王祥兵，嚴(yán)廣樂(lè)，楊衛(wèi)忠

（上海理工大學(xué) 管理學(xué)院 上海 200093）＊

一、引 言

由于通貨膨脹對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和金融市場(chǎng)發(fā)展都有重要影響，因此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)它進(jìn)行了廣泛研究，得出一系列成果。蔡純（2010）利用條件異方差模型分析了2007年次債危機(jī)以來(lái)主要大宗商品價(jià)格變動(dòng)情況，研究表明不同商品期貨市場(chǎng)的有效性略有差異，主要商品收益波動(dòng)均具有積聚效應(yīng)與杠桿效應(yīng)［1］。張成思（2008）分析了1980～2007年中國(guó)通貨膨脹情況，研究表明在低通脹環(huán)境下我國(guó)通貨膨脹仍然呈現(xiàn)相當(dāng)高的慣性特征［2］。李敏、王相寧（2008）研究了1987～2008年我國(guó)通貨膨脹率的動(dòng)態(tài)波動(dòng)路徑，研究結(jié)果表明我國(guó)的通脹慣性在低通脹區(qū)制時(shí)弱，在溫和、高通脹區(qū)制時(shí)強(qiáng)［3］。艾慧（2010）認(rèn)為通貨膨脹理論的核心部分是傳導(dǎo)機(jī)制，而治理通脹的根本途徑是采取措施調(diào)控貨幣需求和削弱通脹預(yù)期的影響，以改變微觀主體行為［4］。Fuhrer，Jeffrey（1995）研究認(rèn)為，通貨膨脹慣性強(qiáng)與弱對(duì)貨幣政策的滯后效果有決定性的影響［5］。Engle（1982）提出ARCH 模型，并且認(rèn)為該模型集中反映了金融數(shù)據(jù)時(shí)間序列方差波動(dòng)特點(diǎn)［6］。Bollerslev（1986）證明廣義自回歸條件異方差模型，即GARCH族模型能夠更好地刻畫(huà)收益序列殘差項(xiàng)的異方差性［7］。Nelson，Daniel（1991），Black（1976）從理論和經(jīng)驗(yàn)兩方面闡明了利好消息與利空消息對(duì)股市的不對(duì)稱(chēng)影響［8，9］。Nelson，Daniel（1991）也首次提出了非對(duì)稱(chēng)波動(dòng)性的EGARCH 模型［9］。Engle（1993）比較了允許利好消息和利壞消息對(duì)未來(lái)的波動(dòng)性有不同影響的非對(duì)稱(chēng)波動(dòng)性模型［10］。

雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者就通貨膨脹的形成、慣性、演化機(jī)制等問(wèn)題從不同側(cè)面和角度進(jìn)行了有成效的研究，但是這些研究在整體上缺乏對(duì)通貨膨脹特征的關(guān)注，而這個(gè)問(wèn)題對(duì)幫助貨幣當(dāng)局就通貨膨脹治理建立一個(gè)理性的期望、選擇有效的政策著力點(diǎn)是至關(guān)重要的。為此，本文在借鑒上述研究的基礎(chǔ)上，擬采用條件異方差模型結(jié)合我國(guó)1994年1月～2009年12月的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)對(duì)中國(guó)通貨膨脹的動(dòng)態(tài)演化特征情況進(jìn)行研究，以期揭示中國(guó)通貨膨脹的演化機(jī)制及其內(nèi)在規(guī)律并提出相應(yīng)的政策建議。

二、模型的選擇與分析思路

1.ARMA模型。ARMA（p，q）表達(dá)式為：

其中｛ut｝為平穩(wěn)時(shí)間序列，ut－1為滯后隨機(jī)變量，誤差項(xiàng)εt為白噪聲，c為常數(shù)項(xiàng)，φi、θj為參數(shù)。

2.ARCH模型。ARCH（p）條件方差函數(shù)為：

ARCH模型通過(guò)對(duì)過(guò)去p期非預(yù)期回報(bào)ut的平方的方差的移動(dòng)平均來(lái)捕獲回報(bào)序列的條件異方差。該模型是由Engel于1982提出。

3.GARCH模型。GARCH（p，q）表達(dá)式為：

4.TARCH模型。其條件方差方程表達(dá)式為：

當(dāng)ut＜0時(shí)，I－t＝1，說(shuō)明壞消息有一個(gè)更大的沖擊，即（αt＋γt）倍的沖擊；ut＞0時(shí)，I－t＝0，說(shuō)明好消息的沖擊要小，只有αt倍；當(dāng)γk＜0時(shí)，則表明市場(chǎng)對(duì)壞消息的反應(yīng)更強(qiáng)。該模型是由Zakoian于1990年提出。

