的經濟意義。根據模型構造形式可以看出，當期限[τ]無窮大時，[limτ∞y（τ）t=β1t]，因此[β1t]表示長期利率水平，也稱作的水平因子（[Lt]）；[β2t]的因子載荷[1-exp（-λtτ）λtτ]是從1迅速衰減到0的函數(shù)，當期限較短時，[β2t]對利率的影響較大，隨著期限的延長，[β2t]的影響越來越弱，[β2t]代表著短期因素的變化。由于[-β2t=limτ∞y（τ）t]

[-limτ0y（τ）t]，因此[-β2t]可視為長短期利差，表示收益率曲線的斜率，稱為斜率因子（[St]）。[β3t]的因子載荷[1-exp（-λtτ）λtτ-exp（-λtτ）]隨著時間的延長，是一個從0增大最后又降至0的過程，在中期達到最大值。因此，[β3t]可以視為中期因素，決定曲線中部的陡峭程度，也稱為曲率因子（[Ct]）。

（一）數(shù)據介紹

2006年3月，中央國債登記結算有限責任公司經過深入研究，利用Hermite模型編制了債券收益率曲線，具有光滑性、靈活性、穩(wěn)定性三方面優(yōu)勢，適應中國債券市場的情況（馬駿等，2016）。由于日度或周度的宏觀經濟變量數(shù)據難以獲得，且收益率曲線特征不穩(wěn)定，季度數(shù)據或年度數(shù)據時間跨度過大。因此，本文數(shù)據采用從2007年1月到2016年6月中債國債1個月、1年、2年、3年、5年、8年、10年、15年、20年共9種類型的月度即期收益率（由月末值衡量），數(shù)據來自于萬得數(shù)據庫。

（二）參數(shù)估計

動態(tài)Nelson-Siegel模型（DNS模型）通過確定參數(shù)[λ]，保證了其他參數(shù)的穩(wěn)定性。[Ct]是曲率因子，因此[Ct]的參數(shù)應當在中期達到最大。中國的中期債券期限一般是2到5年。設定期限[τ]的范圍為[24，60]，當[τ]=36，參數(shù)[λ]=0.05，此時擬合殘差平方和最小。本文借助于R軟件進行實證研究，采用Nelson-Siegel模型來實現(xiàn)曲線擬合最優(yōu)并估計得到參數(shù)集[[Lt]，[St]，[Ct]]。水平因子、斜率因子、曲率因子的因子載荷隨到期時間的變化情況如圖1所示。

采用Nelson-Siegel模型來實現(xiàn)曲線擬合最優(yōu)并估計得到114個參數(shù)集的統(tǒng)計特征如表1。

樣本中國債收益率期限最長的是20年，最短的為1個月，中期為3年。因此水平因子（[Lt]）的變量為20年期的國債收益率，即PL=[y240]；斜率因子（[St]）的變量為長期利率與短期利率之差，即PS=[y240-y1]；曲率因子（[Ct]）的變量為PC=[2y36-y1-y240]。估計的結構因子與經驗變量的關系見圖2。

結構因子的時間序列與利率期限結構變量的走勢具有明顯的一致性。水平因子與其變量相關系數(shù)為0.871；斜率因子與其變量的相關系數(shù)為0.976；曲率因子與其變量之間的走勢相同，相關系數(shù)為0.956。數(shù)據結果進一步表明3個結構因子較好地解釋了債券市場的長期、短期和中期效應。結構因子的波動幅度明顯大于其變量。

水平因子解釋了長期利率水平，走勢較為平穩(wěn)。根據預期假說理論，長期利率的變化是基于當前和未來短期利率共同作用。由于遠期利率的反應會隨時間變化而趨于穩(wěn)定，長期利率主要由市場供求狀況決定。樣本區(qū)間內水平因子與1年期定期存款利率的相關性為0.4136（見圖3），中國長期施行的利率管制也會對水平因子產生一定影響。此外，受供求關系影響，長期國債收益率還與國債發(fā)行量等有一定關系。

根據費雪效應方程，名義利率等于實際利率和預期通貨膨脹率之和。斜率因子體F了長短期利差的變化，反映出對未來利率和通貨膨脹預期的變動。2007年1―9月通貨膨脹水平攀升，為防止經濟轉向過熱，央行曾先后5次提高利率，短期利率急劇上行，利差收窄，斜率因子變小。2008年9月，雷曼倒閉導致金融危機惡化后，通貨膨脹率逐步下降，中國央行于當年10月連續(xù)兩次降息和一次降準，從2008年11月起短期利率顯著下行，長期利率下降幅度較小，導致長短期利差變大。在2010年，為緩解金融危機對經濟緊縮的影響，央行實行寬松的貨幣政策，投放大量的貨幣，導致通貨膨脹壓力增加，利差也迅速縮小。2013年上半年市場資金寬松，長期利率略有下行，短期利率平穩(wěn)。2013年6月，資金市場發(fā)生錢荒，短端收益率迅速上行，長端收益率也隨之上行。短期收益率上行程度更大，使得長短利差迅速收窄（見圖4）。至此，可以推測通貨膨脹率與斜率因子存在一定的關系。2008年的全球金融危機對國債期限結構的曲率因子產生顯著影響，而傳統(tǒng)的變量并未反映出這一變化。傳統(tǒng)的變量還容易受異常值影響，未能充分表現(xiàn)利率期限結構所蘊含的信息。通過動態(tài)Nelson-Siegel模型估計出結構因子明顯地呈現(xiàn)出宏觀經濟變化對利率期限結構的影響效果。

四、通貨膨脹水平、股票市值對國債利率期限結構的影響分析

為分析經濟因素沖擊如何影響收益率曲線的特征參數(shù)，進而分析利率期限結構與經濟變量之間的相互關系，VAR估計是一種較為直觀有效的研究方法。由于[Ct]與宏觀經濟變量的相關性較弱，經濟意義不明顯，且水平因子和斜率因子基本解釋了期限結構的主要變動（Litterman和Scheinkman，1991；康書隆和王志強，2010；陳浪南和鄭衡亮，2015），同時曲率因子具有內生周期性（丁志國和徐德財?shù)龋?014），故本文將不對曲率因子進行分析。

（一）單位根檢驗

通過Nelson-Siegel模型分解的水平因子（[Lt]）、斜率因子（[St]）有效地表示出長期因素和長短期利差因素。通貨膨脹率用居民消費價格指數(shù)（CPI）以2006年各月為基期（=100）轉化成定基序列并進行季節(jié)調整后的數(shù)據表示，股票市場數(shù)據用境內上市公司的股票總市值（Stock）的月度數(shù)據衡量，其中Stock數(shù)據來自于萬得數(shù)據庫。為避免時間序列存在偽回歸現(xiàn)象，首先采用ADF檢驗法檢驗各序列的平穩(wěn)性。ADF檢驗結果表明：在5%的顯著性水平下，原序列均存在單位根，一階差分序列不存在單位根。因此，[Lt]、[St]、CPI、Stock均為一階單整序列，即I（1）過程，滿足對序列進行協(xié)整關系檢驗的條件。

（二）Johansen協(xié)整檢驗

1. 最優(yōu)滯后階數(shù)的選擇。分別建立[Lt]、[St]、CPI和[Lt]、[St]、Stock的三變量VAR模型，依據LR、FPE、AIC、SC、HQ準則，本文選擇[Lt]、[St]、CPI的滯后期為2，可知協(xié)整方程的最優(yōu)滯后階數(shù)為1；選擇[Lt]、[St]、Stock的滯后期為2，協(xié)整方程的最優(yōu)滯后階數(shù)為1。

2. 協(xié)整關系的檢驗。跡檢驗和最大特征值檢驗的結果顯示：在5%的顯著性水平下，[Lt]、[St]、CPI之間存在1個協(xié)整關系；[Lt]、[St]、Stock之間存在1個協(xié)整關系，可以建立向量誤差修正模型。

（三）向量誤差修正模型（VEC）

1. 估計VEC模型。用結構因子[Lt]、[St]的估計值分別與通貨膨脹水平CPI和股票市值Stock形成三維向量時間序列，建立向量誤差修正模型，采用一階差分的滯后階數(shù)。估計結果如下：

其中D表示一階差分，*表示對應的參數(shù)估計t統(tǒng)計量絕對值小于1，參數(shù)顯著性很低，不足以作為分析的依據（沈根祥，2011）。

2.基于VEC模型的Granger因果關系檢驗。Granger因果關系檢驗結果表明：在5%的顯著性水平下，CPI是[St]的Granger原因，CPI不是[Lt]的Granger原因；在10%的顯著性水平下，Stock是[St]的Granger原因，Stock不是[Lt]的Granger原因。

通貨膨脹率和股票市值對斜率因子影響效果明顯，對長期因子影響不顯著。通貨膨脹水平和股票市值對債券市場的影響具有時效性，對斜率因子的影響較為顯著，但是對長期利率的影響是通過改變市場預期而間接實現(xiàn)。一方面表明中國金融市場發(fā)展逐漸成熟；另一方面表明這些因素的波動在傳導至利率長端的效果明顯被削弱，金融市場中存在一定程度的無效性，不能從收益率反映出市場的全部信息。水平因子主要受其自身因素影響（何曉群和王彥飛，2014；陳浪南和鄭衡亮，2015）：一是因為中國很長時期內對存款利率實行管制，國債利率與各期限存款利率高度相關，導致水平因子不能及時反映出宏觀經濟的變化；二是商業(yè)銀行是銀行間國債市場的主要買家，銀行存款和資金量會影響期限結構。樣本區(qū)間是從2007年開始，商業(yè)銀行在滿足資本充足率和風險監(jiān)管要求外，大部分資金用于購買國債，銀行資金較為寬松。

誤差修正模型包含了通貨膨脹率和股票市值對利率期限結構的短期動態(tài)影響和長期均衡影響。短期動態(tài)影響寫成單方程形式為：

模型中[Vecm]為誤差修正項，誤差修正項系數(shù)反映了在VEC模型中序列之間動態(tài)關系偏離長期均衡時的調整力度。若其為負值，則意味著偏離的誤差將會得到修正。模型（3）中對斜率因子的調整的系數(shù)為

-0.199，表明斜率因子的短期波動幅度較大，平均每月對上月偏離長期均衡水平的短期調整幅度為19.9%，當短期波動偏離長期均衡時，經濟系統(tǒng)將以19.9%的調整幅度將其拉回到長期均衡狀態(tài)。模型（4）中對斜率因子的調整系數(shù)為-0.219，表明斜率因子平均每月對上月偏離長期均衡水平的短期調整幅度為21.9%，當短期波動偏離長期均衡時，經濟系統(tǒng)將以21.9%的調整幅度將其拉回到長期均衡狀態(tài)。修正項對斜率因子的負向邊際貢獻也表明斜率因子偏離長期均衡的波動持續(xù)性較弱，在偏離長期均衡時，會進行反向調控使其恢復到均衡水平。

在經濟變量對利率期限的長期均衡影響中，將[St]（-1）的系數(shù)標準化為1，得出變量間的長期均衡關系為：

（四）通貨膨脹水平、股票市值對國債利率期限結構的影響

通貨膨脹水平對債券市場斜率因子的影響效果顯著，從側面說明中國投資品種逐漸健全，當通貨膨脹水平變化（或者實際利率變化）時，居民會調整投資組合。股票市值變動對斜率因子的影響效果也較為顯著，表明中國金融市場的效率明顯提升，市場參與者可以迅速覺察到金融市場的變化而重新分配資產。宏觀經濟和金融市場的變化對長期利率的影響效果并不顯著，間接反映出貨幣政策通過債券市場傳導的有效性尚不完整。

通貨膨脹率和股票市值對利率期限結構的影響可以分為短期動態(tài)影響和長期均衡影響。短期內，通貨膨脹水平的變動（DCPI）增加會縮小斜率因子的變化（[DSt]），當通貨膨脹水平變動幅度較大時，市場對于變動方向形成強烈的預期，因而長短期利率的變動幅度趨于穩(wěn)定，斜率因子的變化趨緩。股票市值的變動（DStock）增加會加劇斜率因子的變化（[DSt]），當股票市值波動幅度變動，短期內投資于股市的資金流動增加，會加大債券收益率的波動，導致斜率因子的變化幅度增加。

通貨膨脹率和股票市值對利率期限結構的長期均衡影響與短期動態(tài)影響有所不同。從長期來看，通貨膨脹率和股票市值均在縮小斜率因子方面效果顯著。斜率因子變小有兩方面原因：一是長期利率下降，意味著居民和企業(yè)對長期資金的需求疲軟，固定資產投資對社會總需求的拉動作用較弱，導致經濟活動活躍度下降；二是短期利率提升，意味著貨幣政策開始收緊，其后果是經濟活動的下降。長期投資意愿減弱也表明市場對未來不確定性增加，長期投資意愿不強，風險偏好下降，短期投資意愿增加。因此，斜率因子縮小會對經濟活動下降有預測作用。由于中國對于通貨膨脹的調控效果明顯，市場對貨幣當局的調控能力信心較強。當通貨膨脹水平較高時，市場解讀為央行為抑制經濟過熱，會采取緊縮的貨幣政策，短期利率會隨之提高，由于價格剛性的存在，長期利率上升幅度低于短期利率，利差收窄，斜率因子變小，通貨膨脹對斜率因子的負向影響較為顯著（金雯雯和陳亮等，2014；何曉群和王彥飛，2014）。當股票市值增加時，股市繁榮，市場投資于股市的積極性增加，部分投資者將資金從債券市場轉移到股票市場，導致債券市場的利差縮小，收益率曲線趨于平坦。

當前經濟下行壓力依然較大，新常態(tài)的特征明顯，受去產能、去泡沫和清理債務等因素影響，基礎建設投資、民間投資等出現(xiàn)下滑。除了宏觀經濟因素和金融市場因素對利率期限結構產生重要影響外，債券市場自身因素也會使利率期限結構發(fā)生改變。債券市場頻頻出現(xiàn)違約，剛性兌付逐漸被打破，債券市場的波動也改變了利率期限結構。

五、利率期限結構對通貨膨脹的預測分析

利率期限結構反映的是預期未來宏觀經濟信息，因此利率期限結構的水平因子和斜率因子包含著通貨膨脹水平和通貨膨脹預期的信息。例如，當通貨膨脹率相對高時，人們預期未來通貨膨脹率會降低，于是長期債券的收益率將會降低，長短期利差縮小。Rudebusch和Wu（2008）認為水平因子反映了通貨膨脹預期；吳吉林（2010）利用NS宏觀金融模型分析利率期限結構因子與宏觀經濟變量之間的關系，發(fā)現(xiàn)水平因子包含預期通貨膨脹信息；李宏瑾等（2010）利用Mishkin模型考察利率期限結構對通貨膨脹的預測能力，發(fā)現(xiàn)中短端利率曲線對通貨膨脹的預測能力較強；康書隆和王志強（2010）采用Diebold-Li方法估計中國國債的利率期限結構，對CPI和長期利率兩個序列做時差相關分析，發(fā)現(xiàn)長期利率可以預測CPI的走勢。國內外研究發(fā)現(xiàn)，長短期利差對預測未來6個月到1年后的通貨膨脹率效果較好。表3描述了2007―2015年利率期限結構的水平因子、斜率因子、同期通貨膨脹率、6個月后的通貨膨脹率4個變量的相關系數(shù)。