5.EGARCH模型。其條件方差方程表達(dá)式為：

等式左邊是條件方差的對(duì)數(shù)，說(shuō)明杠桿影響是指數(shù)的，該模型是由Nelson于1991年提出的。當(dāng)γk＜0并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，則表明市場(chǎng)存在非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)，即杠桿效應(yīng)。

首先，把CPI指數(shù)隨時(shí)間推移而形成的數(shù)據(jù)序列看作是一個(gè)隨機(jī)序列，利用ARMA模型可以挖掘CPI指數(shù)序列自身變動(dòng)規(guī)律。其次，把CPI指數(shù)序列看成一個(gè)均值為零，方差隨時(shí)間變化的正態(tài)分布，利用ARCH模型可以把CPI指數(shù)序列的波動(dòng)集群性表現(xiàn)出來(lái)。然后，利用GARCH模型可以反映出CPI指數(shù)序列的長(zhǎng)期記憶性質(zhì)。最后，利用TARCH、EARCH模型可以把好、壞消息對(duì)CPI指數(shù)序列影響的非對(duì)稱(chēng)效應(yīng)表現(xiàn)出來(lái)。

三、中國(guó)通貨膨脹特征的實(shí)證分析

1.樣本選取與數(shù)據(jù)處理。本文數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站所公布月度數(shù)據(jù)，樣本選自1994年1月～2009年12月的月度CPI指數(shù)，樣本容量192個(gè)。以Y代表CPI月度指數(shù)，先采用X－12方法對(duì)Y進(jìn)行季節(jié)調(diào)整，調(diào)整后數(shù)據(jù)減去100記作X，對(duì)X一階差分記作DX。文中所用工具為Eviews6.0.

表1 X序列的統(tǒng)計(jì)特征

2.X序列的統(tǒng)計(jì)特征。表1中的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，序列X有尖峰厚尾的分布特征（序列呈現(xiàn)偏態(tài)、峰度系數(shù)大于3），Jarque－Bera檢驗(yàn)顯示非正態(tài)性，這些初步表明，序列X可能存在ARCH現(xiàn)象。

3.X序列平穩(wěn)性檢驗(yàn)。如果采用非平穩(wěn)序列來(lái)建立各種統(tǒng)計(jì)模型，就會(huì)出現(xiàn)虛假回歸問(wèn)題，因此，在進(jìn)行ARCH、GARCH等效應(yīng)檢驗(yàn)之前，需要對(duì)X、DX序列進(jìn)行單位根檢驗(yàn)（見(jiàn)表2），本文采用的方法為擴(kuò)大的迪克－福勒檢驗(yàn)（ADF檢驗(yàn)）。

由表2可知：在顯著性水平為1%的條件下，序列X的ADF檢驗(yàn)值大于相應(yīng)的臨界值，說(shuō)明序列X是非平穩(wěn)；而序列DX通過(guò)檢驗(yàn)，拒絕存在單位根的原假設(shè)，說(shuō)明DX序列是平穩(wěn)的，從而序列X是一階單整的，即是I（1），ADF檢驗(yàn)法有效。

4.建立ARMA模型。DX時(shí)間序列是平穩(wěn)的，因而建立ARMA模型是合適的?？紤]建立ARMA（1，1）、AR（1，12）、AR（1）、MA （1）模型。通過(guò)計(jì)算和比較四個(gè)模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)模型AR（1，12）的值較?。ㄒ?jiàn)表3），根據(jù)AIC準(zhǔn)則，以及DX時(shí)間序列的自相關(guān)、偏相關(guān)函數(shù)分析圖，初步確定建立以下方程：