通過相關性分析，利率期限結構的斜率因子與未來6個月的通貨膨脹率呈現(xiàn)出較強的負相關。郭濤和宋德勇（2008）選取2004―2006年數(shù)據，發(fā)現(xiàn)中國長短期利差和未來6個月的通貨膨脹率呈負相關，長短期利差與斜率因子高度相關（相關系數(shù)達0.976），也證明了中國斜率因子與未來通貨膨脹率的負相關關系。短期利率受央行基世率調整和短期資金供求關系的影響較大，而通貨膨脹率則是央行制定貨幣政策的重要參考指標。通貨膨脹率與短期利率呈現(xiàn)正相關關系，斜率因子則和通貨膨脹率負相關。下面對斜率因子和未來通貨膨脹率進行回歸分析，建立簡單回歸方程為：

利率期限結構的斜率因子在統(tǒng)計上對通貨膨脹率具有顯著的預測能力，可用于對通貨膨脹水平未來變動方向的定性和定量分析。利率期限結構的斜率因子對通貨膨脹水平產生負向影響，當[St]增加時，未來的通貨膨脹及通貨膨脹預期將下降。從Nelson-Siegel模型斜率因子走勢分析，2016年下半年CPI同比將保持在1%―2.5%的區(qū)間內溫和趨勢運行，不存在明顯的通脹或通縮壓力。同時斜率因子逐漸縮小，預計通貨膨脹水平有上升的趨勢，這與2016年下半年以來的實際情況相符。斜率因子縮小預示著經濟活動活躍度下降，政策的穩(wěn)定性對提振投資信心至關重要，央行應保持宏觀經濟政策穩(wěn)定，關注通貨膨脹變化和股票市場變化對國債利率期限結構的影響，并從利率期限結構所隱含的市場預期因素進行決策，可根據貨幣政策的時滯，注重松緊適度，靈活運用多種貨幣政策工具，提前采取較為穩(wěn)健的貨幣政策。

六、結論

本文利用Nelson-Siegel模型擬合了中國利率期限結構曲線，并構建VEC模型等分析通貨膨脹水平、股票市值與國債利率期限結構的關系和斜率因子對未來通貨膨脹率的預測效果。研究表明，通過動態(tài)Nelson-Siegel模型估計的水平因子、斜率因子和曲率因子體現(xiàn)出利率期限結構的特征，能夠有效刻畫對于宏觀經濟等變量變化的預期及其自身的內生周期性特征；通貨膨脹率、股票市值與國債利率期限結構的水平、斜率因子之間存在長期的協(xié)整關系，但是通貨膨脹率和股票市值均不能顯著引起水平因子的變化，水平因子與存款利率相關性較高，反映出貨幣政策向債券市場傳導的效率有待完善；通貨膨脹水平和股票市值均能顯著引起斜率因子的變動，短期看來通貨膨脹水平和股票市值影響斜率因子變動的方向不一致，但長期看來通貨膨脹水平和股票市值均在縮小斜率因子方面效果顯著，進一步證明了Fisher方程中斜率因子包含著通貨膨脹水平預期變動的結論；斜率因子還可以作為預測未來通貨膨脹的重要指標。

在中國債券市場逐步開放和貨幣政策調控逐步從數(shù)量型轉向價格型的背景下，中國國債利率期限結構已經顯示了對經濟的預測功能，貨幣政策通過債券市場傳導的基本條件已具備。但是與西方發(fā)達國家相比，中國政府部門對此預測功能的分析和應用有待進一步開發(fā)，同時中國貨幣政策向債券收益率的傳導效率較低，收益率曲線的有效性仍需提高。主要原因是中國債券發(fā)行期限結構、流動性、二級市場等尚不完善，各種因素從多種渠道弱化或扭曲了利率傳導效率，也容易產生套利機會。因此，為進一步完善貨幣政策通過債券市場的傳導效果，應當完善國債發(fā)行結構，并發(fā)展國債衍生品市場，提高二級市場流動性，通過大規(guī)模的市場交易，提高無風險利率的基準性，暢通價格型政策的傳導渠道。

參考文獻：

[1]Blundell A.， Browne F.， Manasse P.1990. Monetary Policy in the Wake of Financial Liberalization， OECD Working Paper， No. 77.

[2]Dewachter，H.and Lyrio，M. 2003. Macro Factors and the Term Structure of Interest Rates，Working Paper of ERIM Report Series reference，No.ERS-2003-037-F&A.

[3]Dewachter M.， Lyrio M. 2006. Macro Factors and the Term Structure of Interest Rates[J].Journal of Money， Credit and Banking， 38（1）.

[4]Diebold F.， D. Rudebusch，B.Aruoba. 2006. The Macroeconomy and Yield Curve： a Dynamic Latent Factor Approach[J].Journal of Econometrics，127.

[5]Diebold，F(xiàn).X.，and Canlin Li. 2006. Forecasting the Term Structure of Government Bond Yields[J].Journal of Econometrics，130（2）.

[6]Estrella A.， Mishkin F. 1997. The Predictive Power of the Term Structure of Interest Rates In Europe and in the United States：Implications for the European Central Bank， European Economic Review，41（7）.

[7]Francis X.Diebold， Canlin Li. 2006. Forecasting the Term Structure of Government Bond Yields[J].Journal of Econometrics.

[8]John Y. Campbell，Adi Sunderam，Luis M. Viceira. 2013. Inflation Bets or Deflation Hedges？ The Changing Risks of Nominal Bonds.NBER Working Paper.

[9]Ilmanen， A. 2003. Stock-Bond Correlations[J].The Journal of Fixed Income，12（2）.

[10] 暉，謝赤.國債收益率曲線在貨幣政策制定與實施中的作用[J].求索，2006，（6）.

[11] 郭濤，宋德勇.中國利率期限結構的貨幣政策含義[J].經濟研究，2008，（3）.

[12] 韓學紅，鄭妍妍，伍超明.對我國股票收益率與通貨膨脹率關系的解釋：1992―2007[J].金融研究，2008，（4）.

[13]胡志強，王婷.基于Nelson-Siegel模型的國債利率期限結構預測[J].經濟評論，2009，（6）.

[14]李宏瑾，鐘正生，李曉嘉.利率期限結構、通貨膨脹預測與實際利率[J].世界經濟，2010，（10）.

[15]劉金全，王勇，張鶴.利率期限結構與宏觀經濟因素的動態(tài)相依性――基于VAR模型的經驗研究[J].財經研究，2007，（5）.

[16]沈根祥.貨幣政策對利率期限結構的影響――基于動態(tài)Nelson-Siegel模型的實證分析[J].當代財經，2011，（3）.

[17]沈根祥.基于動態(tài)Nelson-Siegel模型的利率期限結構預期理論檢驗[J].上海經濟研究，2010，（4）.

[18]汪冬華，雷曼，阮永平，汪辰.中國股市和債市溢出效應在牛熊市中的異化現(xiàn)象――基于上證綜合指數(shù)和中債總指數(shù)的實證研究[J].預測，2012，（4）.

[19]汪軍紅.宏觀經濟變量對我國國債收益率曲線的影響分析[A].中國數(shù)量經濟學會2006年會論文集，2006，（10）.

[20]王一鳴，李劍峰.我國債券市場收益率曲線影響因素的實證分析[J].金融研究，2005，（1）.

[21]王茵田，文志瑛.股票市場和債券市場的流動性溢出效應研究[J].金融研究，2010，（3）.

[22]余文龍，王安興.基于動態(tài)Nelson-Siegel模型的國債管理策略分析[J].經濟學（季刊），2010，（4）.

篇6

自歐債危機爆發(fā)以來，西方發(fā)達國家的經濟生活乃至我國的經濟發(fā)展都受到了不同程度的沖擊，為刺激經濟的復蘇，多數(shù)國家采取了寬松的貨幣政策，通貨膨脹隨之逐漸升溫，房地產價格存在較大的上行壓力，如何對沖通貨膨脹對經濟發(fā)展的影響，緩和房地產發(fā)展周期的波動性，保證經濟平穩(wěn)復蘇，是當前經濟工作的重要任務。房地產投資信托基金作為房地產業(yè)新型的融資工具，能否為房地產金融業(yè)提供良好的對沖通貨膨脹作用呢？本文對房地產投資信托基金（REITs）的最新研究成果和文獻做一個梳理和總結，以期為我國房地產金融業(yè)的發(fā)展起到一定的啟示作用。

二、房地產投資信托基金的特點

房地產投資信托基金經過不斷地發(fā)展和完善已具備幾個區(qū)別于其他股票的特征，這些特征激起眾多學者們研究其對沖通貨膨脹功能的極大興趣。第一，REITs具有高收益，包括紅利收入和資本收益兩部分，Ibbotson協(xié)會的研究表明,截止到2008年12月31日的數(shù)據,權益型REITs30年的年平均收益率達11.99%，而同期S&P500指數(shù)收益率為10. 99%，股息稅收驅動的支出要求帶來穩(wěn)定的股息流，高的穩(wěn)定的股息流提供一個良好的機會來評估REITs是否擁有通貨膨脹對沖功能，第二，REITs的現(xiàn)金流量相對于其他上市公司來說更加透明，現(xiàn)金流的透明度與持續(xù)的股息支付相結合可推斷出REITs投資者不太可能遭受通貨膨脹幻覺，因為他們能夠掌握更多的關于現(xiàn)在的和將來的現(xiàn)金流量和股息支付信息。第三，REITs的組合投資起到分散風險的作用。組合投資因其投資的多樣化，相對于單一投資來說能夠消除部分非系統(tǒng)風險， REITs一般通過多元化投資,選擇不同地區(qū),不同類型的房地產項目組成投資組合,不僅獲得較高的收益，而且能夠有效降低通貨膨脹等帶來的非系統(tǒng)風險。

三、房地產投資信托基金與通貨膨脹的關系

研究房地產資產收益與通貨膨脹的關系最先可追溯到1977年Fama and Schwert發(fā)表的《資產收益與通貨膨脹》文獻中，他們在擴展費雪方程的基礎上，對1953年至1971年期間美國政府債券、股票及房地產等資產收益與通貨膨脹的關系進行了實證研究，結果表明房地產是完全對沖預期和非預期通貨膨脹的。

在此之后，大量學者運用不同的方法和不同時期的數(shù)據對房地產收益和房地產投資信托基金收益與通貨膨脹的關系進行深入的分析。Joseph（1988）等學者調查了多種房地產類型的收益、股票和債券與通貨膨脹的關系，實證結果表明不同類型的房地產的通脹對沖特性很不一樣，REITs收益被非預期通脹嚴重壓抑了，在二十世紀七十年代中后期抵押型REITs收益被非預期高通脹嚴重壓抑，權益型和混合型REITs的遭遇也是一樣。因此房地產的對沖通脹特性是不均勻的，有些房地產，尤其是收入生產型房地產總的收益和增值收益與通常的通脹和非預期通脹之間都有很強的正向關系，其他類型的房地產，如REITs收益，與非預期通脹是強烈負相關的。

Chiuling Lu, Raymond (2001)運用一個向量誤差修正模型來檢驗REITs收益、實際活動、貨幣政策與通貨膨脹的關系，實證結果表明REITs市場、貨幣政策與通貨膨脹之間存在長期的均衡關系，REITs市場、實際活動與通貨膨脹之間也存在長期的均衡關系，且REITs收益隨著貨幣政策的變化而變化。總的結論表明房地產投資信托基金不存在不正當對沖通脹能力，實證中被觀察到的REITs收益與通貨膨脹的負向關系只是REITs收益與其他宏觀經濟變量之間的基本關系的一種代替。

William ,Xiaoquan Jian(2011)等學者運用由Campbell and Vuolteenaho(2004)提出的股息收益分解方法探索了房地產投資信托基金的通貨膨脹幻覺和通貨膨脹對沖效應。他們根據未來股息增長與貼現(xiàn)率之間主觀和客觀的區(qū)別鑒別了REITs股息收益率的偏差成分，在1980年至2008年期間通貨膨脹幻覺效應趨向于通貨膨脹支配對沖效應，因此，他們根據通貨膨脹幻覺假設為短期REITs收益與期望通貨膨脹之間的負向關系提供了另一種解釋。

Gwangheon, Lee（2011)為研究觀察到的REITs與通貨膨脹之間的負向關系是否能由通貨膨脹幻覺來解釋，根據現(xiàn)在的線性和對數(shù)線性價值模型識別出REITs價格中的偏差成分，然后檢驗通貨膨脹是否能解釋這偏差成分。在給定常量利率的線性模型中，他們發(fā)現(xiàn)有證據支持關于REITs收益與通貨膨脹關系的通貨膨脹幻覺假設，因此通貨膨脹能解釋部分偏差成分，且對偏差的影響是負向的。

四、結束語

由此發(fā)現(xiàn)，關于REITs能否作為有效對沖通貨膨脹的工具并沒有統(tǒng)一的結論，學者們對不同時期的數(shù)據采用不同的分析方法往往得出相反的結論。不過，普遍的共識是，基于REITs的多項優(yōu)勢它肯定能在一個投資組合中起到分散風險的作用，從而增強組合投資對沖通貨膨脹的作用。中國房地產市場正處在調控轉型期，房地產商資金緊縮已是不爭的事實，為擴寬房地產融資渠道，發(fā)展房地產投資信托基金是大勢所趨，而面對日益嚴重的通貨膨脹現(xiàn)象，研究其是否具有對沖通貨膨脹的功能為我國更好地開展房地產信托投資基金具有重大的借鑒意義。

參考文獻

[1]Fama,E.F.,Schwert,G.W. Asset returns and inflation.[J]..Journal of Financial Economics,1977,5(2):115–146.