借助于Eviews6.0軟件，可得序列DX擬合的函數(shù)表達(dá)式為：

以上模型表明：（1）序列DX的均值方程有滯后期為12的滯后項(xiàng)，這表明我國(guó)的CPI指數(shù)的當(dāng)前走勢(shì)對(duì)未來(lái)一年的CPI指數(shù)走勢(shì)都會(huì)產(chǎn)生影響。（2）本模型的計(jì)量結(jié)果也說(shuō)明我國(guó)的通貨膨脹一旦受到外部沖擊偏離預(yù)期目標(biāo)，通常一般需要一年或更長(zhǎng)時(shí)間才能返回到預(yù)期水平。（3）由于序列DX的均值方程有滯后期為12的滯后項(xiàng)，表明我國(guó)的通貨膨脹影響持續(xù)的時(shí)間很長(zhǎng)，通貨膨脹對(duì)政策變化的反應(yīng)速度較慢，即我國(guó)的通脹慣性很強(qiáng)，因而在這種情況下，我國(guó)的貨幣政策的效果必然存在著極大的滯后效應(yīng)。

表2 X、DX序列的單位根檢驗(yàn)結(jié)果

表3 ARMA相關(guān)模型的AIC、SC值

圖1 DX殘差

5.ARCH效應(yīng)檢驗(yàn)。圖1是DX的殘差圖，觀察DX的殘差圖可以初步判斷有波動(dòng)集現(xiàn)象存在于序列DX中：較大或較小幅度的波動(dòng)后會(huì)相應(yīng)地緊隨著較大或較小幅度的波動(dòng)，這說(shuō)明誤差項(xiàng)可能具有條件異方差性。對(duì)序列DX的回歸方程殘差序列進(jìn)行滯后階數(shù)為1的ARCH－LM檢驗(yàn)。F統(tǒng)計(jì)量值為5.354，R2值為0.0295，其中：

F和LM 統(tǒng)計(jì)量所對(duì)應(yīng)的概率值都小于0.05，可知F和LM的值都落在相應(yīng)臨界值的右邊，因此拒絕原假設(shè)，說(shuō)明DX殘差的平方序列存在1階自相關(guān)，即DX的回歸方程殘差序列存在ARCH 效應(yīng)。如果對(duì)DX的回歸方程殘差序列進(jìn)行滯后階數(shù)為12的ARCH－LM檢驗(yàn)，序列DX也可通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明序列DX存在高階ARCH效應(yīng)（GARCH效應(yīng)），于是考慮建立GARCH模型。

6.建立GARCH模型。由于序列DX的回歸方程殘差序列存在高階的ARCH效應(yīng)，可對(duì)序列DX建 GARCH（1，1）、IGARCH（1，1）模型。通過(guò)計(jì)算和比較兩個(gè)模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)IGARCH（1，1）的值較小（見(jiàn)表4），根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，可對(duì)序列DX建立如下IGARCH（1，1）模型：

以上模型表明：（1）序列DX的方差方程中也有滯后項(xiàng)，進(jìn)一步表明中國(guó)CPI指數(shù)的當(dāng)前走勢(shì)會(huì)對(duì)未來(lái)的走勢(shì)產(chǎn)生影響。這種信息沒(méi)有及時(shí)被市場(chǎng)獲取，反映在當(dāng)期的DX序列中，符合本文的自相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)果，DX序列的自相關(guān)性也很強(qiáng)。（2）序列DX的方差方程中：α＋β＝1，表明在經(jīng)濟(jì)開(kāi)放和轉(zhuǎn)型條件下，外部經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)中國(guó)CPI指數(shù)有持續(xù)的影響，并且沖擊對(duì)條件方差也產(chǎn)生持久影響。（3）運(yùn)用IGARCH（1，1）模型后，再對(duì)方程進(jìn)行 ARCH－LM檢驗(yàn)已經(jīng)不再顯著。

表4 CARCH相關(guān)模型的AIC、SC值

表5 非對(duì)稱(chēng)ARCH相關(guān)模型的AIC、SC值

7.非對(duì)稱(chēng)ARCH模型的建立。中國(guó)的通貨膨脹不僅具有波動(dòng)集群性，而且具有非對(duì)稱(chēng)性，即杠桿效應(yīng)。下面通過(guò)建立非對(duì)稱(chēng)的GARCH模型的進(jìn)行實(shí)證研究。利用Eviews6.0軟件進(jìn)行估計(jì)可得序列DX的TARCH、EGARCH模型。通過(guò)計(jì)算和比較兩個(gè)模型的AIC、SC值發(fā)現(xiàn)模型EARCH（1，1）的值較?。ㄒ?jiàn)表5），為有效說(shuō)明中國(guó)的通貨膨脹的非對(duì)稱(chēng)性，根據(jù)AIC、SC準(zhǔn)則，可對(duì)序列DX建立如下EGARCH（1，1）模型：