篇7

關鍵詞：通貨膨脹；中央銀行；貨幣供應量

中圖分類號：F820.5 文獻標識碼：A

文章編號：1005-913X（2015）11-0181-02

一、通貨膨脹的原因

貨幣超發(fā)而引起的貨幣貶值，物價上漲的貨幣現(xiàn)象是通常所說的通貨膨脹。一般分為成本推動的通貨膨脹、結構性通貨膨脹、需求拉動的通貨膨脹和貨幣現(xiàn)象的通貨膨脹。在不存在超額需求的條件下，因為供給方面成本的上升推動商品價格水平顯著和持續(xù)地上漲稱為成本推動的通貨膨脹。由于工會組織對工資提高的壓力以及壟斷出現(xiàn)的行業(yè)中，廠商為追求利潤抬高商品價格而引起的貨幣貶值，物價上漲。其中，工資推動的通貨膨脹是指廠商提高工人的工資而引起產品成本增加而引起的一般價格水平上漲。結構性通貨膨脹是指一國國民的工資上漲跟不上一般價格水平的上漲而引起比例結構、產業(yè)結構、部門結構等的失調，引起的通貨膨脹。需求拉動的通貨膨脹是由于總需求超過總供給，可以解釋為過多地貨幣追求過少的商品。貨幣現(xiàn)象的通貨膨脹是貨幣供給增加造成的。

二、改革開放以來我國發(fā)生的歷次通貨膨脹

（一）1985年（中國出現(xiàn)的第一次通脹）

從1979年開始，我國實施了改革開放政策，我國經濟迎來了快速發(fā)展的黃金時期。從1979年到1984年間，國民生產總值迅速增長，人均收入增長了幾倍。改革開放初期，我國兩年財政赤字都出現(xiàn)了巨大虧空，國家通過增發(fā)超額貨幣來填補國庫的赤字。到1980年底，出現(xiàn)了改革開放以來的第一次通貨膨脹，全國市場貨幣流通量比上一年增長63.3%，大大超過社會同期商品零售總額增長和工業(yè)生產總值增長的幅度，商品價格上漲達到最高6%的水平，已經到了引起經濟危機的警戒線上。

（二）1988年（中國出現(xiàn)的第二次通脹）

職稱評定、工資改革及基礎建設投資的大規(guī)模升溫引起的貨幣供應量大規(guī)模增長，到1987年底，貨幣供應量比1983年增加了925億元，迎來了又一個貨幣大量超發(fā)時期，達到1 454億元。鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)大量向銀行借款，致使市場對貨幣的需求大幅度地增加。而新一輪的通貨膨脹是由央行應對過熱經濟對貨幣量的需求而發(fā)行第四套人民幣和推行大額面鈔引起的。1988年，包括各種生活必須品在各大城市相繼提價，絕大部分的商品提高了價格，商品價格平均漲幅為30%，而像家用電器、摩托車、油這一類產品的漲幅達到了80%。

（三）1995年（中國出現(xiàn)的第三次通脹）

從1992到1993年，隨著市場經濟大規(guī)模改革，國家在商品定價方面全部放開了。為了提高職工福利，政府擴大內需，企業(yè)抓住機會，大規(guī)模地向銀行貸款進行各種國外投資，大量地購買各種機械設備和高檔商品。地方政府大規(guī)模地利用信貸開發(fā)房地產業(yè)和開發(fā)區(qū)建設，導致房地產業(yè)開發(fā)過熱及許多生產資料價格上升。我國貨幣供應量大幅上漲，許多企業(yè)為了維持正常經營，不得不多方借債來維持正常的生產經營活動，其中不乏集體、私營企業(yè)。中國出現(xiàn)的第三次通脹是由于基礎產業(yè)的瓶頸、鋼材等生產資料價格的上漲、生活資料價格上漲的惡性循環(huán)。

三、央行對通貨膨脹治理的政策

中央銀行對通貨膨脹的治理主要運用緊縮的貨幣政策削減貨幣供給的增長來降低總需求，從而降低通貨膨脹水平。中央銀行主要運用以下工具來降低通貨膨脹水平。

（一）提高法定存款準備金比率

中央銀行有權利決定商業(yè)銀行和其他存款機構的法定準備金比率。當產生嚴重的通貨膨脹，中央銀行可以提高法定存款準備金比率，減少貨幣供給，讓每一元的準備金支撐更少的存款。如果當前的法定存款準備金比率為10%，那么當客戶向銀行存了100元現(xiàn)金，其中必須留出10元作為準備金，其余的90元為可貸金額，于是，增加1萬元的準備金可以產生10萬元的存款。此時，若中央銀行實施貨幣政策，把法定存款準備金比率從10%提高到20%，則儲戶100元的存款需持有20元準備金，可借出的貨幣為80元，此時，商業(yè)銀行增加100萬元的準備金就必須有500萬元的存款，貨幣供給就減少了一半。從方法上看，提高法定準備金是最簡單的辦法，但是提高法定準備金的作用十分猛烈，且存在時滯也會使商業(yè)銀行的正常信貸業(yè)務受到干擾。1988年發(fā)生的通貨膨脹就采取了提高法定存款準備率降低通貨膨脹。

（二）提高再貼現(xiàn)率

商業(yè)流動性不足時，可以向中央銀行借款解決短時間居民提款等需要，中央銀行作為最終的貸款人幫助商業(yè)銀行解決資金不能維持正常業(yè)務需要的危機。商業(yè)銀行手里一般都會持有一定的政府債券和商業(yè)票據，當商業(yè)銀行的準備金不符合中央銀行的規(guī)定時，商業(yè)銀行就可以用他持有的政府債券或商業(yè)票據向中央銀行申請貼現(xiàn)業(yè)務以解決暫時的需要。當央行提高再貼現(xiàn)率以后，商業(yè)銀行因為成本的提高就會盡量不向央行申請貼現(xiàn)業(yè)務，再貼現(xiàn)需求和規(guī)模的降低從而導致市場上貨幣供應量減少，這樣，就會在一定程度上抑制通貨膨脹。不過，通過提高再貼現(xiàn)率來達到控制通貨膨脹的效果是非常有限的，對中央銀行來說，也是被動、不積極的策略，因為借不借款的主動性掌握在商業(yè)銀行手中。

（三）公開市場賣出業(yè)務

央行在金融市場上向商業(yè)銀行等金融機構出售政府債券以控制貨幣供應量的方式被稱為公開市場賣出業(yè)務。這是目前央行減少貨幣供給量，降低通貨膨脹最重要也是最常用的工具。當發(fā)生通貨膨脹時，中央銀行根據判斷收緊銀根來降低通貨膨脹，于是向金融市場出售證券，這樣，就減少了市場上的貨幣供應量，也減少了商業(yè)銀行可貸的貨幣總額。一般的金融機構從事證券賣出業(yè)務是為了盈利或解決暫時流動性不足的問題，而中央銀行從事賣出證券的目的是為了減少市場上的貨幣供應量，達到降低經濟過熱降低通貨膨脹的目的。由于公開市場賣出業(yè)務操作靈活，因而便于央行降低貨幣供應量賣出證券，立即就可以減少貨幣供給量，降低通貨膨脹。央行能連續(xù)地自由的開展公開市場賣出業(yè)務，自由執(zhí)行債券的賣出數(shù)量、時間，從而可以快速有效地降低通貨膨脹。

（四）直接提高利率

簡單的說，通貨膨脹是貨幣發(fā)行量超過市場中需要的貨幣量導致的。貨幣多了，購買力就下降了，利率過低，資金成本低，企業(yè)會大量借貸，導致投資擴大、過熱，而個人也會由于利率低，錢放在銀行沒什么收益而把錢花掉。同時可以把個人的大量資金留在銀行系統(tǒng)內，減少流通中的貨幣量，以抑制通脹。當提高利率引起的貨幣購買力下降和通貨膨脹引起的貨幣貶值相抵消時，提高利率就維持了物價水平的相對穩(wěn)定，也就是提高利率后的貨幣購買力保持不變，就達到了降低通貨膨脹的目的。我國1995年的通貨膨脹就采取了通過提高存款利率實現(xiàn)“軟著陸”治理通貨膨脹。