以上模型表明：（1）序列DX的方差方程中杠桿效應(yīng)項(xiàng)γ＝－0.231，且顯著不等于零，說(shuō)明中國(guó)的通貨膨脹的具有顯著非對(duì)稱(chēng)性效應(yīng)。（2）序列DX的方差方程中α＝0.591，當(dāng)ut－1＞0時(shí)，該信息沖擊的條件方差的對(duì)數(shù)有一個(gè)0.591＋（－0.231）＝0.36倍的沖擊；當(dāng)ut－1＜0時(shí)，它給條件方差的對(duì)數(shù)帶來(lái)一個(gè)0.591＋（－0.231）×（－1）＝0.822倍的沖擊。（3）對(duì)于序列DX，負(fù)的沖擊（使物價(jià)上漲的因素）所產(chǎn)生的波動(dòng)性要遠(yuǎn)大于正的沖擊（使物價(jià)下降的因素）的波動(dòng)性。

四、實(shí)證結(jié)果的分析及其經(jīng)濟(jì)機(jī)制

由于宏觀總量總是由微觀個(gè)量組成，因而宏觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象不可能離開(kāi)其微觀基礎(chǔ)而存在，對(duì)宏觀貨幣經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象的調(diào)控也必然要依賴(lài)于其現(xiàn)實(shí)的微觀基礎(chǔ)和制度條件?；诖耍旅鎸睦碚摲治鲆暯怯懻撝袊?guó)通貨膨脹特征的微觀機(jī)制和政策價(jià)值。

1.通脹慣性。在以上的 AR（1，12）、IGARCH（1，1）、EGARCH（1，1）模型中，均值方程、方差方程中都含有滯后項(xiàng)，特別是均值方程有滯后12期的滯后項(xiàng)，這說(shuō)明中國(guó)CPI指數(shù)的當(dāng)前走勢(shì)對(duì)未來(lái)的走勢(shì)會(huì)產(chǎn)生影響。因而我國(guó)居民的通貨膨脹預(yù)期受實(shí)際通貨膨脹及其滯后序列的影響較大。當(dāng)期實(shí)際通貨膨脹的波動(dòng)會(huì)對(duì)下一期的通貨膨脹預(yù)期產(chǎn)生正的影響，且這種影響會(huì)持續(xù)1年左右的時(shí)間，即消費(fèi)者在形成通貨膨脹預(yù)期時(shí)，會(huì)考慮一年以來(lái)的通貨膨脹歷史情況。模型AR（1，12）的計(jì)量結(jié)果也說(shuō)明，我國(guó)的通貨膨脹有很強(qiáng)慣性特征①。由于我國(guó)物價(jià)指數(shù)序列DX的均值方程有滯后期為12的滯后項(xiàng)，說(shuō)明我國(guó)的通貨膨脹影響持續(xù)的時(shí)間很長(zhǎng)，通貨膨脹慣性很強(qiáng)，即通貨膨脹對(duì)政策變化的反應(yīng)速度較慢，在這種情況下，我國(guó)的貨幣政策的效果必然存在著極大的滯后效應(yīng)。因而我國(guó)貨幣當(dāng)局在進(jìn)行反通貨膨脹的貨幣政策時(shí)，應(yīng)充分考慮我國(guó)通脹慣性強(qiáng)的特征，對(duì)通貨膨脹抬頭趨勢(shì)的適度警覺(jué)，以應(yīng)對(duì)強(qiáng)通脹慣性環(huán)境下的貨幣政策滯后效應(yīng)［2］。

2.波動(dòng)集群性。在IGARCH（1，1）方差方程中，β表示系統(tǒng)波動(dòng)的記憶性，β越大說(shuō)明系統(tǒng)記憶性越強(qiáng)，當(dāng)β為正則說(shuō)明系統(tǒng)會(huì)通過(guò)非線(xiàn)性機(jī)制放大其前期的波動(dòng)；α表示系統(tǒng)外部沖擊對(duì)系統(tǒng)波動(dòng)的影響，當(dāng)α為正且較大時(shí)，表明外部沖擊對(duì)波動(dòng)影響較大，而當(dāng)α為負(fù)，表明外部沖擊有助于系統(tǒng)穩(wěn)定；（α＋β）表示通脹波動(dòng)的持續(xù)性，當(dāng)（α＋β）＜0，則說(shuō)明模型收斂，波動(dòng)對(duì)條件方差的影響有限；如果（α＋β）＝1，則說(shuō)明外部沖擊對(duì)條件方差影響持久［11］。根據(jù)IGARCH（1，1）模型對(duì)中國(guó)通貨膨脹的估計(jì)，β＝－1.0308＞1，這表明我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)具有放大其前期價(jià)格波動(dòng)特性，因而我國(guó)價(jià)格系統(tǒng)運(yùn)行不具有自穩(wěn)定功能，僅依靠市場(chǎng)的力量難以達(dá)到價(jià)格穩(wěn)定，必須依靠非市場(chǎng)的政策干預(yù)才能實(shí)現(xiàn)中國(guó)價(jià)格系統(tǒng)的平穩(wěn)運(yùn)行，這也說(shuō)明經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和開(kāi)放條件下的中國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)還不是很成熟，不具有內(nèi)生最優(yōu)演化性［11］。其次α＝－0.0308＜0，說(shuō)明我國(guó)經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)中前期外部沖擊能降低本期通脹波動(dòng)，因而我國(guó)的經(jīng)濟(jì)干預(yù)政策具有穩(wěn)定價(jià)格系統(tǒng)運(yùn)行功能，這也從實(shí)證上說(shuō)明我國(guó)相關(guān)經(jīng)濟(jì)政策的有效性，為我國(guó)政府的經(jīng)濟(jì)干預(yù)提供理論和實(shí)證依據(jù)。同時(shí)我國(guó)通貨膨脹波動(dòng)的持續(xù)性（α＋β）＝1，表明外部經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)價(jià)格波動(dòng)產(chǎn)生了持久影響，這與我國(guó)通貨膨脹慣性較長(zhǎng)特征一致。

3.杠桿效應(yīng)。在EGARCH（1，1）中，在方差方程中的系數(shù)γ顯著異于0，且為負(fù)值，反映了中國(guó)通貨膨脹波動(dòng)的杠桿效應(yīng)。負(fù)的γ值表明負(fù)的沖擊（即使物價(jià)上漲的因素）和正的沖擊（即使物價(jià)下降的因素）對(duì)市場(chǎng)價(jià)格產(chǎn)生影響是不對(duì)稱(chēng)的，負(fù)沖擊（0.822倍）對(duì)市場(chǎng)價(jià)格的影響往往要比相同規(guī)模的正沖擊（0.36倍）強(qiáng)烈多。這種杠桿效應(yīng)主要?dú)w咎于市場(chǎng)客體的心里預(yù)期即通貨膨脹預(yù)期。其過(guò)程一般包括以下三個(gè)方面：（1）消費(fèi)決策。當(dāng)消費(fèi)者形成通脹預(yù)期時(shí)，為了保值增值，他們會(huì)增加耐用消費(fèi)品或可增值的金融產(chǎn)品，從而使貨幣需求減少、貨幣超常供給。（2）企業(yè)投資決策。通脹預(yù)期下，企業(yè)的投資成本降低，在短期內(nèi)，由于企業(yè)投資的增加將導(dǎo)致總需求增加，從而通脹壓力進(jìn)一步加大。（3）生產(chǎn)要素供需環(huán)節(jié)。當(dāng)生產(chǎn)要素供給者通脹預(yù)期形成時(shí)，在簽約時(shí)供給者會(huì)提高生產(chǎn)要素的報(bào)酬率，當(dāng)生產(chǎn)要素需求者同意提高時(shí)，被提高的生產(chǎn)要素的報(bào)酬率部分會(huì)通過(guò)生產(chǎn)轉(zhuǎn)嫁到產(chǎn)品價(jià)格中，從而形成下一輪的成本推動(dòng)型通脹；當(dāng)生產(chǎn)要素需求者不同意提高時(shí)，要素需求者減少生產(chǎn)要素的購(gòu)買(mǎi)，導(dǎo)致總供給減少，這也會(huì)使新的通脹壓力形成。當(dāng)通脹預(yù)期一旦形成，上述三種途徑就會(huì)疊加成為新一輪物價(jià)上漲的非均衡力量，從而產(chǎn)生更強(qiáng)大的通脹壓力，導(dǎo)致物價(jià)上漲的“羊群負(fù)效應(yīng)”。而一旦市場(chǎng)價(jià)格下降時(shí)，由于市場(chǎng)客體的通貨膨脹預(yù)期的粘性和市場(chǎng)價(jià)格的粘性，則會(huì)使市場(chǎng)價(jià)格向下的趨勢(shì)變得平緩的多。因此，中國(guó)通貨膨脹的杠桿效應(yīng)較為明顯。