治理通貨膨脹，政府也可以采取相應的措施來配合央行這些工具來降低通貨膨脹。1985年的通貨膨脹，國務院了一系列的宏觀調控措施。比如，政府采取措施降低固定資產投資規(guī)模，減少銀行可貸資金金額，加強宏觀調控穩(wěn)定物價水平，加大經濟監(jiān)督力度。如政府可以采取緊縮性的財政政策增收節(jié)支、減少赤字。如減少政府支出，通過減少購買性支出或降低轉移支付的金額等及增加稅收和發(fā)行公債。

四、治理通貨膨脹的建議

如果通過貨幣政策降低通貨膨脹的效果不明顯，國家可以同時采取貨幣政策和財政政策。在貨幣總量增加的情況下，利用財政政策的轉移支付增加低收入人群的收入，減少通貨膨脹對他們基本生活的影響。簡單地說，通過增加低保的最低生活保障，對低收入者進行生活補貼即通過政府的轉移支付，保障他們的實際消費水平在以往的水平上，讓他們在通貨膨脹的壓力下不受影響。不過，在惡性通貨膨脹的壓力下，由于緊縮政策的實施，大部分廠商都會通過降低商品質量來保障自己的利潤水平，這也使得低收入者的生活受到影響。

總之，如果通脹演變成長期趨勢，就會出現(xiàn)許多人都不愿意看到的局面。例如經濟結構性矛盾的大規(guī)模爆發(fā)或是經濟周期性衰退都會演變成滯脹，拉大貧富差距，使窮的更窮，使社會矛盾加劇，制約經濟的增長，同時也會使社會離穩(wěn)定、健康更遠。通過提高勞動生產率，提高居民的收入水平來增加消費和需求，才能使經濟健康穩(wěn)定的發(fā)展。

參考文獻：

[1] 陳永志，朱炎亮.我國通貨膨脹的特點＼引發(fā)機制及治理對策[J].當代經濟研究，2010（11）.

[2] 閻虎勤，羅 凱.貨幣供應、貨幣流通與通貨膨脹：自經濟變量找尋[J].資本市場，2010（12）.

[3] 袁曉軍. 改革開放以來中國通貨膨脹的原因及特征[J].統(tǒng)計與信息論壇，2009（1）.

[4] 殷醒民.通脹周期性特征與貨幣政策的適時轉換[J].探索與爭鳴，2011（4）.

[5] 吳秀波.治理通脹應更多動用貨幣政策調控工具[J].新金融，2011（1）.

[6] 張吟雪.關于當前貨幣政策工具選擇及其效應的思考[J].新金融，2011（5）.

[7] 范方志.通貨膨脹研究[J].寧夏社會科學，2011（3）.

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【關鍵詞】通貨膨脹容忍度 經濟發(fā)展 擴容

“通貨膨脹目標”以及“最優(yōu)通脹率”通常是國內外學者們研究和探討的重要課題之一，隨著經濟的發(fā)展，通貨膨脹并非如人們所預期的在適度區(qū)間內發(fā)展，反而挑戰(zhàn)通脹目標，對經濟影響巨大。所謂通貨膨脹容忍度，即一國政府或央行對通貨膨脹規(guī)定的最高限額。目前國際上通用的通脹容忍度為3%，歐洲央行確定為2%，而中國則是浮動于3%～4%之間。2010年以來國際大宗商品價格高，國內勞動力成本上升，通脹成本沖擊特征明顯，考慮到中國經濟發(fā)展的環(huán)境及程度，使得是否就通脹容忍度進行擴容，擴容到多少適度，成為眾學者爭論的焦點。對通脹容忍度進行分析闡述的文獻并不多，本文在此基礎上總結文獻到2013年，將“通脹容忍度”相關文獻觀點歸納分類為以下幾大觀點。

一、反對通脹擴容

反對通脹擴容，在2010年呼聲最大。渣打銀行大中華區(qū)研究主管王志浩認為，窮人將收入40%～50%用于購買食品，無法購買房子或理財產品以保值增值，以低收入人群的角度分析了擴容的不利；國際經濟交流中心常務副理事長鄭新立提到，現(xiàn)在中國有條件實現(xiàn)高增長，低通脹，主要的措施就是通過引導資金的投向，把通脹的壓力變成支持產業(yè)升級的動力，而不是提高通脹容忍度；學者葉檀指出，中國現(xiàn)的CPI數(shù)據存在系統(tǒng)性低估，用低估的CPI來證明應提高通脹容忍度是不科學的，中國提高通脹容忍度需兩個前提：國際社會已形成容忍通脹的共識、統(tǒng)計局公開CPI樣本與調整權重的依據。反對通脹擴容的觀點總結概括為，擴容將導致通脹預期的提升，一定程度抵消貨幣政策效果，鼓勵市場投機之風，損害中國實體經濟，削弱對外出口優(yōu)勢，促使短期繁榮，實則埋下危機的根源。

二、支持通脹擴容

相對于反對擴容觀點，世界各地更多的是提高通脹容忍度的聲音。

2010年，布蘭查德等學者提出，通過適度提高通脹目標，來增加貨幣政策應付沖擊的空間，在面對危機時，利率將更有靈活變動性；而中國學者如厲以寧指出，中國通貨膨脹容忍度可以提高到4.5%，社會是可以承受的；2011年李斌利用B-S效應模型對通脹容忍度分析，發(fā)現(xiàn)非貿易品價格上漲是低生產率部門分享經濟高增長收益的重要途徑，且具有結構性、趨勢性的特征，因此有必要對此作出一定程度的容忍。

2012年伍戈等人結合當前中國實況，以AD-AS框架為分析基礎，表示在B-S效應作用下勞動力成本沖擊具有長期結構性特征且不可逆，加上擴張性政策的高通脹成本特征，應在一定程度降低其中長期經濟增長目標并提高通脹容忍度。

2013年，支持擴容的理論研究方向更加多樣化發(fā)展。吳海民、王建軍基于通貨膨脹與經濟增長、運行效率之間的非線性關系，利用門限效應自回歸模型，提出應適度提高通脹容忍度，如短期內以“穩(wěn)增長”為政策取向時，4.455%的門限值可視為近期內我國通貨膨脹的最大容忍邊界，而以長期以“轉變發(fā)展方式、提高經濟運行效率”為政策取向時，3.741%為通貨膨脹的最大容忍邊界；彭方平、連玉君等則從公司層面，應用面板平滑轉換模型研究發(fā)現(xiàn)通脹率容忍度應為3.8%；彭恒文從福利成本角度，構建雙對數(shù)形式的貨幣需求函數(shù)，通過“福利三角”測算出通脹容忍度應為5%；竇智、葉文輝則基于雙重菲利普斯曲線，表示隨著我國人口紅利的消失，未來的通脹壓力勢必會增加，需提升適當?shù)耐ㄘ浥蛎浫萑潭取?/p>

總體來說，國內外對支持通貨膨脹擴容的呼聲遠遠高于反對之聲。從“要素價格改革”、“非貿易品”到后期的“勞動力成本”、 “福利成本”、“雙重菲利普斯曲線”等多個不同的角度，眾專家學者提出了自身對通貨膨脹容忍度的見解，并試圖界定其適當值，卻未達成一致意見，通貨膨脹容忍度值低可至4%，高可達5%。

雖通貨膨脹容忍度目前尚不能得出準確數(shù)值，但擴容似乎是眾望所歸，同時不少學者還警示到，通貨膨脹容忍度適當?shù)臄U容是適應中國經濟環(huán)境的，但需防范其在一定程度上對人民生活與社會經濟造成沖擊，遏制惡性通貨膨脹的出現(xiàn)，把控好貨幣政策，安撫民眾福利損失，保證中國經濟持續(xù)健康發(fā)展。

三、針對“擴容”提出的政策與建議

第一，提高通脹政策的可信度。通脹預期往往抵消宏觀政策的效果，我國勞動力市場存在著相當多的信息不對稱，向公眾告知貨幣政策實施情況，對通脹走勢的分析與預測，提高人們對通脹政策的可信，進一步引導和管理通貨膨脹預期。

第二，對通脹容忍度宜實行地域差別化管理。中國地區(qū)經濟發(fā)展不平衡，不同地區(qū)應實施不同的通脹容忍度，如以增長為目標的中西部地區(qū)，可提升至高通脹容忍度水平，而以轉型和效率為目標的沿海地區(qū)則可適度降低通脹容忍度水平。

第三，把握貨幣政策的實施力度與節(jié)奏。提高通脹容忍度并不代表實施寬松的貨幣政策，實現(xiàn)政策規(guī)則性與靈活性的統(tǒng)一，優(yōu)化信貸結構，保持貨幣的適度流動性，不斷調整經濟結構，提升經濟運行效率。

第四，重視民眾福利損失，積極尋求解決辦法。通貨膨脹可能伴隨著民眾福利的減少，政府不應以福利的下降的代價來換取通脹容忍度的提升，加快收入分配制度改革，完善動態(tài)補貼機制迫在眉睫。

無疑，通脹“擴容”能更好地讓經濟以自由的姿態(tài)發(fā)展，或許在將來成為世界各國經濟發(fā)展的一種趨勢，但同時應保持警惕，不應以犧牲民眾福利為代價去換取。我國目前正處于轉型期，體制尚不完善，需加快經濟轉型與體制改革建設，把控宏觀政策調控，有階段性地實現(xiàn)通脹容忍度的擴容，方能實現(xiàn)經濟持續(xù)快速健康發(fā)展。

參考文獻

[1]李斌.經濟增長、B-S效應與通貨膨脹容忍度[J].經濟學動態(tài)，2011，（1）：61-66.

[2]伍戈，李斌.成本沖擊、通脹容忍度與宏觀經濟政策[J].經濟理論與經濟管理，2012，（3）：48-52.

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關鍵詞：財務風險；通貨膨脹；風險預警

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2012）04-85 -03

一、企業(yè)財務風險的理論內涵

（一）企業(yè)財務風險的內涵

企業(yè)財務風險是企業(yè)財務活動中由于各種不確定因素的影響，使企業(yè)財務收益與預期收益發(fā)生偏離，從而造成蒙受損失的機會和可能。財務風險有狹義和廣義之分。

狹義的財務風險是指由于外部借債從而給企業(yè)的財務成果（企業(yè)利潤或股東收益）帶來的不確定性。廣義的財務風險指企業(yè)在特定的客觀情況下和特定期間內，由于各種難以或無法預料、控制的企業(yè)外部環(huán)境和內部經營條件等不確定性因素的作用，使得企業(yè)資金運動的效益性降低和連續(xù)性中斷，進而使得企業(yè)的實際經營績效與預計目標發(fā)生背離，從而對企業(yè)的生存、發(fā)展和盈利目標產生負面影響或不利結果的可能性[1]。

（二）企業(yè)財務風險的基本特征

由風險的特點和財務風險的獨特性，歸納出企業(yè)財務風險主要具有以下幾個特征：

1、客觀性，即無法實現(xiàn)預期目標財務風險不以人的意志為轉移而客觀存在的。

2、全面性，即財務風險存在于企業(yè)財務管理的全過程并體現(xiàn)在多種財務關系上。如資金的籌集、運用、積累分配等均會產生財務風險。

3、不確定性，即影響財務活動的各種因素不斷發(fā)生變化使財務風險事前不能準確確定大小。

4、共存性，即風險與收益并存，一般財務風險越大，收益就越高。如風險投資存在較大風險，同時也會因投資而取得風險報酬。

5、激勵性，即財務風險的客觀性會促使企業(yè)采取措施防范財務風險，加強財務管理。

二、目前我國通貨膨脹的現(xiàn)狀

通貨膨脹指因貨幣供給大于貨幣實際需求，也即現(xiàn)實購買力大于產出供給，而引起的一段時間內整體物價水平持續(xù)而普遍地上漲的現(xiàn)象。其實質是社會總需求大于社會總供給。

通常用居民消費價格指數(shù)（CPI）衡量通貨膨脹程度。CPI是反映一組代表性商品和服務項目價格水平變化趨勢和變動幅度的統(tǒng)計指標，以零售量或居民消費量為權數(shù)，反映消費者所付價格水平。按國際慣例，當CPI增幅連續(xù)超過3%時，即意味著發(fā)生了通貨膨脹；CPI低于1%時，則有通貨緊縮的風險[2]。

近幾年來，隨著經濟一體化進程的加快和國際大宗商品價格的快速上漲，我國的通貨膨脹水平不斷攀升，2010年和2011年我國CPI同比上漲3.3%和5.4%，個別月份甚至突破6%的高通脹水平。2012年以來，以國際石油價格為代表的大宗商品價格依然高位運行，意味著今年我國的通脹壓力仍可能高企，將對企業(yè)財務風險控制帶來一定挑戰(zhàn)[3]。如下圖所示。

三、通貨膨脹對企業(yè)財務風險的負面影響

通貨膨脹具有傳染性，使得財務管理中的籌資管理、投資管理、營運資金管理和利潤分配管理等受到影響，從而引發(fā)企業(yè)一系列的財務風險問題。

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（一）通貨膨脹對企業(yè)籌資的影響

在通貨膨脹時期，國內經濟形勢的變化直接給企業(yè)籌資帶來不利影響。2008年我國很多企業(yè)的財務結構都普遍存在著資產負債率較高的問題。企業(yè)對銀行的依賴性很大，存在著企業(yè)到期不能償還債務本息或高于企業(yè)經營成本的可能性。進入2009年，很多企業(yè)市場銷售縮減較大，很難靠借新債還舊債的方式維持資金運轉[4]。由于通貨膨脹導致一系列的連鎖反應，致使企業(yè)的籌資風險加劇。

首先，通貨膨脹使企業(yè)籌資的數(shù)額增加。通貨膨脹條件下物價將持續(xù)上漲，企業(yè)的采購成本、人工成本及各項相關費用也隨之快速上漲，使企業(yè)資金需要量迅速增加。同時，政府為應對通脹，往往采取緊縮貨幣政策，使企業(yè)的資金來源受到限制，資金短缺現(xiàn)象更加突出。尤其中小企業(yè)已經感受到現(xiàn)金流對運營的極大壓力，通貨膨脹面前“現(xiàn)金為王”成為企業(yè)的共識。

其次，通貨膨脹使企業(yè)籌資的成本增加。通貨膨脹使企業(yè)資金需用量相對增大，而金融機構資金供應量相對減少，從而使資金供求失衡。在價值規(guī)律的作用下，企業(yè)籌集資金的成本要高于平時。此外資金持有者可能提高出借資金的利率，從而也抬高了企業(yè)資金的籌集成本。

最后，通貨膨脹影響企業(yè)資金的籌集方式。通脹初期，企業(yè)若以發(fā)行債券籌集資金就會獲取額外的收益。因為債券固定的利率不會隨物價的上漲而相應增加，債券的實際利率遠遠小于債券的票面利率，從而變相地減少了企業(yè)應歸還債務的數(shù)額。通脹水平高企時，企業(yè)若以發(fā)行債券籌集資金，通脹預期會使人們以債券的票面利率減去預期通貨膨脹率來作為實際利率，進而做出投資決策，而通脹預期與實際通貨膨脹不相一致。若實際通貨膨脹率較高，債券利率就遠大于企業(yè)應承擔的籌資成本，從而變相地增加了企業(yè)應歸還債務的數(shù)額，給企業(yè)帶來額外的損失。因此通貨膨脹的不同時期，選擇恰當?shù)幕I資方式很重要。