五、結(jié)論與政策建議

以上研究表明，我國(guó)通貨膨脹具有波動(dòng)集群性、通脹慣性強(qiáng)、杠桿效應(yīng)等特征。

波動(dòng)集群性特征說(shuō)明外部經(jīng)濟(jì)沖擊對(duì)我國(guó)價(jià)格波動(dòng)影響持久，并且經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)自身會(huì)放大其前期的波動(dòng)，因而經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)不可能依靠市場(chǎng)的力量達(dá)到穩(wěn)定狀態(tài)，只有靠外部力量的政策干預(yù)才能實(shí)現(xiàn)中國(guó)價(jià)格系統(tǒng)的平穩(wěn)運(yùn)行，這也說(shuō)明中國(guó)貨幣當(dāng)局進(jìn)行政策干預(yù)價(jià)格波動(dòng)的必要性和重要性。通脹慣性強(qiáng)的特征說(shuō)明我國(guó)通貨膨脹對(duì)其治理政策變化的反應(yīng)速度較慢，貨幣當(dāng)局必須保持對(duì)通貨膨脹抬頭趨勢(shì)的適度警覺(jué)，加強(qiáng)對(duì)貨幣政策時(shí)滯的管理，以減少貨幣政策滯后效應(yīng)。杠桿效應(yīng)說(shuō)明通脹預(yù)期對(duì)物價(jià)上漲的“羊群負(fù)效應(yīng)”起著很重要的推動(dòng)作用，因而在物價(jià)上漲時(shí)，我國(guó)公眾的通脹預(yù)期并非完全理性，貨幣當(dāng)局應(yīng)該加強(qiáng)通脹預(yù)期管理和積極引導(dǎo)公眾形成良好的、穩(wěn)定的通脹預(yù)期，前瞻性地做好宏觀微調(diào)準(zhǔn)備，以減少高通脹預(yù)期對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和貨幣政策傳導(dǎo)的的影響。通過(guò)對(duì)中國(guó)通貨膨脹特征分析，可以看出中國(guó)通貨膨脹特征有深刻政策含義，對(duì)通貨膨脹治理、通脹預(yù)期管理、貨幣政策安排等都具有相當(dāng)重要的指導(dǎo)意義和價(jià)值：

1.我國(guó)通脹慣性強(qiáng)的特征要求增強(qiáng)貨幣政策的前瞻性，減少貨幣政策滯后效應(yīng)。措施如下：首先，應(yīng)提高貨幣政策的時(shí)效性、增強(qiáng)貨幣政策的彈性和靈活性，減少貨幣政策沖擊對(duì)產(chǎn)出的滯后性。其次，要根據(jù)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的演化，適當(dāng)控制貨幣供給增長(zhǎng)率，減少流動(dòng)性，同時(shí)要合理搭配其他政策工具降低通貨膨脹受貨幣供給量的顯著滯后影響。最后，提高中央銀行的獨(dú)立性，縮短貨幣政策內(nèi)部決策時(shí)滯；提高微觀經(jīng)濟(jì)主體的敏感性，防止貨幣政策被扭曲，縮短貨幣政策外部時(shí)滯。

2.杠桿效應(yīng)說(shuō)明公眾一旦形成了長(zhǎng)期高通貨膨脹預(yù)期，政府就需要花大量精力去改變這種預(yù)期，而且宏觀經(jīng)濟(jì)還會(huì)面臨長(zhǎng)期滯脹的風(fēng)險(xiǎn)。因而政府應(yīng)加強(qiáng)通脹預(yù)期管理，利用經(jīng)濟(jì)政策與措施影響遠(yuǎn)期，以期改變公眾通貨膨脹預(yù)期，讓公眾確信政府能解決通貨膨脹問(wèn)題，以減少羊群負(fù)效應(yīng)。措施如下：首先，政府應(yīng)該加強(qiáng)各種信息和政策的披露和共享，增加政策的透明度和可信度、降低公眾獲取真實(shí)信息的成本、提高公眾信息的對(duì)稱(chēng)性，從而正確引導(dǎo)和調(diào)整公眾的預(yù)期。其次，當(dāng)通貨膨脹出現(xiàn)時(shí)，各經(jīng)濟(jì)決策部門(mén)可以通過(guò)協(xié)同行動(dòng)、多種政策協(xié)調(diào)操作協(xié)調(diào)來(lái)疏導(dǎo)公眾的通脹預(yù)期心理。

3.本輪通脹是從2010年7月份開(kāi)始，2011年前四個(gè)月的CPI上漲是5.1，5月份達(dá)到5.5。本輪通脹是2008年11月以來(lái)較長(zhǎng)時(shí)期貨幣供應(yīng)過(guò)多的直接結(jié)果，過(guò)多的貨幣供應(yīng)強(qiáng)化了中國(guó)經(jīng)濟(jì)的粗放擴(kuò)張，惡化了經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)，特別是最終消費(fèi)和居民消費(fèi)比例在2010年降到最低點(diǎn)，因而形成了強(qiáng)大的通貨膨脹壓力，同時(shí)產(chǎn)品成本增加積累以及國(guó)際市場(chǎng)大宗商品上漲進(jìn)一步強(qiáng)化了通脹壓力。中國(guó)通貨膨脹特征對(duì)本輪通脹治理的啟示：（1）政府較早承認(rèn)通貨膨脹的出現(xiàn)，確認(rèn)控制物價(jià)上漲是宏觀調(diào)控首要任務(wù)，這是一個(gè)強(qiáng)烈的信號(hào)，表明中國(guó)政府治理通脹的決心和信心，有利于疏導(dǎo)的公眾通脹預(yù)期心理。（2）本輪通貨膨脹率不斷攀升，主要因?yàn)檗r(nóng)產(chǎn)品，特別是食品價(jià)格上漲所導(dǎo)致的，也有房地產(chǎn)價(jià)格上漲因素。因而要治理中國(guó)的通貨膨脹，就應(yīng)針對(duì)這兩個(gè)最主要的源頭進(jìn)行，盡量平衡農(nóng)產(chǎn)品與房地產(chǎn)市場(chǎng)長(zhǎng)期的供求。（3）由于通貨膨脹預(yù)期具有很強(qiáng)的自我實(shí)現(xiàn)性，政府可以通過(guò)動(dòng)用農(nóng)產(chǎn)品的儲(chǔ)備和提高農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)力來(lái)降低通貨膨脹的預(yù)期；通過(guò)提供保值債權(quán)，顯示政府治理通貨膨脹的決心，改變公眾對(duì)通貨膨脹的預(yù)期。（4）政府應(yīng)為公眾提供可靠的防通脹工具，讓公眾不必通過(guò)購(gòu)買(mǎi)商品來(lái)避風(fēng)險(xiǎn)；也可利用人民幣升值的優(yōu)勢(shì)和降低關(guān)稅來(lái)增加進(jìn)口，以增加預(yù)期的國(guó)內(nèi)供給，從而使低通脹自我實(shí)現(xiàn)。（5）貨幣當(dāng)局通過(guò)不斷提高商業(yè)銀行的法定存款準(zhǔn)確金率，可有效降低總體的流動(dòng)性。到目前我國(guó)已經(jīng)出現(xiàn)16個(gè)月的實(shí)際存款利率是負(fù)的，這會(huì)導(dǎo)致中國(guó)商業(yè)銀行的存款流出，可以通過(guò)提高長(zhǎng)期固定存款的利率，讓實(shí)際存款利率朝正向發(fā)展以減少存款的流出。

綜上所述，我國(guó)通貨膨脹治理過(guò)程必須充分考慮我國(guó)通貨膨脹特征的影響，在其治理政策的制定和實(shí)施中要密切關(guān)注我國(guó)通貨膨脹特征各關(guān)鍵因素變化，加強(qiáng)重要消費(fèi)品供求情況和價(jià)格的跟蹤與分析工作，及時(shí)采用調(diào)控措施消除那些與市場(chǎng)制度邏輯不一致的政策傳導(dǎo)條件以及對(duì)政策信號(hào)不能作出理性反應(yīng)的市場(chǎng)因素。只有這樣，才能穩(wěn)定價(jià)格水平，合理引導(dǎo)物價(jià)走勢(shì)，保持我國(guó)經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)、快速的發(fā)展。

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① 通脹慣性是指通貨膨脹在受到隨機(jī)擾動(dòng)因素沖擊后偏離其均衡狀態(tài)的趨勢(shì)所持續(xù)的，因而通脹慣性的強(qiáng)弱決定了通貨膨脹對(duì)政策變化的反應(yīng)速度。

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