（二）通貨膨脹對企業(yè)投資的影響

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【關鍵詞】通貨膨脹 進出口 VAR模型

一、引言

自2001年加入世界貿易組織以來，我國進出口貿易額不斷增加。目前，我國貿易增速位列發(fā)展中國家之首，已成為世界第二大經濟體。加入WTO大幅降低進出口壁壘，使我國迅速成長為一個貿易大國。然而，在我國進出口貿易迅速增長的同時，國內卻面臨通貨膨脹的壓力。居高不下的通貨膨脹率不僅影響了我國的經濟質量，在一定程度上影響了人民生活水平的提高。隨著“高增長、高通脹”時代的臨近近，對外貿易與通貨膨脹的關系成為我國經濟理論界面臨的一個重要課題。

國內外學者對通貨膨脹影響因素進行了研究分析，比較多的是從西方經濟學的角度闡述貨幣供應、成本推動、需求拉動是如何引發(fā)通貨膨脹現(xiàn)象的，也有一些學者從匯率角度出發(fā)分析匯率對貿易收支的影響，從而研究其對通貨膨脹的影響，且結論不盡相同。如國外學者kenen、Rodrk（1986）和Kruguman（1991）等人對匯率波動與對外貿易的分析，從而研究其與通貨膨脹的關系。大多數(shù)學者的研究主要分析了匯率、貿易收支對通貨膨脹的影響，沒有進一步進行實證分析。

二、數(shù)據來源與模型選擇

1.數(shù)據介紹

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(lián)系。通貨膨脹是指當一個經濟中的大多數(shù)商品和勞務的價格連續(xù)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。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。人們通常選用CPI作為衡量通貨膨脹水平的重要指標。CPI即是消費者物價指數(shù)，是反映與居民生活有關的產品及勞務價格統(tǒng)計出來的物價變動指標。本文以2008年1月到2015年5月的通貨膨脹（以環(huán)比cpi表示）、出口額（ex）與進口額（im）共89個月度數(shù)據為樣本變量進行分析，數(shù)據來源為中國經濟網、國家統(tǒng)計局網站。

2.模型選擇

相比于簡單的自回歸模型，VAR具有更高的可靠性，在構造VAR模型時，把系統(tǒng)中的每一個內生變量都作為系統(tǒng)中所有內生變量的滯后值。該模型常用于預測相互聯(lián)系的時間序列系統(tǒng)以及分析隨機擾動對變量系統(tǒng)的動態(tài)影響。一個VAR（p）模型的數(shù)學形式是： ，yt是一個k維的內生變量，xt是一個d維的外生變量，A1……Ap，B是待估計的系數(shù)矩陣，εt是擾動向量，它們之間可以同期相關，但不與自己的滯后期相關及不與等式右邊的變量相關。

三、計量結果與分析

1.變量的ADF單位根檢驗

VAR模型要求變量是平穩(wěn)的，而現(xiàn)實生活中，時間序列通常是非平穩(wěn)的，我們就需要對時間序列進行差分，然后檢驗其平穩(wěn)性。單位根檢驗包括DF檢驗、ADF檢驗、PP檢驗，本文使用ADF檢驗法。

從表中可以看出，一階差分后的序列dlncpi、dlnex、dlnim在1%的顯著性水平下拒^原假設，即這些變量的一階差分均為一階單整序列，說明進出口額和通貨膨脹之間有可能存在協(xié)整關系。

2.滯后階數(shù)選擇和格蘭杰因果檢驗

在進行格蘭杰因果檢驗之前先要確定模型的滯后階數(shù)，在選擇最大滯后階數(shù)為6時，Logl，LR，F(xiàn)PE，AIC，SC，HQ六個準則中有三個確定滯后階數(shù)為3階，則VAR模型的滯后階數(shù)應為3階。

在滯后1階時，進口和出口互為格蘭杰原因，出口和通貨膨脹不存在明顯的因果關系；滯后2階時，通貨膨脹是進口的格蘭杰原因，進口不是通貨膨脹的格蘭杰原因。

3.滯后階數(shù)3階時的VAR模型回歸結果：

AR根檢驗：在滯后階數(shù)為3時，所有的特征根都在單位圓內，說明各變量序列滿足VAR模型的平穩(wěn)性條件。

4.脈沖響應函數(shù)分析

脈沖響應函數(shù)描述的是一個內生變量對誤差沖擊的反應，是在隨機誤差項上實施一個標準差大小的沖擊后對內生變量的當期值和未來值所帶來的影響。從下圖cpi對各變量沖擊的響應函數(shù)可以看出：出口對cpi的沖擊影響較弱，在cpi受到來自出口的一個標準差信息沖擊后，cpi的響應函數(shù)在0線上下波動，持續(xù)到第8期后趨于0.進口對cpi的沖擊影響較出口大，但也沒有明顯的規(guī)律，進口對cpi的沖擊效應在第2期時最大，高達1.7%，隨后在0線上下波動，在第8期時逐漸趨于0.說明進口的增加對通貨膨脹的影響效應在長期內是減小的。

5.方差分解

通常格蘭杰因果檢驗只能說明多個內生變量之間是否存在因果關系，不能確定因果關系強度的大小，而方差分解是通過每一個結構沖擊對內生變量的變化（通過方差來度量）的貢獻度進一步評價不同結構沖擊的重要性。因此，方差分解可以給出對模型中的變量產生影響的每個隨機擾動的相對重要的信息。

從表5cpi的方差分解值來看，cpi的波動主要歸因于其自身慣性的沖擊，無論在短期還是在長期，這個沖擊解釋了80%左右，剩下的由進出口的變化來解釋。進口開始呈現(xiàn)快速增長，在第4期時趨于平穩(wěn)，對cpi預測誤差的貢獻度維持在16%左右。出口對cpi的貢獻度影響較小，第5 期時維持在2.3%左右。這些結論與脈沖響應函數(shù)的分析結果是相同的。

四、結論與政策建議

對進出口與通貨膨脹關系的實證研究得到如下結論：進出口與通貨膨脹之間存在一種長期的協(xié)整關系。通過脈沖響應函數(shù)分析結果表明：進口對通貨膨脹的影響較大，出口對通貨膨脹的影響效應較小。在短期內，進出口對通貨膨脹的影響較為明顯，進口加劇通貨膨脹，出口緩解通貨膨脹。方差分解結果表明：cpi的變動受自身影響很大，80%左右來源于其自身慣性的沖擊，1%-2.3%來源于出口的變化，相比較于出口，進口對cpi的貢獻度較大，占7%-16%。

綜上所述，近年來隨著我國對外開放程度的逐漸加深和寬松政策的實施，進出口對國內物價波動的影響將越來越明顯。開放帶來的通貨膨脹是難以避免的，應對重點是加強疏導與利用，這要求價格管理當局加強防范，做出相應的調整；政府要完善出口政策，加快產業(yè)結構升級，促進國際交流與合作?？偠灾?，在處理進出口對國內物價波動的影響方面，要注意防范貿易途徑的通貨膨脹。

參考文獻：

[1]高永霞.人民幣匯率、進出口對通貨膨脹的聯(lián)動效應研究[J].廣西財經學院學報，2014.